Der Einfluß der Nicht-Banken auf das gesamtwirtschaftliche Geldangebot. Eine empirische Untersuchung im Rahmen der linearen Geldangebotstheorie von Brunner und Meltzer

Neldner, Manfred Article Der Einfluß der Nicht-Banken auf das gesamtwirtschaftliche Geldangebot. Eine empirische Untersuchung im Rahmen der linearen Geldangebotstheorie von Brunner und Meltzer Kredit und Kapital Provided in Cooperation with: Duncker & Humblot, Berlin Suggested Citation: Neldner, Manfred (1977) : Der Einfluß der Nicht-Banken auf das gesamtwirtschaftliche Geldangebot. Eine empirische Untersuchung im Rahmen der linearen Geldangebotstheorie von Brunner und Meltzer, Kredit und Kapital, ISSN 0023-4591, Duncker & Humblot, Berlin, Vol. 10, Iss. 4, pp. 461-489, https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/292801 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. Sie dürfen die Dokumente nicht für öffentliche oder kommerzielle Zwecke vervielfältigen, öffentlich ausstellen, öffentlich zugänglich machen, vertreiben oder anderweitig nutzen. Sofern die Verfasser die Dokumente unter Open-Content-Lizenzen (insbesondere CC-Lizenzen) zur Verfügung gestellt haben sollten, gelten abweichend von diesen Nutzungsbedingungen die in der dort genannten Lizenz gewährten Nutzungsrechte. Terms of use: Documents in EconStor may be saved and copied for your personal and scholarly purposes. You are not to copy documents for public or commercial purposes, to exhibit the documents publicly, to make them publicly available on the internet, or to distribute or otherwise use the documents in public. If the documents have been made available under an Open Content Licence (especially Creative Commons Licences), you may exercise further usage rights as specified in the indicated licence. https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/ Der Einfluß der Nicht-Banken auf das gesamtwirtschaftliche Geldangebot Eine empirische Untersuchung im Rahmen der linearen Geldangebotstheorie von Brunner und Meitzer Von Manfred Neidner, Bochum I. Einleitung Sieht man von Großmodellen für den finanziellen Sektor der Volkswirtschaft ab, so stützt sich die Behandlung geldangebotstheoretischer Probleme gegenwärtig im wesentlichen auf zwei Modellansätze, deren Grundzüge auf Arbeiten von Jan Tinbergen bzw. von Karl Brunner und Allan H. Meitzer zurückgehen1. Geldangebotsmodelle der Brunner-Meitzer-Kategorie erfreuen sich in letzter Zeit vor allem im deutschen Sprachbereich einer stetig wachsenden Beliebtheit2. Dabei konzentriert sich das Interesse jedoch ausschließlich auf die „nicht-lineare" Version dieses Modelltyps, die sich konzeptionell — wenn überhaupt — nur geringfügig von den (wesentlich älteren) Tinbergen-Modellen unterscheidet, während die weitaus originellere „lineare" Modellvariante kaum noch Beachtimg findet. Die augenscheinlich geringe Attraktivität der linearen Geldangebotstheorie kommt nicht von ungefähr: Schon Brunner und Meitzer selbst ist es nicht gelungen, die mit einem relativ großen formalen Aufwand entwickelte Grundhypothese für Testund Prognosezwecke in eine akzeptable Struktur umzuformen3, so daß es so aussehen will, als ob dieser Ansatz der Diskussion keine neuen Impulse zu geben vermag. Der Verfasser des vorliegenden Beitrags hat allerdings bereits früher die Ansicht vertreten, daß sich auch aus der linearen Version des Brun1 Vgl. hierzu Neidner, M.: Die Bestimmungsgründe des volkswirtschaftlichen Geldangebots, Berlin/New York 1976, S. 75 ff. und S. 259 ff. 2 Vgl. z. B. Jarchow, H.-J. und Möller, H.: Geldbasis und Geldbasiskonzepte (I). In: Kredit und Kapital, 9. Jg., 1976, S. 178 ff., sowie die dort in Fn. 1, S. 178, zitierte Literatur. 3 Vgl. Neidner, M.: Die Bestimmungsgründe ... a.a.O., S. 271 ff. 30 Kredit und Kapital 4/1977 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 462 Manfred Neidner ner-Meltzer-Modells prognosefähige Geldangebotsfunktionen ableiten lassen, sobald bestimmte Voraussetzungen sich als empirisch haltbar erweisen4. Ob und inwieweit diese Bedingung erfüllt ist, wird im folgenden für die BRD untersucht, wobei sich die Betrachtung aber auf die in diesem Zusammenhang relevanten Verhaltensweisen der Nicht-Banken beschränken soll. II. Die lineare Geldangebotstheorie 1. Die formale Modellstruktur Die lineare Geldangebotstheorie5 läßt sich in ihrer makroökonomischen Ausprägung als der Versuch interpretieren, einen spezifischen Typ von Verhaltensfunktionen in den definitorischen Bezugsrahmen der traditionellen Geldschöpfungslehre zu integrieren. Die Besonderheit der von Brunner und Meitzer getroffenen Verhaltensannahmen besteht in ihrer formalen Ausrichtung am Vorbild der Keynesschen Konsumfunktion: Sowohl die Nachfrage der Geschäftsbanken nach Überschußreserven als auch die der Nicht-Banken nach Bargeld und befristeten Bankeinlagen wird jeweils in zwei Komponenten zerlegt, von denen die eine als „autonom" und die andere als durch die Höhe der mindestreservepflichtigen Verbindlichkeiten bzw. der Gesamtkassenhaltung „induziert" gilt. Gleichzeitig wird unterstellt, daß das Verhältnis zwischen den Veränderungen der induzierenden und den Veränderungen der induzierten Variablen jeweils konstant ist, eine Annahme, der in der Lehrbuchversion der Keynesschen Konsumtheorie das Postulat einer konstanten marginalen Konsumquote entspricht. Um das Gemeinte an einem konkreten Beispiel zu verdeutlichen, wird im weiteren eine Volkswirtschaft betrachtet, in der Sicht- (D), Termin« (T) und Spareinlagen (S) gleichermaßen der Mindestreservepflicht unterliegen und in der Mi, die Summe aus Bargeldumlauf (C) und Sichteinlagen, das für die Entscheidungen der Unternehmungen und Haushalte primär relevante Geldmengenkonzept darstellt. In einem solchen Fall werden die geldangebotsrelevanten Verhaltensweisen der 4 Neidner, M.: Die Bestimmungsgründe ... a.a.O., S. 272. 5 Vgl. hierzu insbesondere Brunner, K.: A Schema for the Supply Theory of Money. In: International Economic Review, Vol. 2, 1961, S. 79 ff., sowie Brunner, K. und A. H. Meitzer: Some Further Investigations of Demand and Supply Functions for Money. In: The Journal of Finance, Vol. 19, 1964, S. 240 ff. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 Einfluß der Nicht-Banken auf das gesamtwirtschaftliche Geldangebot 463 Nicht-Banken im linearen Brunner-Meitzer-Modell durch die Nachfragefunktionen erfaßt, in denen die (konstanten) Parameter c, t und s die marginale Bargeld-, die marginale Terminguthabenund die marginale Sparguthabenquote repräsentieren, während der Index a die autonomen Nachfragekomponenten bezeichnet. Sind die Mindestreservesätze für Sicht- (r<f), Termin (r*) und Spareinlagen (rs) sowie die monetäre Basis (B) durch die Politik der Zentralbank vorgegeben, und passen die Geschäftsbanken ihre Zentralbankgeldbestände stets dem gesetzlichen Mindestreserve-Soll an6, so bedarf es lediglich drei weiterer Gleichungen, um das lineare Geldangebotsmodell zu vervollständigen. Die erste dieser Beziehungen, (4) Mi = C + D , definiert die Geldmenge. Die zweite, (5) Rr = rdD + rtT + rsS , dient der Bestimmung des von den Kreditinstituten zu erfüllenden Mindestreserve-Solls (Rr)t und die dritte, (6) B = C + Rr , bringt schließlich zum Ausdruck, daß die monetäre Basis allein für Zwecke der Bargeldhaltung des Nicht-Bankensektors und der Mindestreservehaltung der Geschäftsbanken Verwendung findet. Werden (1) und (5) in (6) eingesetzt, so ergibt sich unter Berücksichtigung von (2), (3) und (4) die Geldangebotsrelation (7) Mt = m1 B - m1 (1 - rd) Ca - mt rt Ta - m1 rs Sa , in der mi, der Geldangebotsmultiplikator, als definiert ist. 6 M. a. W. die Banken halten weder Bargeld noch Überschußreserven. (1) (2) (3) C = Ca + cM1 , T = Ta + tMi und S = Sa + sMi 1 (8) c-\-rd(l-c) + rtt + rss 30» OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 464 Manfred Neidner Liegen die gesetzlichen Mindestreservesätze fest, und sind die marginalen Quoten c, t und s, wie Brunner und Meitzer annehmen, konstant und gegeben, so ist das makroökonomische Geldangebot gemäß (7) linear abhängig von B und den drei autonomen Nachfragekomponenten Ca, Ta und Im Gegensatz zu B dürfen aber Ca, Ta und Sa nicht als „letzte" Bestimmungsgründe von Mi gelten, denn um das Geldangebot durch diese Variablen direkt erklären zu können, müßten deren Werte zunächst bekannt sein. Wie ein Blick auf die Gleichungen (1) bis (3) zeigt, würde das jedoch nicht nur die Kenntnis von c, t und s, sondern auch die von C, T, S und Mi voraussetzen. Brunner und Meitzer haben nichtsdestoweniger Gleichungen wie (7) in lineare Regressionsansätze der Form (9) Mi = ao + ax B + 02 Ca + a3 Ta + a4 Sa + ut transformiert7. Damit wird aber der ursprüngliche theoretische Ansatz gleichsam auf den Kopf gestellt, indem die bereits erklärten Farameter mi, mi (1 — r^), mi rt und mi rs nunmehr als Unbekannte und die einer Erklärung bedürftigen Variablen Ca, Ta und Sa als exogene Größen betrachtet werden. 