Zusammenfassung
Die bisherigen Ausführungen bezogen sich allgemein auf nichtlineare Modelle zur Beschreibung der langfristigen Entwicklung der Staatsquote, wobei die Schätzung, Evaluierung und Verbesserung eines entsprechenden Modells für die Bundesrepublik Deutschland sowie das Aufzeigen von Verbindungen des geschätzten Modells zu bereits vorhandenen finanzwissenschaftlichen Erkenntnissen im Mittelpunkt der Betrachtung stand. Im folgenden geht es dagegen nicht mehr um ein besseres Verständnis der Eigenschaften nichtlinearer Modelle und die Optimierung der Modellspezifikation, sondern um das Aufzeigen der Vorteile einer nichtlinearen Modellierung anhand verschiedener Anwendungsmöglichkeiten.
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Literatur
Vgl. Hansmeyer, K.-H./Mackscheidt, K. (1977), insbes. S. 570 ff. und Schmölders, G. (1981), ins- bes. S. 130 ff.
Neben den Schwierigkeiten bei der Beschaffung von Daten zur erwarteten irtschaftsentwick-lung waren insbesondere Probleme hinsichtlich der Vergleichbarkeit der Daten bezüglich der zur Faktorenanalyse erforderlichen Variablen für den Verzicht auf die Verwendung des modifizierten Modells entscheidend.
OECD (1991 c), S. 171; es handelt sich also um die auch als G 7 bezeichneten Länder.
Die Zeitreihe der Staatsquote, definiert als Staatsausgaben in Relation zum Bruttoinlandsprodukt, stammt aus den Tabellen R 8 (1962–1969) bzw. R 15 (1970–1969), die Zeitreihe der realen BSP/BIP-Wachstumsrate wurde der Tabelle R 1 entnommen; vgl. OECD (1991a) und OECD (1991 b). Die Definitionen dieser Zeitreihen entsprechen den Standard-Definitionen des Systems der OECD/Vereinte Nationen; vgl. United Nations (1968). Zur genauen Definition der berücksichtigten Staatsausgaben vgl. International Monetary Fund (1985), insbes S 103 f.
Vgl. hierzu die entsprechenden Ausführungen in Gliederungspunkt 111.2.2.
Die deutliche Verbreiterung der Konfidenzintervalle und der partielle Rückgang des Erklärungs-wertes der Schätzfunktion kann angesichts der deutlich geringeren Zahl der Stützstellen (Rückgang von 27 auf 13 bzw. 14) nicht verwundern.
Vgl. Schmölders, G. (1960), S. 69 ff.; Schmölders, G./Strümpel, B. (1968), S. 127 ff.; Beichelt
B./Biervert, B./Daviter, J./Schmölders, G./ Strümpel, B. (1969); Schmölders, G. (1970), S. 113 ff.; Albers, W. (1974); Hansmeyer, K.-H./Mackscheidt, K. (1977), S. 570 ff. und und Schmölders, G. (1981), S. 130 ff..
Schmölders, G. (1970), S. 115.
Vgl. Schmölders, G. (1970), S. 115 ff.
Vgl. Albers, W. (1974), insbes. S. 87 ff.
Eine ausschließlich bei den Staatsausgaben ansetzende Analyse der Staatsquote erscheint nicht problemadäquat, da zwischen der Einnahmen-und der Ausgabenseite des Budgets Wechselwir- kungen bestehen, bspw. im Zusammenhang mit der Existenz von Fiskalillusion. Ferner muß mit Wechselwirkungen zwischen Steuermoral und Steuersystem bzw. Steuertechnik (vgl. Schmölders, G. (1970), S. 124 f.) sowie zwischen Ausgabenstruktur und Präferenzen für Staatsausgaben (vgl. Hansmeyer, K.-H./Mackscheidt, K. (1977), S. 376 ff.) gerechnet werden.
