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Darstellung und Beurteilung der empirischen Kostenuntersuchungen

  • Jochen Bräutigam
Chapter
Part of the Schriftenreihe des Instituts für Kreditwesen der Westfälischen Wilhelms-Universität Münster book series (SIKW, volume 12)

Zusammenfassung

Da einige Studien gewisse Gemeinsamkeiten aufweisen, empfiehlt es sich, eine Systematisierung vorzunehmen. Als Kriterien zur Systematisierung bieten sich an:
  • die zeitliche Reihenfolge des Erscheinens der einzelnen Studien;

  • die statistischen Methoden;

  • die Zugehörigkeit der untersuchten Kreditinstitute zu einer bestimmt en Bankengruppe;

  • die Betriebsgrößen- bzw. Outputkonzeption.

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Literatur

  1. 1).
    Vgl. D. A. Alhadeff, Monopoly and Competition in Commercial Banking. Berkeley and Los Angeles 1954, S. 4.Google Scholar
  2. 2).
    Vgl. I. Schweiger/J. S. McGee, Chicago Banking. “The Journal of Business”, Vol. 34 (1961), S. 312 f.Google Scholar
  3. 3).
    Vgl. P. M. Horvitz, Economies of Scale in Banking. In: Private Financial Institutions. A Series of Research Studies Prepared forthe Commissionof Money and Credit. Englewood Cliffs, N. J. 1963, S. 51.Google Scholar
  4. 4).
    Vgl. D. A. Alhadeff, a. a. O., S. 77; I. Schweiger/J. S. McGee, a. a. O., S. 318; P. M. Horvitz, a. a. O., S. 5.Google Scholar
  5. 5).
    Vgl. L. E. Gramley, A Study of Scale Economies in Banking. Kansas City 1962, S. 3.Google Scholar
  6. 6).
    Das von Gramley verwendete Datenmaterial läßt keinen Kostenvergleich zwischen filiallosen Instituten und Filialbanken zu.Google Scholar
  7. 7).
    Vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 3 f.Google Scholar
  8. 8).
    Vgl. D. A. Alhadeff, a. a. O., Appendix Table M.Google Scholar
  9. 9).
    Als Datenquelle dienen die Operating Ratios of Member Banks im Staate Kalifornien der Jahre 1938–1950, die von der Federal Reserve Bank of San Francisco publiziert werden (vgl. D.A. Alhadeff, a. a. O., S. 235).Google Scholar
  10. 10).
    Aufwendungen, die auf tatsächlichen oder erwarteten Verlusten im Wertpapier-und Kreditgeschäft beruhen und für deren Ansatz ein gewisser Bewertungsspielraum besteht, sind damit ausgeschlossen (vgl. auch P. M. Horvitz, a. a. O., S. 3).Google Scholar
  11. 11).
    Vgl. D. A. Alhadeff, a. a. O., S. 79 ff; Table 22–24.Google Scholar
  12. 12).
    Vgl. ebenda, S. 235.Google Scholar
  13. 13).
    Das ist der größte Teil aller amerikanischen Commercial Banks.Google Scholar
  14. 14).
    Vgl. P. M. Horvitz, a. a. O., S. 14 f.Google Scholar
  15. 15).
    Vgl. ebenda, S. 23.Google Scholar
  16. 16).
    In den Termineinlagen (time deposit s) sind die Spareinlagen (savings deposits) enthalten.Google Scholar
  17. 17).
    Ein Zeitvergleich der Kosten innerhalb einer Größenklasse ist auch anhand dieser Daten nicht möglich, da die Größenklasseneinteilung im Untersuchungszeitraum geändert worden ist.Google Scholar
  18. 18).
    Vgl. P. M. Horvitz, a. a. O., S. 27.Google Scholar
  19. 19).
    Vgl. I. Schweiger/J. S. McGee, a. a. O., S. 321, Fußnote 1.Google Scholar
  20. 20).
    Vgl. ebenda, S. 323.Google Scholar
  21. 21).
    Vgl. ebenda, S. 323, Fußnote 1.Google Scholar
  22. 22).
    Vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. V.Google Scholar
  23. 23).
    Vgl. ebenda, S. 14 f.Google Scholar
  24. 24).
    Vgl. ebenda, S. 16.Google Scholar
  25. 25).
    Der Report of Condition verlangt eine detaillierte Aufgliederung des Vermögens und der Verbindlichkeiten der Kreditinstitute.Google Scholar
  26. 26).
    Vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 16.Google Scholar
  27. 27).
    Vgl. H. Stricker, a. a. O., S. 199.Google Scholar
  28. 28).