2. Modelltheorie und Empirie Einer unmittelbaren empirischen Überprüfung ist die lineare Geldangebotstheorie in der Version (7) zunächst nur insoweit zugänglich, als die ihr zugrunde liegenden Prämissen eine Reihe von Aussagen über die Realität beinhalten, die mit dieser nicht notwendig übereinstimmen. Was den hier allein interessierenden Nicht-Bankensektor betrifft, so steht und fällt der Ansatz von Brunner und Meitzer bereits mit der Existenz empirischer Nachfragefunktionen des Typs (1), (2) und (3), d. h. mit der Annahme, daß Geldmengenvariationen regelmäßig eine ihnen proportionale Veränderung der Nachfrage nach Bargeld und befristeten Bankdepositen hervorrufen. Zudem ist Gleichung (7) für Prognosezwecke nur dann nutzbar zu machen, wenn Ca, Ta und Sa entweder im Zeitablauf relativ invariabel sind oder aber in vorhersagbarer Weise auf Veränderungen weniger Schlüsselgrößen wie Einkommen, Vermögen und Zinsniveau reagieren. Im ersten Fall ließe sich Mi mit Hilfe von (7) jeweils direkt berechnen. Im zweiten dagegen müßten Ca, 7 Da den Schätzungen von Brunner und Meitzer amerikanisches Zahlenmaterial zugrunde liegt, fehlt dort das Glied a4 Sa. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 Einfluß der Nicht-Banken auf das gesamtwirtschaftliche Geldangebot 465 Ta und Sa vorab durch eigene Schätzgleichungen determiniert werden, die dann in Verbindung mit (7) eine Geldangebotsfunktion im nunmehr engeren Wortsinne ergeben. Tabelle I Schätzungen für die Nachfrage nach Bargeld, Terminguthaben und Sparguthaben, 19681 - 1974IV abhängige Variable absolutes ^ Ar ,, G1ied D Ml m2 Ms R2 DW 1:1 C 1:2 C 1:3 C 1:4 C qn71ß 0,4138** 9'0716 (25,40) - — ~ 0,2951** 6,1438 — (3634) — — 15 0447 - - °'1274** _ 15,ü447 (37,03) l9ftfiT* 0,0646** 12,8633 - - — (3639) 0,96 0,80 0,98 0,82 0,98 1,03 0,98 1,52 1:5 T 1:6 T 1:7 T 1:8 T - 51 0902 1'7678** - - - - 64,6822 - - - 31,8522 - - ¿¡J^ - ¿n *ft9fi 0,2900** - 40,5826 - - - (24,52) 0,85 0,52 0,88 0,54 0,98 0,58 0,96 0,31 1:9 5 1:10 5 1:11 S 1:12 S " 10>9700 ¿S2" - - 31,9699 - (¿g)13** - H7R1 0,9644** 35,0761 - - (31>29) - 16,5399 - 0,96 1,71 0,97 1.91 0,97 0,80 0,99 0,80 Die in Klammern gesetzten Zahlen geben den t-Wert der Schätzungen an. DW bezeichnet den Durbin-Watson-Koeffizienten. ** bzw. * kennzeichnen Koeffizienten, die (nach den Kriterien des konventionellen t-Tests) mit einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 1 ®/o bzw. 5 % statistisch gesichert sind. Angaben über die Definition und die Dimensionierung der Variablen sowie Quellenhinweise finden sich im Anhang. Mit Tabelle I wird zunächst der Versuch unternommen, eine Antwort auf die für alles weitere entscheidende Frage zu geben, ob es angesichts des vorliegenden Zahlenmaterials gerechtfertigt ist, die marginalen Quoten c, t und s als zumindest relativ konstant zu betrachten. Wie die Regressionsgleichungen 1:2, 1:6 und 1:10 zeigen, muß diese Frage bejaht werden, da die Variable Mi immerhin zwischen 88 Vo und 98 %> der Veränderungen von C, T und S zu erklären vermag und OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 466 Manfred Neidner die den marginalen Quoten entsprechenden Regressionskoeffizienten sich dabei auf das 14bis 36fache ihrer Standardabweichungen belaufen. Ähnlich vielversprechende Ergebnisse liefern diejenigen Gleichungen, in denen die fraglichen Quotenausdrücke unter Verwendung des Sichteinlagenvolumens bzw. der Geldmengenkonzepte M2 (= Mi + T) und Ms (= M2 + S) materiell abweichend von (1), (2) und (3) definiert sind. Vor allem sind die geschätzten Koeffizienten auch in diesen Fällen hoch signifikant, und mit Ausnahme der Gleichung 1:5 erreicht das Bestimmtheitsmaß R2 einen Wert von mindestens 0,96. Da die Grundvoraussetzung des linearen Modells, die Existenz relativ konstanter marginaler Quoten, als erfüllt gelten kann, rücken nunmehr die drei autonomen Nachfragekomponenten in den Mittelpunkt des Interesses. Insbesondere stellt sich die Frage, ob auch Ca, Ta und Sa in etwa konstant sind, oder ob sie mit so starken Ausschlägen schwanken, daß ihre Veränderungen einer näheren theoretischen Erklärung bedürfen. Tabelle II Variationskoeffizienten für die autonome Nachfrage nach Bargeld, Terminund Sparguthaben, 1968 I - 1974IV induzierende ^^^^ Variable21) autonome Nach-^^. fragekomponente D Mi M2 Ca 0,133 0,139 0,056 Ta 0,210 0,148 0,130 Sa 0,837 0,249 0,214 a) Identisch mit der unabhängigen Variablen der zur Berechnung der autonomen Nachfragekomponente jeweils herangezogenen Schätzfunktion in Tabelle I. Für die Definition der Variablen vgl. den Anhang. Im Hinblick hierauf wurden mit Hilfe der in Tabelle I zusammengestellten Schätzfunktionen je vier alternative Zeitreihen für Ca, Ta und Sa berechnet und für jede derselben der Variationskoeffizient ermittelt. Die entsprechenden Ergebnisse sind (unter Vernachlässigung der Reihen auf der Basis der Gleichungen 1:4, 1: 8 und 1:12) in Tabelle II OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 Einfluß der Nicht-Banken auf das gesamtwirtschaftliche Geldangebot 467 wiedergegeben, die zu erkennen gibt, daß nur C^21 = C - ^ vergleichsweise geringen