Vgl. Schmölders, G. (1951). Während in der erwähnten Arbeit von SCHMÖLDERS sowohl Fragen der Staatsfinanzierung (Besteuerung, Kreditaufnahme) als auch Aspekte der finanzpolitischen Willensbildung und der staatlichen Mittelverwendung aufgeworfen werden, konzentrieren sich spätere Veröffentlichungen im europäischen Raum primär auf Fragen der Staatsfinanzierung, wenngleich von Schmölders selbst einzelne Aspekte erneut aufgegriffen und empirisch untersucht wurden; vgl. Schmölders, G. (1970), S. 35 u. 38. Wichtige Veröffentlichungen zu individuellen Präferenzen hinsichtlich der staatlichen Mittelverwendung stellen die für die USA durchgeführten Untersuchungen von MUELLER, von Wart und FREE sowie von MAITAL dar; vgl. Mueller, E. (1963); Watt, W./Free, L.A. (1973) und Maital, S. (1975). Ein umfassender Überblick über weltweit durchgeführte sozialwissenschaftliche Untersuchungen (u.a. bezüglich der Einstellung zur Staatstätigkeit) findet sich in Inter-university Consortium for Political and Social Research (1991).
Vgl. Schmölders, G. (1970), S. 113 ff. Gemäß den Ergebnissen von SCHMÖLDERS stellen Japan das eine Extrem und die romanischen Länder das andere Extrem dar, während England sowie Deutschland zwischen diesen Extrempositionen liegen; für die USA und Kanada finden sich keine diesbezüglichen Ergebnisse bei SCHMÖLDERS.
Die Werte der Ableitungen wurden unter Zugrundelegung der Durchschnittswerte der Staats-quote sowie der BSP-Wachstumsrate berechnet.
Der nicht ins Bild passende Wert für Großbritannien könnte möglicherweise auch auf Schwächen der Schätzfunktion basieren; im Unterschied zu den Funktionen für die anderen Länder liegt der Anteil der durch den Schätzansatz erklärten Varianz an der Gesamtvarianz für Großbritannien mit 86,9% um ca. 10 Prozentpunkte unter den Vergleichswerten der anderen Schätzfunktionen.
Vgl. hierzu die Ausführungen zu den Auswirkungen unterschiedlicher Werte des Kontrollparameters und des Nichtlinearitätsfaktors auf den Grenzwert der Staatsquote (im Falle stabiler Modelltrajektorien) in Gliederungspunkt 11.3., insbesondere in 11.3.3. Dort wurde gezeigt, daß der Grenzwert der Staatsquote mit steigendem Wert des Kontrollparameters und des Nichtlinearitätsfaktors ebenfalls ansteigt.
Allerdings muß bei der Bewertung der hohen Grenzwerte der Staatsquoten in den romanischen Ländern (insbesondere in Italien) berücksichtigt werden, daß die Staatsquoten infolge eines im Vergleich zu den anderen Ländern überdurchschnittlichen Anteils des im BSP nicht erfaßten informellen Sektors tatsächlich deutlich niedriger als ausgewiesen sind. Zu internationalen Unterschieden bezüglich des relativen Umfangs des informellen Sektors vgl. Weck, H./Pommerehne, W.W./Frey, B.S. (1984), S. 51 ff.; theoretische Grundlagen und wirtschaftspolitische Konsequenzen der Schattenwirtschaft werden bei Petersen, H.-G. (1984) und Schäfer, W. (1984) diskutiert.