    Die FDIC-Statistiken sind nicht nach Filial-und Einheitsbanken untergliedert.Google Scholar
  29. 29).
    Es ist anzumerken, daß der Querschnittsanalyse Gramleys Durchschnittswerte der Jahre 1956–1959 zugrunde liegen.Google Scholar
  30. 30).
    Wenn auch Alhadeff und Horvitz keine Modellfunktion explizit formulieren, so versuchen sie dennoch, das Datenmaterial im Hinblick auf theoretisch denkbare Zusammenhänge zu analysieren, und gehen insofern auch von gewissen, wenn auch recht groben Modellvorstellungen aus.Google Scholar
  31. 31).
    Zur Veranschaulichung mögen die Tabellen 2 und 3 auf der gegenüberliegenden Seite dienen.Google Scholar
  32. 32).
    Dem potentiellen Einfluß anderer Faktoren wird jedoch bei der Interpretation des Zahlenmaterials Rechnung getragen.Google Scholar
  33. 33).
    Zur Schätzung der Kostenfunktion für alle Mitgliedsbanken verwenden Schweiger/McGee folgende Erklärungsvariablen: (1) die Einlagengrößenklassen, mit einer Rangordnung von 1–9, (2) die Organisationsform: Einheitsbank (0), Filialbank (1), (2) der Anteil der Termineinlagen an den Gesamteinlagen, (3) der Anteil der Kredite an der Bilanzsumme, (4) den Anteil der Industrie-und Handelskredite an der Bilanzsumme, (5) den Anteil der Teilzahlungskredite an Konsumenten an der Bilanzsumme, (6) den Standortcode, (7) die Wachstumsrate der Bevölkerung im Domizilstaat der einzelnen Bank (vgl. I. Schweiger/J. S. McGee, a. a.0., S. 323). In Gramleys Regressionsfunktion werden folgende Erklärungsvariablen erfaßt: (1) die Betriebsgröße, gemessen an der Bilanzsumme, (2) der Anteil der Kredite an der Bilanzsumme, (4) der Anteil der nicht von der Bundesregierung emittierten Wertpapiere an der Bilanzsumme, (5) der Anteil der Konsumentenkredite am Kreditvolumen, (6) die Wachstumsrate der Bilanzsumme von 1956–1959 (vgl. L. E. Gramley, a. a.0., S. 17).Google Scholar
  34. 34).
    Erst bei der gesonderten Analyse der Institutsgruppen mit einem Einlagenbestand von weniger als 50 Mio., von 50 Mio. bis weniger als 200 Mio. und von 200 Mio. Dollar und mehr benutzten Schweiger/McGee das Einlagenvolumen als unabhängige Variable.Google Scholar
  35. 35).
    Die Betriebsgröße läßt sich auch als die Leistungsfähigkeit eines Betriebes definieren. Als Maßstab kann die Ausstoßkapazität dienen. Wählt man das Kredit-und Wertpapiervolumen als Maß für den Output, so ist auch dieses mit Mängeln behaftet, da es von einer Äquivalenz der Kredite und Wertpapierbestände ausgeht und keine Dienstleistungen erfaßt.Google Scholar
  36. 36).
    Zum theoretisch allein richtigen Maßstab der Überschußreserve vgl. S. 48.Google Scholar
  37. 37).
    Vgl. J. M. Guttentag/ E. S. Herman, Banking Structure and Performance. (The Bulletin. New York University, Graduate School of Business Administration. Institute of Finance. No. 41/43.) New York 1967, S. 111.Google Scholar
  38. 38).
    Vgl. H. Gollnick, a. a. O., S. 105.Google Scholar
  39. 39).
    Gramley zieht zur Interpretation der Ergebnisse die Durchschnittskredite heran. (Vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 33.)Google Scholar
  40. 40).
    Gramley berücksichtigt diese Aktivitäten bei der Interpretation der Ergebnisse. (Vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 30.)Google Scholar
  41. 41).
    Teilweise werden jedoch quantitative Angaben bei der InterpretationderRegressionsfunktion berücksichtigt. (Vgl. L. E. Gram-ley, a. a. O., S. 23.)Google Scholar
  42. 42).
    Es handelt sich hierbei zu einem großen Teil um sprungfixe Kosten.Google Scholar
  43. 43).
    Vgl. P. M. Horvitz, a. a. O., S. 38, Fußnote 13.Google Scholar
  44. 44).