Schwankungen ausgesetzt ist. Die übrigen Variablen streuen hingegen um 13 °/o und mehr, so daß es notwendig wird, nach möglichen Erklärungen hierfür zu suchen. Die weiteren Ausführungen werden sich auf dieses Problem beschränken. III. Verhaltenshypothesen 1. Vorbemerkungen Wird die Nachfrage nach — beispielsweise — Bargeld durch eine Verhaltensfunktion der Form (1), d. h. durch die Gleichung C = Ca + cMi beschrieben, und wird die marginale Bargeldquote c dabei als konstant angesehen, dann haben Veränderungen der autonomen Bargeldhaltung zur Folge, daß sich die Nachfragefunktion für Bargeld in der C-MiEbene jeweils parallel nach oben oder unten verschiebt. So bewirkt in Abbildung 1 eine Erhöhung der autonomen Bargeldnachfrage von Ca auf C'a eine Parallelverschiebung der Bargeldnachfragekurve um C'a — Ca (= AB) nach oben, was zugleich bedeutet, daß sich bei jedem C Wert für Mi die durchschnittliche Bargeldquote —— (= tg a) erhöht. Abbildung 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 468 Manfred Neidner Der soeben skizzierte Zusammenhang zwischen autonomer Bargeldhaltung und durchschnittlicher Bargeldquote gilt aber auch umgekehrt: Alle Veränderungen der durchschnittlichen Bargeldquote, die nicht durch Bewegungen entlang einer gegebenen Bargeldnachfragekurve hervorgerufen werden, gehen notwendig mit einer Veränderung der C autonomen Bargeldhaltung einher, und zwar in der Weise, daß sich und Ca stets in die gleiche Richtung bewegen. Insofern ist auch die Frage nach den Bestimmungsgründen der autonomen Bargeldhaltung mit der nach den „exogenen" Ursachen etwaiger Veränderungen der durchschnittlichen Bargeldquote identisch, wobei sich der Begriff „exogen" auf alle diejenigen Einflußfaktoren beziehen soll, die im Rahmen jeder einzelnen Bargeldnachfragefunktion des Typs (1) als gegeben vorausgesetzt sind. Die Betrachtung der hier zur Diskussion stehenden Problematik aus dieser etwas veränderten Perspektive bietet einen nicht unbeträchtlichen Vorteil. Wie Abbildung 1 zeigt, treten nämlich Veränderungen der autonomen Bargeldhaltung nicht nur bei einer Bewegung von A nach B ein, sondern auch bei einer Bewegung von A nach E; d. h. die autonome Bargeldnachfrage ändert sich auch dann, wenn die Wirtschaftssubjekte bei gegebener Bargeldhaltung ihre Sichtguthabenbestände (und folglich ihre Nachfrage nach dem Geldaggregat Mi) variieren. Mithin läßt sich nicht ausschließen, daß wesentliche Aspekte der vorliegenden Fragestellung immer dann unberücksichtigt bleiben, wenn sich das Interesse von vornherein nur auf die Bestimmungsgründe der Bargeldnachfrage beschränkt. Wird hingegen die Höhe der Bargeldhaltung relativ zu D oder Mi betrachtet, so ist diese Gefahr weitaus geringer, da die verschiedenen Ursachen autonomer Bargeldvariationen nunmehr aus einer einheitlichen Perspektive analysiert werden können. Im Zusammenhang mit der autonomen Nachfrage nach Terminund Spareinlagen kommen offenbar analoge Überlegungen zum Tragen: Auch hier ist es so, daß „exogen" verursachte Veränderungen der Durchschnittsquoten gleichgerichtete Bewegungen der autonomen Nachfragekomponenten implizieren, worauf näher einzugehen sich aber nach dem bisher Gesagten erübrigt. 2. Die autonome Bargeldnachfrage Den Ausgangspunkt für alle weiteren Überlegungen bildet die naheliegende Vermutung, daß die Nachfrage nach den einzelnen BestandOPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 Einfluß der Nicht-Banken auf das gesamtwirtschaftliche Geldangebot 475 um die Residuen vorausgegangener Schätzungen handelt11, durchaus beachtlich ist. Zudem tragen die mit einer Irrtumswahrscheinlichkeit von meist 1%> gesicherten Koeffizienten ausnahmslos das erwartete Vorzeichen, und der Durbin-Watson-Koeffizient schließt den Verdacht auf Autokorrelation in drei von acht Fällen sogar auf einem Signifikanzniveau von 5 %> aus. Im einzelnen verdienen drei Punkte eine besondere Erwähnung: Erstens verändern sich R2 und der Durbin-Watson-Koeffizient nur geringfügig, wenn anstelle von PL (in III: 1, III: 3 und III: 7) die Preisrelationen pv oder Verwendung finden. Jedoch vermindern sich jedesmal die t-Koeffizienten der Einkommens-Vermögens-Relation, so daß es naheliegt, pi als die in diesem Zusammenhang primär relevante Preisrelation zu betrachten. Zweitens ergibt sich für die Einkommens-Vermögens-Relation lediglich dann ein gesicherter Koeffizient, wenn die Einkommensvariable um drei Quartale verzögert wird. Das bedeutet, daß die autonome Bargeldhaltung zwar pro-zyklisch variiert, aber der konjunkturellen Entwicklung mit einer Phasenverschiebung von ungefähr neun Monaten hinterherhinkt. Ähnliche Reaktionen sind auch in anderen Ländern seit längerem zu beobachten, so in den Vereinigten Staaten, wo der Federal Reserve Board bereits in den frühen 20er Jahren bemüht war, eine theoretisch befriedigende Erklärung für dieses Phänomen zu geben12. Drittens deuten die Regressionen III: 3, III: 4 und III: 10 darauf hin, daß der Einfluß des Einkommens auf die autonome Bargeldhaltung vergleichsweise gering ist. Denn auch unter Vernachlässigung des Einkommens vermag die Variable -¿R in Verbindung mit i\v und PL oder pv w noch 78 o/o der Veränderungen von C^ bzw. C^1 zu erklären, wobei sich der Durbin-Watson-Koeffizient sogar merklich verbessert. 