Ein Widerspruch zwischen diesen beiden Interpretationsweisen besteht nicht, da die Intensität des öffentlichen Interesses an der Staatstätigkeit i.d.R. primär in organisierten Interessengruppen (inklusive der politischen Parteien) zum Ausdruck kommt. Ebensowenig ergibt sich ein Widerspruch zwischen der Erklärung internationaler Unterschiede des Kontrollparameters anhand der Überwachungs-bzw. Beeinflussungsintensität der Staatstätigkeit durch Interessengruppen und der in IV.1.2. zur Erklärung eines variablen Kontrollparameters herangezogenen Begründung einer Variabilität des Kontrollparameters über die Veränderung der “Schwächen der Staatsfinanzierung” bzw. der “Regierungsgewalt” (“linke” vs. “rechte” Regierung) im Zeitablauf, da es sich im einen Fall um eine zeitpunktbezogene Analyse (internationaler Vergleich) und im anderen Fall um eine zeitraumbezogene Analyse handelt. Die o.a. Überwachungs-bzw. Beeinflussungsintensität der Staatstätigkeit durch Interessengruppen wird bei der zeitraumbezogenen Analyse für die Bundesrepublik Deutschland im Absolutglied der Funktion zur Bestimmung des Kontrollparameters erfaßt.
Folglich müßten in Frankreich, für das bei dieser Interpretation eine geringe Beeinflussungsinten-sität durch Interessengruppen konstatiert werden muß, die Aktivitäten der (wenigen) Interessengruppen verstärkt auf eine Ausweitung der Staatstätigkeit ausgerichtet sein, da nur so der überdurchschnittlich hohe Grenzwert der Staatsquote erklärt werden kann. Demgegenüber wären in Japan angesichts des niedrigsten Grenzwertes der Staatsquote und des höchsten Wertes des Kontrollparameters verstärkt Interessengruppen aktiv, die das Ziel einer niedrigen staatlichen Ausgabenaktivität verfolgen.
Vgl. Tullock, G. (1959).
Vgl. Becker, G.S. (1983).
Vgl. Olson, M. (1982).
Vgl. Blankart, C.B. (1991), S. 138.
Einen Eindruck, welche Konsequenzen eine Veränderung des Wertes des Kontrollparameters für die Staatsquote bringen würde, vermitteln die partiellen Ableitungen der Staatsquote und des Rückkoppelungseffektes nach dem Kontrollparameter:
Diesbezügliche Untersuchungen würden jedoch den Rahmen der vorliegenden Arbeit bei weitem sprengen und müssen deshalb Gegenstand späterer Untersuchungen sein.
Schmölders, G. (1970), S. 113 ff.
So hat SCHMÖLDERS “die Steuerhinterziehung in den romanischen Ländern als bis zu einem ge-wissen Grad schon legalisiert” bezeichnet; Schmölders, G. (1970), S. 123.
Vgl. Schmölders, G. (1970), insbes S 118 ff. u. 124 f. Die Charakterisierung der Besteuerungssy-34 Da im zugrundeliegenden nichtlinearen Modell ein konstanter Kontrollparameter unterstellt wird,entfällt eine Unterscheidung in “modellendogen” und “modellexogen” verursachte Veränderungen des Wachstumseffektes, da keine “modellexogen” verursachten Veränderungen, d.h. durch Veränderungen des Kontrollparameters bedingte Variationen des Wachstumseffektes möglich sind. Vielmehr sind alle Veränderungen “modellendogen”, d.h. durch Veränderungen der Staatsquote bedingt. Demgegenüber ist die Unterscheidung in “modellendogen” und “modellexogen” induzierte Veränderungen des Rückkoppelungseffektes möglich, wobei “modellexogen” verursacht hier bedeutet, daß Veränderungen derr BSP-Wachstumsrate dahinter stehen.
Diese Eigenverantwortlichkeit beinhaltet allerdings auch die in Japan vorzufindene Haltung, nach der die auf traditionelle moralische Werte zurückgehende Verantwortung des Arbeitgebers (nicht jedoch dessen Verantwortung im juristischen Sinn, d.h. aufgrund von bestehenden gesetzlichen Regelungen) für die Beschäftigten im Vergleich zu den anderen Ländern wesentlich weiter geht, wobei gleichzeitig die Identifizierung der Arbeitnehmer mit dem sie beschäftigenden Unternehmen stärker ausgeprägt ist als in Europa oder Nordamerika. Insofern ist für Japan möglicherweise eine Substitutionsbeziehung zwischen Staat und Unternehmen denkbar, und zwar in dem Sinn, daß an die Stelle der partiellen Abwälzung individueller Verantwortung auf den Staat eine entsprechende Abwälzung auf die Unternehmen tritt.