    Plotkin weist auf Schwierigkeiten bei der Interpretation der Koeffi-zientenhin(z. B. des Koeffizienten von AD).Er weist nach, daß der Koeffizient sicherlich nicht als Grenzko sten der Ausdehnung des Sichteinlagenvolumens interpretiert werden kann. (Vgl. I. Plotkin, The Determinants of Commercial Banks Operating Costs: An Econometric Analysis of Activities and Services. Diss. Massachusetts Institute of Technology 1968, S. 152 ff.)Google Scholar
  45. 45).
    Vgl. D. A. Alhadeff, a. a. O., S. 83, 78, Table 21.Google Scholar
  46. 46).
    Die sonstigen Kosten umfassen u. a. die Abschreibungen auf die Gebäude und die Geschäftsausstattung, Rechtsanwalts-und Gerichtskosten, Werbekosten, Kosten. für das Büromaterial. (Vgl. D. A. Alhadeff, a. a. O., S. 81.)Google Scholar
  47. 47).
    Es besteht Grund zur Annahme, daß in dem von Alhadeff untersuchten Zeitraum die Substitutionsbeziehungen bedeutungslos waren.Google Scholar
  48. 48).
    Diese Überlegung steht im Widerspruch zu den Ergebnissen anderer Autoren, die besagen, daß das Durchschnittsgehalt bei großen Kreditinstituten, die überwiegend in großen Städten mit heftiger Konkurrenz um Arbeitskräfte arbeiten, erheblich über dem der kleinen Banken liegt.Google Scholar
  49. 49).
    Vgl. D. A. Alhadeff, a. a. O., S. 86.Google Scholar
  50. 50).
    Die Analyse der Zu sammenhänge zwischen den Kosten und der Betriebsgröße von Filialinstituten stützt sich auf Daten, die Alhadeff von vier großen Filialbanken mit Sitz in Kalifornien zur Verfügung gestellt worden sind, allerdings mit der Auflage, nur Durchschnittswerte für die vier Institute zu veröffentlichen. (Vgl. D. A. Alhadeff, a. a. O., S. 87, Fußnote 19.)Google Scholar
  51. 51).
    Die Kosten oine: Instituts laufen jedoch dem allgemeinen Entwicklungstrend zuwider. Angesichts der geringen Zahl von vier Filialbanken tiält es Alhadeff für notwendig, den Gründen für diese Erscheinung besonders nachzugehen. (Vgl. D. A. Alhadeff, a. a. O., S.87.)Google Scholar
  52. 52).
    Vgl. D. A. Alhadeff, a. a. O., S. 89 f.Google Scholar
  53. 53).
    Vgl. auch die Entwicklung der durchschnittlichen Kreditbeträge bei den deutschen Großbanken.Google Scholar
  54. 54).
    Vgl. D. A. Alhadeff, a. a. O., S. 94 f.Google Scholar
  55. 55).
    Vgl. D. A. Alhadeff, a. a. O., S. 96.Google Scholar
  56. 56).
    Vgl. ebenda, S. 97.Google Scholar
  57. 57).
    Vgl. ebenda, S. 98 f.Google Scholar
  58. 58).
    Vgl. D. A. Alhadeff, a. a. O., S. 101 f.Google Scholar
  59. 59).
    Vgl. ebenda, S. 103 ff.Google Scholar
  60. 60).
    Die Zinskosten auf Termineinlagen bleiben außer Betracht.Google Scholar
  61. 61).
    Die Ergebnis se der Alhadeff- Studie wurden deshalb so au sführlich wiedergegeben, weil sie grundsätzliche Mängel aufweisen, die sich auch bei den nachfolgenden Studien zeigen werden.Google Scholar
  62. 62).
    Vgl. P. M. Horvitz, a. a. O., S. 14 f.Google Scholar
  63. 63).
    Vgl. ebenda, S. 22.Google Scholar
  64. 64).
    Vgl. ebenda.Google Scholar
  65. 65).
    Vgl. P. M. Horvitz, a. a. O., S. 28 ff., Tables I-6 — I-11.Google Scholar
  66. 66).
    Vgl. ebenda, S. 37.Google Scholar
  67. 67).
    Horvitz weist lediglich darauf hin, daß bei gegebener Größe und Einlagenstruktur bei den Filialbanken ein weitaus größerer Teil des Kredit-und Wertpapierbestandes auf Teilzahlungs-und Hypothekarkredite entfällt als bei den Einheitsbanken. (Vgl. P. M. Horvitz, a. a. O., S. 35, 39.)Google Scholar
  68. 68).
    Vgl. J. M. Guttentag/ E. S. Herman, a. a. O., S. 191.Google Scholar
  69. 69).
    Vgl. ebenda, S. 108.Google Scholar
  70. 70).
    Der multiple Korrelationskoeffizient für die Gesamtkosten und die erklärenden Variablen beträgt 0,4995 bei einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 1 v. H. (Vgl. I. Schweiger/J. S. McGee, a. a. O., 5.323.)Google Scholar
  71. 71).
    Vgl. I. Schweiger/J. S. McGee, a. a. O., S. 326 ff.Google Scholar
  72. 72).
    Vgl. I. Schweiger/J. S. McGee, a. a. O., S. 324 ff.Google Scholar
  73. 73).