11 Die Zeitreihen für C^und C^1 ergeben sich aus den Restschwankungen der Schätzungen 1:1 und I: 2, indem zu diesen jeweils das absolute Glied der betreffenden Regressionsgleichung hinzugezählt wird. 12 „Ordinarily the first effect of an increase in business activity on the banking position is a growth in loan and deposits ... There comes a time when the increase of business activity and fuller employment of labor and increased payrolls call for an increase of the actual pocket money to support the increased wage disbursements and the increased volume of purchases at retail." (Tenth Annual Report of the Federal Reserve Board, Washington 1924, S. 25). Vgl. dazu auch Hayek, F. A.: Die Währungspolitik der Vereinigten Staaten seit der Überwindung der Krise von 1920, Teil II. In: Zeitschrift für Volkswirtschaft und Sozialpolitik, N. F. Bd. 5, 1927, S. 269 f. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 476 Manfred Neidner 00 CO e> o Ö P Q e 0 v bfl d Ih 1 d TS V W> ä BS I o ö s p o s s tu fl £ CA •o Ö Es £ Q Kl P. P« P« (D O ^H cd 0) ftS Elf — CO > * * * * * CO cc IO in t> r-T r-T rH rH O 00 00 o o f. CO 00 00 tto~ cT 5b-iL L HO) HCO HCO I I I O CO ffiH o> IO l> CO CO H CM w ^-s 00 OS oco C\f in CO w CO ^ o t> CO »—I o tjT CO w rf CM CO CO in CO TcsT t OJ CO o" l o CO o 00 t-H CN "tf hoT CO H HO) HCO I I S 00 Sq CO O) ^ m oo o o CO l> CO CO O 00 H H C— CO lO CO CM o cm CO G> e o ö <s o Q ä G) ö o o Q « Ü 3 ö u * * > * m O in CO r-T r-T 00 o~ i in O rH 00 00 CO v 00 ^ Od CO W CO t> CO cq «N OS rH OCO 000 OOS oco ^ x-s *-H , TP »H C— < t w ¡2 IO co'io CM w O 00 h in CM w I I IO _ CS w I I 5 00 ^ O cCO 1-H rH T* CM ^ olp * * * * * * * CM r— ^ <N ^ CO ^ o ^ rH in I> CO l> CO Ol TiH tCO I 00 C5 rH o w l> 00 <M 1 rH CM~ ofcsT o co~ 00 ci CO ci CM w t—( ^ CM w rH w rH '—' CM 00 CS] CO CO CO in Od o Od o CO CO C3 00 r-rH in csf CO in in in CO CO CSj <M Ol CM u o o o OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 Einfluß der Nicht-Banken auf das gesamtwirtschaftliche Geldangebot 477 Die soeben besprochenen Regressionen werfen allerdings ein grundsätzliches Problem insofern auf, als die Zeitreihen für die abhängigen Variablen und C^1 auf Schätzungen basieren, deren Residuen offenbar stark autokorreliert sind (vgl. 1:1 und I: 2). Folglich ist weder auf die für die beiden marginalen Quoten geschätzten Werte noch auf deren t-Koeffizienten ohne weiteres Verlaß, was die bisherigen Ergebnisse in ein etwas fragwürdiges Licht rückt. Aus diesem Grunde wurden die Gleichungen 1:1 und I: 2 unter zusätzlicher Berücksichtigung der jeweiligen unabhängigen Variablen der Regressionen III: 1 bis III: 4 und III: 7 bis III: 10 nachgeschätzt. Für die 9 C marginale Bargeldquote ergaben sich daraufhin Koeffizienten zwid D sehen 0,3858 und 0,4048, die den zuvor geschätzten Wert von 0,4138 leicht unterschreiten. Jedoch war in allen diesen Fällen einer der Regressionskoeffizienten nicht oder höchstens nahezu signifikant, wie etwa die Gleichung (10) C = - 35,383 + 22,741 — + 30,413** pL + 1,217** iw + 0,3986** D , (1,92) Wr (4,42) (6,92) (14,58) R2 = 0,993 DW = 1,49** zeigt, die auch als repräsentativ für die übrigen gelten kann. Nichtsdestoweniger schließt der Durbin-Watson-Koeffizient jetzt den Verdacht auf Autokorrelation auf einem Signifikanzniveau von zumindest 1 °/o aus. Zudem ist der nicht gesicherte Koeffizient der Einkommens-Vermögens-Relation immerhin zweimal so groß wie seine Standardabweichung13, so daß (10) versuchsweise dazu herangezogen werden konnte, eine neue Zeitreihe für C^ zu konstruieren. Ausgehend von dieser revidierten Reihe wurden schließlich die Beziehungen III: 1 und III: 2 nachgeschätzt. Wie die Regressionen III: 5 und III: 6 zeigen, sind die jeweiligen Ergebnisse von den vorigen nicht allzu verschieden, nur daß der Durbin-Watson-Koeifizient jetzt um ein weniges niedriger ausfällt. 3 C Für die marginale Bargeldquote ergab die Neuschätzung von I: 2 Werte zwischen 0,2879 und 0,2947, die von den ursprünglich gemessenen 0,2951 nur unwesentlich abweichen. Die „beste" dieser Regressionen 13 Diese beträgt 11,825. 