Über den dahinterstehenden Wirkungsmechanismus kann an dieser Stelle nur spekuliert werden.Möglicherweise führt die partielle Abwälzung individueller Verantwortung auf den Staat zu - von den privaten Wirtschaftssubjekten - präferierten Ergebnissen, wodurch immer neue Begehrlichkeiten seitens der Wirtschaftssubjekte entstehen. Dies gilt insbesondere dann, wenn eine Überwälzung auf den Staat in Situationen möglich ist, in denen seitens der Individuen ein Risiko eingegangen wurde und das realisierte Ergebnis aus individueller Sicht negativ bewertet wird, andererseits aber bei einem positiven Ausgang weiterhin eine individuelle Internalisierung der Vorteile möglich ist; also wenn im Falle einer risikobehafteten Entscheidung zwar Vorteile individuell internalisierbar bleiben, Nachteile aber sozialisiert werden. Ein gutes Beispiel hierfür liefern die Konkurse einzelner Reiseveranstalter im Sommer 1993: Das mit diesen Billiganbietern verbundene höhere Risiko kann auf den Staat überwälzt werden, da im Falle eines Konkurses eine Abwälzung der zusätzlichen Kosten auf die Gesellschaft möglich ist, wie die erfolgreichen Regreßansprüche gegenüber der Bundesregierung zeigen, während im Falle, daß kein Konkurs auftritt, die Vorteile (d.h. äußerst günstige Preise für einen bestimmten Urlaubsaufenthalt) individuell realisiert werden. Neben dem erwähnten Ausgabenzuwachs infolge der zunehmenden staatlichen Übernahme individueller Risiken trägt möglicherweise die Existenz von Fiskalillusion zu diesem proportionalen Anstieg der Nachfrage nach staatlichen Leistungen, wie er im o.a. Wachstumseffekt zum Ausdruck kommt, bei. Ferner könnte auch die Erschließung neuer Aufgabenfelder seitens der Exekutive für diesen permanenten Anstieg des Wachstumseffektes mitverantwortlich sein, wie dies in den weiter oben erwähnten Bürokratiemodellen behandelt wird. Eine intensivere Ausein-steme orientiert sich dabei an der Relation direkter zu indirekten Steuern (vor dem Hintergrund der Merklichkeit des Ressourcenentzugs), an der Akzeptanz, dem Strafmaß und der Entdekkungswahrscheinlichkeit von Steuerdelikten sowie an dem Grad der Steuererfüllung (tax compliance).
Die relative Bedeutung (in %) des von der BSP-Wachstumsrate abhängigen Terms (Wt NLF) in der Funktion zur Bestimmung des Nichtlinearitätsfaktors kann anhand folgender Gleichung bestimmt werden:
Bei einem dauerhaften Anstieg der BSP-Wachstumsrate von 0 auf 4% bzw. bei einem Rückgang von 4% auf 0% resultieren die folgenden Veränderungen des Grenzwertes der Staatsquote (in Prozentpunkten):
Der überdurchschnittliche Wert der partiellen Ableitung in Japan und Großbritannien steht mit den ebenfalls überdurchschnittlichen Werten des Kontrollparameters in diesen beiden Ländern in Verbindung, die ein besonders starkes Interesse der Öffentlichkeit an der Staatstätigkeit bzw. einen starken Einfluß von Interessengruppen bei der hier gewählten Interpretation des Kontrollparameters zum Ausdruck bringen.andersetzung mit den erwähnten Ursachen für den Anstieg des Wachstumseffektes sowie weitere Möglichkeiten zu dessen Erklärung finden sich in IV.2.2.
Ein Grund für die schwächeren Widerstände im privaten Sektor gegen den staatlichen Ressour-cenentzug in diesen beiden Ländern könnte in den bereits weiter oben angesprochenen Wechselwirkungen zwischen dem staatlichen Einnahmen-und Ausgabensystem einerseits und der Steuermoral bzw. Moral bezüglich der Inanspruchnahme staatlicher Leistungen andererseits liegen; vgl. Schmölders, G. (1970), S. 118 ff. u. 123 ff.
Bei der Analyse der zeitlichen Veränderung der “modellendogenen” und der “modellexogenen”
Ursachen für Veränderungen des ckkoppelungseffektes fällt auf, daß in den nordamerikanischen Staaten eine sprunghafte Verstärkung der “modellendogenen” Faktoren erst im Jahr 1984 zu verzeichnen war, während diese Verstärkung bei den kontinentaleuropäischen Staaten bereits im Jahr 1976 auftrat. In Japan und in Großbritannien ist nur eine tendenzielle Verstärkung der Bedeutung “modellendogener” Faktoren für den Anstieg des Rückkoppelungseffektes zu erkennen, aber keine eindeutigen Niveauverschiebungen in einzelnen Jahren. Zu diesen “modellendogenen” Ursachen für Veränderungen des Rückkoppelungseffektes kommen die “modellexogenen” Faktoren (infolge der Veränderung der BSP-Wachstumsrate), wobei hier für fast alle Länder ein tendenzieller Rückgang der BSP-Wachstumsraten im Beobachtungszeitraum zu erkennen ist, der zu einer “modellexogen” induzierten Verstärkung des Rückkoppelungseffektes führt. Besonders stark ist diese Entwicklung in Japan ausgeprägt, während in Großbritannien seit 1982 eine gegenläufige Tendenz, also ein “modellexogen’ bedingter, den Rückkoppelungseffekt reduzierender Einfluß zu erkennen ist.
Auf diese Problematik, die derzeit angesichts der Harmonisierungsbestrebungen in Europa über-aus aktuell ist, hat bereits SCHMÖLDERS im Jahr 1970 hingewiesen; vgl. Schmölders, G. (1970), S. 115.
Als erster hat wohl VON MISES auf die Schwächen sozialistischer Planwirtschaft hingewiesen; vgl.Mises, L.v. (1922), S. 188 ff.; Mises, L.v. (1929) u. Mises, L.v. (1940), S. 634 ff. Sehr deutlich hat VON HAYEK die Gründe des damals noch bevorstehenden Zusammenbruchs dieser Systeme aufgezeigt; vgl. Hayek, F.A.v. (1944); Hayek, F.A.v. (1949), S. 156 ff. u. S. 192 ff.; Hayek, F.A.v. (1960), S. 323 ff. und Hayek, F.A.v. (1977), S. 39 ff., insbes. S. 46 ff.
Bei den zur Berechnung der Staatsquote herangezogenen Daten bezüglich der Staatsausgabenhandelt es sich um nominale Werte (effektive Preise), die den Statistischen Jahrbüchern der DDR von 1973 (für die Jahre 1958–1971) und 1990 (für die Jahre 1972–1988) entnommen wurden. Als Nenner wurde zur Bestimmung der Staatsquote das Nettoprodukt (produziertes Nationaleinkommen) verwendet. Diese nach den Normen der sozialistischen statistischen Rechnung ermittelte Größe ist zwar nicht vergleichbar mit BSP-Größen, kommt diesen aber am nächsten. Nach diesen Normen setzt sich diese Größe aus dem Output der Industrie, der Bau-, Land-und Forstwirtschaft, des Verkehr-, Post-und Fernmeldewesens sowie des Binnenhandels zusammen. Zusätzlich geht der Output der sonstigen produzierenden Zweige (Leistungen der Forschungs-und Entwicklungszentren sowie der Projektierungsbetriebe, produktive Leistungen der Anlagenbaubetriebe, Warenproduktion der geologischen Untersuchungsbetriebe, Umsatz der Verlage, Leistungen der Textilreinigungsbetriebe sowie der hauswirtschaftlichen Reparaturbetriebe, Leistungen der Rechenbetriebe, der Filmstudios und der Wohnungswirtschaft) in diese Größe ein. Nicht enthalten sind sämtliche nicht explizit erwähnten