31 Kredit und Kapital 4/1977 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 478 Manfred Neidner wies zudem durchweg gesicherte Koeffizienten auf, und die Autokorrelation der Residuen war nunmehr auch hier beseitigt. 3. Die Terminguthabennachfrage , T^und Tf2 Auch im Falle der autonomen Terminguthabennachfrage wurden Schätzungen zunächst für vier alternative Definitionen der abhängigen Variablen (Tf, Tf1 ,Tf2 und Tf3) durchgeführt und dabei die Regressionen I: 5 bis I: 8 in Tabelle I zur Berechnung der jeweiligen Zeitreihen herangezogen. Abgesehen von Tf3 konnten alle Ta-Variablen mit Hilfe der hier vertretenen Hypothesen in hinreichendem Maße erklärt werden. Eine Zusammenstellung der entsprechenden Schätzresultate findet sich in Tabelle IV, die allerdings zusätzlich einige Regressionen (IV: 4, IV: 5 und IV: 9) enthält, bei denen der abhängigen Variablen wiederum ein etwas modifiziertes Berechnungsverfahren zugrunde liegt. Wie aus Tabelle IV ersichtlich wird, sind es neben der Preisrelation PF und dem Quotienten aus Realeinkommen und Real vermögen die Terminguthabenverzinsung (ix) sowie der Wertpapierzins (tw/), die die autonome Terminguthabenhaltung bestimmen. Die Koeffizienten der beiden Zinsvariablen tragen jeweils entgegengesetzte Vorzeichen, die in Übereinstimmung mit den theoretischen Erwartungen implizieren, daß die autonome Terminguthabenhaltung mit steigendem ir und fallendem iw zunimmt. Der generelle Erklärungswert der Schätzungen für und T^f1 ist allerdings höher, wenn nicht die Differenz (iw —ir) sondern ir allein verwendet wird (vgl. IV: 2 und IV: 1 bzw. IV: 7 und IV: 6), was offenbar dadurch bedingt ist, daß sich die autonome Terminguthabennachfrage an Veränderungen von iw erst mit einem gewissen time-lag anpaßt. Denn sobald {iw — ir)-i an die Stelle von ir tritt14, erreicht R2 Werte zwischen 0,86 und 0,89, die deutlich über dem Durchschnitt der übrigen Schätzungen liegen (vgl. IV: 3, IV: 8 und IV: 11). Für die Preisrelationen PL und ergaben sich immer signifikante Koeffizienten mit dem erwarteten positiven Vorzeichen. Jedoch fiel der Durbin-Watson-Koeffizient für die betreffenden Schätzungen meist derartig niedrig aus, daß die Null-Hypothese fehlender Autokorrelation 14 Schätzungen, in denen iT durch iT_i ersetzt wurde, führten durchweg zu nicht befriedigenden Resultaten. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 Einfluß der Nicht-Banken auf das gesamtwirtschaftliche Geldangebot 479 abgelehnt werden mußte. In den verbleibenden Fällen belief sich der Wert für R2 hingegen auf maximal 0,79, weshalb in Tabelle IV auch nur solche Schätzungen aufgenommen wurden, in denen pv als Preisvariable fungiert. Die Einkommens-Vermögens-Relation weist in allen Gleichungen das erwartete negative Vorzeichen auf, und ihr Koeffizient ist mit einer Ausnahme (vgl. IV: 6) auch bei einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 1 °/o statistisch gesichert. Wird hingegen Yr um ein oder mehrere Quartale verzögert, dann geht diese Signifikanz verloren, abgesehen von einer Schätzung für die Variable , die anscheinend nur zufallsbeYr_ dingt für „-1 einen eben noch gesicherten Koeffizienten liefert15. Wr Auch die zur Berechnung der verschiedenen Ta-Variablen verwendeten marginalen Terminguthabenquoten stammen aus Schätzungen mit stark autokorrelierten Residuen. Deshalb wurden die Gleichungen I: 5 bis I: 7 unter Rückgriff auf die unabhängigen Variablen der soeben diskutierten Regressionen erneut geschätzt, wobei sich für die einzelnen Quotenausdrücke vielfach Werte ergaben, die von den anfangs gemessenen mehr oder weniger erheblich abweichen. 3 T Der die marginale Terminguthabenquote repräsentierende Regressionskoeffizient bewegte sich zwischen 1,4648 und 1,6730 und fiel damit durchweg niedriger aus als der entsprechende Ausgangswert. Die niedrigste Quote lieferte die Schätzung auf der Basis der unabhängigen Variablen der Gleichung IV: 1, y (11) T — — 340,676 - 336,898* —r- + 405,314** pv + 3,542** iT + 1,4648** D , (2,21) r (8,72) (7,02) (5,55) R2 = 0,979 DW = 1,80* die jetzt aber bei Signifikanz aller Koeffizienten den Verdacht auf Autokorrelation ausschließt. Durchweg signifikante Koeffizienten ergab auch die Schätzung unter Verwendung der erklärenden Variablen des Regressionsansatzes IV: 2, jedoch mit dem Unterschied, daß der Koeffizient von D hier mit 1,5538 etwas höher lag. 15 Die anderen erklärenden Variablen waren in diesem Fall py und iT. Der t-Koeffizient für —^— belief sich auf 2,18. 31* OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 480 Manfred Neidner £ Q e. ¡* t* Q) C JgÜ i Ä ß Q,2 :cö üjo CÖ l'a'g > * ¥ * * * o Oi CO m tH rH rH m CO © o 00 © CO 00 © CO ^-s m i-t CD ^ OJ ^ N /-n CO in o h ^ 05 m «—I 1—I 00 CD 00 00 cd O) oo oo irT oi w io w ^ w ^ ^ *> * CO ^ 0> ^ <N ^ co csj c— t— co a CO CD 05 "^00 co' <N" OO' IO 1-H IO t^ w CO w OJ w rH 00 CSJ C5 1-1 rH CTT co I 00 I Q e Q Ö Q e ti El ti > > > »-» HH HH CO CO cT lO ^ CO CO in M Oi ^ roo 00 o in oT O ^-s o CO T^ in in 00 w 00 Q « Eh > tOi rtf in o oo" in >-' CQ 00 O Q 8 Eh o CO o CO 00 o" CO 00 "tf CO rf 00 CO o CO CO co~in CO o cm 00 co" m ^ H ^ tj« _ co i> oo in os to in <m oo co in oo hco ö oo doJ CO w O w CO w 00 "tf CO ^ O ^ 00 o 00 CO CS] CO N CSJ ** 05 rH csf co irT t> in co ^ o w cq ^ rH CO CSI TP in Tf 00 CSl CO CO MO 00 o ^ O rH gs 00 Ol ^ CO 00 rH cg co o w 00 ^ e ^ <a EH EH EH > > > EH a> > Oi 00 © * b. CSl CSl Ol , 1-T Ci tf in CO LI I HLNW © N 00^ N cT co" csf O* i> ^ in i Oi ^ CM . . oroo^ co o ^in Tf ^ 00 C5 CO v CM 00 in ci CO EH OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 Einfluß der Nicht-Banken auf das gesamtwirtschaftliche Geldangebot 481 Wird die Zeitreihe für die Variable mit Hilfe der marginalen Quoten 1,4648 bzw. 1,5538 berechnet, so ergibt die Nachschätzung der Gleichungen IV: 1 bis IV: 3 durchweg verbesserte Resultate. Dazu sei hier nur beispielhaft auf die Regressionen IV: 4 und IV: 5 verwiesen, die den ihnen entsprechenden Schätzungen IV: 1 und IV: 2 nicht nur hinsichtlich ihres Bestimmtheitsmaßes, sondern auch nach den Kriterien des Durbin-Watson-Tests deutlich überlegen sind. 8 T Für den Quotenausdruck 5—rergaben sich bei entsprechender Vorged Mi hensweise Werte zwischen 1,0686 und 1,3142. Da aber das untere Extrem offenbar einen isolierten Ausnahmefall darstellt, wurde nur die mit 1,1780 nächtsgrößere Abweichung16 von den ursprünglich gemessenen 1,2704 dazu herangezogen, eine neue Zeitreihe für T^1 zu konstruieren. Werden IV: 6 bis IV: 8 auf der Grundlage der revidierten Zeitreihe nachgeschätzt, dann ändern sich die jeweiligen Ergebnisse nur geringfügig. Das zeigt besonders deutlich die Gleichung IV: 9, die wie ihr Vorbild IV: 8 ein R2 von 0,88 und einen Durbin-Watson-Koeffizienten von 1,47 aufweist. Die Nachschätzung der Gleichung I: 7 unter zusätzlicher Berücksichtigung der Funktionsargumente der Regressionen IV: 10 und IV: 11 führte schließlich zu unbefriedigenden Resultaten. So war der Koeffizient der Einkommens-Vermögens-Relation beide Male nicht signifikant 8 T und wider Erwarten positiv, weshalb auf die für ermittelten Werte von 0,6156 bzw. 0,6351 wenig Verlaß ist. Nichtsdestoweniger wurde die Variable T^2 unter Zugrundelegung einer marginalen Terminguthabenquote von 0,6351 neu definiert und in dieser Form für eine Reihe ergänzender Schätzungen herangezogen. Yr y i Aber auch jetzt ergaben sich für oder ^ jeweils „falsche" positive Vorzeichen, obwohl R2 bei Signifikanz aller Koeffizienten Werte bis zu 0,95 erreichte. 16 Neben M1 wurden in diesem Falle ——, pv und (iw — iT) als unabhängige Wr Variable verwendet. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 482 Manfred Neidner 4. Die Sparguthabennachfrage und Sf1 Auch die autonome Sparguthabennachfrage wurde auf der Basis der Regressionen I: 9 bis 1:12 in vier Versionen (Sj , Sf1, Sf2 und Sf3) geschätzt. Allerdings ließen sich S^f2 und S^3 in keinem Falle zufriedenstellend erklären, was hier vermutlich auf die explizite Berücksichtigung der Terminguthaben zurückzuführen ist, die sich als eine typische Einlagenform der Unternehmungen mehr oder weniger unabhängig von den Spareinlagen der privaten Haushalte entwickeln. Die Schätzungen für S^1 und hingegen ergaben bei fehlendem Verdacht auf Autokorrelation Werte für R2 von maximal 0,82 bzw. 0,83 (vgl. V: 10 und V: 1 in Tabelle V), was angesichts des Umstands, daß die Residuen der Regressionsgleichungen I: 9 und 1:10 nach den Kriterien des Durbin-Watson-Tests nicht autokorreliert sind, mehr ist als eigentlich zu erwarten war. Neben der Sparguthabenverzinsung (is) und dem Vermögen (W) scheint aber keine der erklärenden Variablen SM1 oder SD in einem a a Maße zu beeinflussen, das ihre Einbeziehung in den Regressionsansatz unverzichtbar macht. Gleichwohl sind alle Koeffizienten in Tabelle V bei einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 1 °/o statistisch gesichert, und ihre jeweiligen Vorzeichen stimmen ohne Ausnahme mit den theoretischen Erwartungen überein. Wird neben is auch iw, die Wertpapierverzinsung, berücksichtigt, dann ergibt sich im Falle von S% immer ein gesicherter Koeffizient mit dem erwarteten positiven Vorzeichen. Jedoch ist der Erklärungswert der betreffenden Schätzungen nicht allzu hoch, und die Null-Hypothese fehlender Autokorrelation mußte zudem meist abgelehnt werden. Wird Sfi als abhängige Variable gewählt, so verschlechtert die Einbeziehung von iw das Ergebnis der Schätzungen nicht (vgl. V: 5 und V: 6). Zugleich hat es aber den Anschein, als ob sich S^f1 an Veränderungen des Wertpapierzinses mit einem time-lag anpaßt, denn sobald iw-1 in V: 10 durch iw ersetzt wird, vermindert sich R2 von 0,82 auf 0,77. Keinen merklichen Einfluß auf die Güte der Schätzungen hat hingegen die jeweilige Wahl der Preisrelation: Die mit den Alternativen PE, PL und PF erzielten Resultate sind im großen und ganzen identisch, weshalb auch darauf verzichtet wurde, die speziell dieses Moment betreffenden Regressionen in die Tabelle V mit aufzunehmen. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 Einfluß der Nicht-Banken auf das gesamtwirtschaftliche Geldangebot 483 tOi 00 CO a> co co i i 0> •a 5 i O* CO o fl 0 1 3 s 9 •8 W Q> •O ö Es £ Q CO Ol in 00 t» 00 © © © 00 in in CO CO CO © © ö £ Q « * * * * * in in Oi r-l 00 in CM rH rH rH rH CO 00 © CM iH co oi © o I I co m £> CO CO ^ CO 00 CM IO CO £2 ^ 00 CO 01 «tf in rji P, * * * * CO x-s Oi co in £> CO CO CO Oi CO l> Tji 1-1 ^ CO w CM rH I I I CO ^ O IO <N C00 CM 00 o IO ^ CO CO H N CD LO I ! Cco in co CM CO.H Hrj^ cT co © ^ Ö » W * CO x-s Oi CO in co * * o ^ CO rH CQ 00 Ti? 01 ^ | r-T CO CM ^ rH | * * m ^ CO CM »H CO * • 00 iZ? I> rH t> in CM ^ ,H ^ © CM CCO t*» CO Oi^ co co ei in # * * rH ^ CM ^ © ^ co oi o CM MH 0 05 TH^ CO IOO 00 CO t* CO H 00 toO > a I I CO ^ o> o in od w CM 0O ÖJ , Soo Nrli m «« m CO ^ CO CO rf O lO tJH CO CSI 00 co' Ö" CO I I Oi • . CO Tt" tCO J3 ® O "R^ 30 CM CO i> cCO 00 rH CM 0 01 00 CM CM o m iCO 00 00 CO Oi CM CM CO 33 o SO CO * * * * * * OO X-K O ^-s CO f CO CM rH CO CO tH in m CO Tt< o cd co <6 00 Oi rH ^ CM ^ CO w rH | T-i | rH | * # * *r # * CM ^ t- ^ T}« ^ ^ rH O CO 00 CM r-l ^H Oi *H i> in oo in 00 rH CO rH CO 1 CO CO 00 Ö 00 CO CO CM CM 1 rH 1 rH 1 Oi X-N rH CO 00 Oi © in ^ CO R-S 05 , . H IO O) H CO «CO CM" in co" in Od oo co CM Oi • »—i :cÖ m) cö (ö > CO CO Q Q CO CO CO CO V öS > i 5 • :co i Q Q CO > > > Q Q Q Q CO CO > • CO o 1-1 > CO I 'a; •H a> r—1 i—l < <u i—i H <V »—t 0) 3 •s H Ö o bX) c Ö o rH <u HH s T3 ä ß < P o Oi t-H Ö W) o > ä o ö o co w .Bf o u tuO <1> a tf g Ö HH v <D S w P oi > cT cd Ii Ö o 00 •C-» g > • -8 W) CO 1 ^ i <D 1 > 1 . CO »-I „ s h5 & 7! 11 9 t> O t-v CO Ö a> •4-» 1 W) Ö o Ö o 1—4 Ü •s o O <D rH" 3 .s Ö *fH 0) o Ö Ö CCO <M 00 o rH Q ci II > II ES s •ö rö 3 s •6 (I) r—1 tüO <Ü a 3 g o Ö Ö > u i d> 1—I CO a> 2 * N Ö <1> 0) Ö <1> s •8 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29 484 Manfred Neidner Zwischen dem Index der Einzelhandelsumsätze (U) und der autonomen Sparguthabennachfrage besteht, wie erwartet, eine inverse Beziehung. Die Bedeutung des Funktionsargumentes U muß jedoch etwas umstritten bleiben, da der Erklärungswert der Schätzungen V: 1 und V: 4, in denen U fehlt, letztlich höher zu veranschlagen ist als der der Gleichungen V: 2, V: 5 und V: 6, in denen der Quotient als eine der unabhängigen Variablen Verwendimg findet17. Mit Rücksicht auf die relativ hohen Ausgaben in der sommerlichen Reisesaison wurde schließlich eine Dummy-Variable für das dritte Quartal (dz) als weiteres Funktionsargument in den Regressionsansatz aufgenommen. Der Koeffizient dieser Variablen war immer signifikant und mit dem erwarteten negativen Vorzeichen versehen. Zudem erhöhte sich R2 in der Regel beträchtlich18, jedoch ließ sich jetzt in den meisten Fällen der Verdacht auf Autokorrelation nicht mehr ausschließen (vgl. z.B. V: 7 und V: 11). Eine der wenigen Ausnahmen hiervon bildet die Schätzung V: 10, die zugleich für S^1 das insgesamt beste Ergebnis liefert. Obwohl die Zeitreihen für und S^f1 auf Schätzungen basieren, deren Residuen offenbar nicht autokorreliert sind, wurden auch die Gleichungen I: 9 und 1:10 unter Hinzuziehimg der unabhängigen Variablen der Regressionen in Tabelle V nachgeschätzt. In Verbindung mit Gleichung I: 9 ergaben sich dabei in zwei Fällen Schätzfunktionen, deren Koeffizienten signifikant und deren Residuen nicht autokorreliert sind. Die eine, U (12) S = -113,803 + 7,757** is - 121,304** — + 137,209* pv + 2,8870** D , (4,90) (4,98) (2,63) (22,72) R2 = 0,993 DW = 1,80* entspricht, was die Auswahl der unabhängigen Variablen angeht, der Gleichung V: 2. Bei der zweiten fungiert hingegen nicht pv sondern PL als Preisvariable, mit dem Ergebnis, daß sich der Koeffizient für D auf 2,9012 erhöht. 17 Die durchschnittliche Sparguthabenquote läßt sich hingegen ohne Rückgriff auf U nicht erklären. Vgl. Neidner, M.: The Determinants ... a.a.O. 1 D Bei Verwendung von is, U und W bzw. — bis auf 0,92 für Sa und 0,91 für Sa . OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.10.4.461 | Generated on 2023-01-16 12:42:29