Dienstleistungen. Daten zum Nettoprodukt für die Jahre vor 1967, 1970, 1975, 1980 und nach 1985 sind nur in effektiven Preisen verfügbar; für die übrigen Jahre stehen lediglich Informationen in “vergleichbaren” Preisen zur Verfügung. Da infolge fehlender Informationen über die Preisentwicklung eine Umrechnung in effektive Preise nicht möglich ist, wird für diese Jahre eine Schätzung der effektiven Größen mittels einer linearen Interpolation vorgenommen. Die Angaben über die Höhe der Nettoprodukte wurden den Statistischen Jahrbüchern der DDR der Jahre 1964 (Daten für 1958–1959), 1965 (Daten für 1960–1964), 1968 (Daten für 1965–1967) sowie 1990 (restliche Daten) entnommen. Daten für das Jahr 1989 waren nicht verfügbar. Vgl. Staatliche Zentralverwaltung für Statistik (Hrsg.): Statistisches Jahrbuch der Deutschen Demokratischen Republik (für die Jahre 1964, 1965, 1968, 1973 und 1990) sowie die Erläuterungen zur Berechnung und Aussagefähigkeit dieser Größen in Statistisches Bundesamt (1989), S. 629. Zu Fragen der Definition der verwendeten Indikatoren und deren Vergleichbarkeit mit BSP-Größen vgl. Meyer, C. (1984), insbes. S. 92 ff. u. 209 ff. sowie Haslinger, F. (1990), S. 210 ff.
Selbst wenn hier gewisse Probleme bestehen würden, könnten diese in Kauf genommen werden,da zum einen das Ziel nicht in der Ableitung einer möglichst genauen (ex post-) Prognosefunktion liegt, sondern nur die grundsätzliche Möglichkeit der ex post-Prognose aufgezeigt werden soll, und zum anderen die Verwerfung des spezifizierten Modells den Verzicht auf die potentielle Endogenisierung des vermeintlichen Strukturbruchs zwischen den Jahren 1989 und 1990 bedeuten würde.
Eine sehr enge Korrelation zwischen zwei geschätzten Modellparametern deutet zwar auf eine Überbestimmung, nicht jedoch automatisch auch auf eine Fehlspezifikation des Modells hin, sondern besagt lediglich, daß das Modell auch mit weniger Parametern geschätzt werden kann, ohne daß der Erklärungswert nennenswert sinken muß; vgl. SPSS Inc. (1989), S. 8–40.
Da die Frage geklärt werden muß, ob nach dem Zusammenbruch chaotische Schwankungen auftreten oder aber eine neue kontinuierliche Entwicklung einsetzt, müssen einige Perioden nach dem Zusammenbruch zusätzlich bei der Interpretation der Ergebnisse (nicht aber bei der Modellschätzung) berücksichtigt werden.
Die Modellschätzung basiert - wie bereits erwähnt - ausschließlich auf den Daten des Stützbe- reichs von 1958 bis 1988. Die Daten für die Staatsquote der Jahre 1989 bis 1992 wurden folglich nicht zur Modellschätzung herangezogen, sondern dienen lediglich zum Vergleich der aus der Modellschätzung abgeleiteten ex ante-Prognose und der “tatsächlichen” Entwicklung der Staatsquote in der Zeit nach dem Zusammenbruch. Die Daten der Jahre 1990 bis 1992 entstammen den Finanzberichten des Bundesministerium der Finanzen der Jahre 1993 und 1994; vgl. Bundesministerium der Finanzen (1992), S. 311 und Bundesministerium der Finanzen (1993b), S. 332. Der Wert für 1989 basiert ausschließlich auf Plausibilitätsüberlegungen. Da auf die Verwendung eines zweiten, ausschließlich auf Plausibilitätsüberlegungen basierenden Wertes verzichtet werden sollte und ferner unklar war, anhand welcher Annahmen die Staatsquote des Wiedervereinigungsjahres 1990 geschätzt werden sollte, wurde bereits im Jahr 1990 die Staatsquote der “alten” Bundesrepublik Deutschland verwendet. Qualitative Einschränkungen der abgeleiteten Ergebnisse resultieren aus dieser Vorgehensweise in keinem Fall.
Dadurch wird ein “fine-tuning’ bei der Rundung der aus dem geschätzten Modell entnommenen und für die Simulation eingesetzten Parameter erforderlich. Ein weiterer Grund für dieses ”fine-tuning“ liegt darin, daß die Schätzfunktion für bestimmte Ausgangswerte bzw. Parameterkonstellationen zu einem einmaligen Wert der Staatsquote von größer 100% führen kann, bevor dann das System kollabiert; eine derartige Situation ergibt sich, wenn die Staatsquote in t-1 bereits sehr nahe an 100% ist, jedoch noch nicht so nahe, daß der Rückkoppelungseffekt eine spürbare Auswirkung verursacht und der dadurch praktisch voll wirksame Wachstumseffekt zu dem für eine ”echte“ Quote, aber nicht für eine ”unechte“ Quote unrealistischen Wert von größer eins führt. Das ”fine-tuning“ zeigt, daß die Entwicklung in der ehemaligen DDR am besten von einer Funktion wiedergegeben wird, in der der Kontrollparameter den Wert von ca. 1,015 und der Nichtlinearitätsfaktor den Wert von 435 annimmt. Für diese Parameterkonstellation steigt die Staatsquote von 1958 bis 1989 kontinuierlich an, bevor sie in 1990 auf ein Niveau von 47,1% zurückfällt und von diesem Niveau aus erneut ”quasi-linear“ ansteigt. Diese Funktion ist in Abbildung 56 ebenfalls abgebildet.
Diese Annahme dürfte durchaus realistisch sein, wenn man sich den gemeinsamen kulturellen Hintergrund und die zumindest partiell gegebene Möglichkeit des Informationsaustausches zwischen den Bürgern der DDR und der BRD vor Augen führt. Allerdings ist nicht auszuschließen, daß vierzig Jahre einer unterschiedlichen Entwicklung zu einer zumindest temporären Auseinanderentwicklung der Präferenzen geführt haben könnten.
Gleichzeitig beruht dieser plötzliche Anstieg des Rückkoppelungseffektes ausschließlich auf“modellendogenen” Ursachen, also dem vorausgehenden “quasi-linearen” Anstieg der Staatsquote, und kann nicht auf “modellexogene” Ursachen, wie Veränderungen der BSP-Wachstumsrate oder ähnliche Faktoren, zurückgeführt werden.
Vgl. zum Rückkoppelungsmechanismus einer freien Presse Will, M. (1993), insbes. S. 49 ff.
Über die Analyse der Bedeutung institutionalisierter Rückkoppelungsmechanismen ergeben sichsomit einerseits Berührungspunkte mit den im Rahmen der “Neuen Institutionenökonomik” diskutierten Fragen und den dort aufgedeckten Zusammenhängen sowie andererseits Ansatzpunkte für weitere Analysen in diesem Forschungsgebiet. Einen Überblick über die “Neue Institutionenökonomik” findet sich in Richter, R. (1990), Schenk, K.-E. (1992) und Wolfrum, 0. (1993), S. 117 ff. Als die bekanntesten Vertreter dieser “New Institutional Economics”, die im Interesse einer besseren Verbindung der ökonomischen Theorie mit der ökonomischen Praxis Institutionen eine stärkere Beachtung schenken, gelten ALCHIAN, BUCHANAN, COASE, COMMONS, DEMSETZ, NORTH, UND WILLIAMSON; vgl. Commons, J.R. (1934); Coase, R.H. (1937); Coase, R.H. (1960); Demsetz, H.K. (1967); Demsetz, H.K. (1968); Alchian, A.A. (1977); North, D.C. (1981); Williamson, 0.E. (1985); Buchanan, J.M. (1991) und North, D.C. (1992). Dabei haben sich insbesondere BUCHANAN und NORTH mit den im Rahmen der vorliegenden Arbeit interessierenden Fragen der verfassungsrechtlichen Regelung der Beziehungen zwischen dem Staat und den Individuen sowie der Festlegung der Struktur der Eigentumsrechte und der Kontrolle der staatlichen Zwangsgewalt auseinandergesetzt. Als weitere wichtige Veröffentlichungen bezüglich der (geplanten oder ungeplanten) Entstehung und Veränderung derartiger Institutionen sowie den diesbezüglichen normativen Fragestellungen gelten Hayek, F.A.v. (1960); Rawls, J. (1971) und Nozick, R. (1973).
Dabei spielt es keine Rolle, ob man von exogenen und im Zeitablauf konstanten Präferenzen oder von endogenen, d.h. vom Umfang und der Struktur der Staatstätigkeit abhängigen und im Zeitablauf veränderlichen, Präferenzen bezüglich der Staatstätigkeit ausgeht. In beiden Fällen verkraftet das System nur eine temporäre und quantitativ eher schwache Abweichung zwischen den Präferenzen der privaten Wirtschaftssubjekte und der tatsächlichen Staatstätigkeit, wobei ein negativer Zusammenhang zwischen der Dauer der Abweichung und dem verkraftbaren quantitativen Umfang der Abweichung zu vermuten ist.
Nachdem in diesen Ländern die Grenzwerte der Staatsquote mehr oder weniger erreicht sind,läßt sich anhand dieser Überlegungen auch die Vermutung aufstellen, daß die “Qualität” der institutionalisierten Rückkoppelungsmechanismen um so besser ist, je weniger der Rückkoppelungseffekt infolge “modellendogener Ursachen (Schwankungen der Staatsquote) schwankt und je schneller eine Anpassung der Staatsquote an ”modellexogen“ bedingte Veränderungen (Schwankungen der BSP-Wachstumsraten, Veränderungen der Einstellungen zur Staatstätigkeit etc.) erfolgt.
Zu den entsprechenden Werten in den einzelnen OECD-Ländern siehe die Übersichten 10 und 12in Gliederungspunkt V.1.2.
Da gleichzeitig die Entscheidungsträger im staatlichen Sektor der DDR zumindest kurzfristig da-von ausgehen konnten, daß ihre Präferenzen für mehr staatliche Leistungen auch realisiert werden konnten (da keine negativen Rückkoppelungen der privaten Wirtschaftssubjekte erkannt bzw. berücksichtigt wurden und aufgrund fehlender institutionalisierter Rückkoppelungsmechanismen auch nicht automatisch wirken konnten), führte auch eine bescheidene Zunahme des Wachstumseffektes zu einer Realisierung des langfristigen Zieles der Verlagerung praktisch sämtlicher Entscheidungsgewalt über den Ressourceneinsatz vom privaten in den öffentlichen Sektor.
Dabei darf dieses Fehlen nicht als eine zufällige Situation angesehen werden, sondern muß i.S.einer staatlich gewollten Entwicklung interpretiert werden.
Die Staatsquote wird auch hier aus Vereinfachungsgründen im Sinne einer “echtenE Quote inter-pretiert. Eine Interpretation der Staatsquote als ”unechte“ Quote, wie sie dies tatsächlich auch ist, würde lediglich die Argumentation komplizieren und damit das Verständnis erschweren, ohne zusätzliche Erkenntnisse zu liefern.
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Müller, K. (1995). Einsatzmöglichkeiten nichtlinearer Rückkoppelungsmodelle. In: Nichtlineare Modelle und die langfristige Entwicklung der Staatstätigkeit. Deutscher Universitätsverlag. https://doi.org/10.1007/978-3-322-95449-7_5
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