    Der Einfluß des Dienstleistungsgeschäfts wird vollkommen vernachlässigt. Schweiger/McGee nehmen auch keine zusätzlichen Interpretationen wie Alhadeff und Horvitz vor.Google Scholar
  74. 74).
    Es fehlen entsprechende Daten.Google Scholar
  75. 75).
    Vgl. S. 81 f.Google Scholar
  76. 76).
    I. Schweiger/J. S. McGee, a. a. O., S. 331.Google Scholar
  77. 77).
    Vgl. J. M. Guttentag/ E. S. Herman, a. a. O., S. 187.Google Scholar
  78. 78).
    Vgl. ebenda.Google Scholar
  79. 79).
    Die Regressionskoeffizienten sind signifikant mit einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 5 v. H. (vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 18). Zu den statistischen Tests hinsichtlich der Linearität der Regressionsfunktion vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 19, Fußnote 3.Google Scholar
  80. 80).
    Vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 19.Google Scholar
  81. 81).
    Das Verhältnis der Gesamtkosten zur Bilanzsumme fällt im Durchschnitt bei einer zehnfachen Vergrößerung der Bank um 0,39 v. H. (vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 20).Google Scholar
  82. 82).
    Die Einbeziehung des Durchschnittszinssatzes auf Termineinlagen als Variable scheitert an der Korrelation zwischen dem Durchschnittszinssatz auf Termineinlagen und dem relativen Volumen der Termineinlagen (vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 21, Fußnote 4).Google Scholar
  83. 83).
    Gramley weist darauf hin, daß die Kosten für das Trust-Department wegen ihrer geringen Bedeutung bei den in der Stichprobe vorherrschenden Größenklassender Kreditinstitute nicht ins Gewicht fallen. (Vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 27 f.)Google Scholar
  84. 84).
    Vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 23 ff.Google Scholar
  85. 85).
    Vgl. ebenda, S. 26 f.Google Scholar
  86. 86).
    Diese Überlegungen werden deshalb wiedergegeben, weil die Bewegungen auf Sichteinlagenkonten in den Studien von Benston und Bell/Murphy eine erhebliche Rolle spielen.Google Scholar
  87. 87).
    Eine Erhebung des Jahres 1957 über die durchschnittliche Größe der Kredite nach der Betriebsgröße der Mitgliedsbanken des 10. Federal Reserve Distrikts zeigt, daß der durchschnittliche Kredit der Kreditinstitute mit weniger als 10 Mio. Bilanzsumme unter 5000 Dollar, bei Kreditinstituten mit einer Bilanzsumme von mehr als 100 Mio, bei nahezu 65 000 Dollar liegt. (Vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 3 3 f.)Google Scholar
  88. 88).
    Vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 34.Google Scholar
  89. 89).
    Als einziger der bisher behandelten Autoren beschäftigt sich Gramley mit den Zusammenhängen zwischen der Betriebsgröße und den Risiken von Kreditinstituten. Er untersucht insbesondere, ob sich eine Relation zwischen der Betriebsgröße und den Ausfällen im Kreditgeschäft bzw. der Stabilität der Einlagen feststellenläßt. Die Ergebnisse der Analyse werden an dieser Stelle nicht wiedergegeben, da dieser Problemkreis in einem besonderen Abschnitt erörtert wird. Vgl. dazu im einzelnen S. 182 ff.Google Scholar
  90. 90).
    Das gilt auch für den Kostenvergleich zwischen Filialbanken und Einheitsbanken.Google Scholar
  91. 91).
    Teilweise wird Zahlenmaterial zur Stützung der Schlüsse herangezogen. Der Einfluß von bestimmten Kosteneinflußgrößen kann damit jedoch nicht quantitativ genau, sondern lediglich tendenziell erfaßt werden.Google Scholar
  92. 92).
    Vgl. S. I. Greenbaum, Competition and Efficiency in the Banking System-Empirical Research and its Policy Implications. “The Journal of Political Economy”, Vol. 75 (1967), S. 461–465; derselbe, Banking Structure and Costs: A Statistical Study of the Cost-Output Relationship in Commercial Banking. Diss. The Johns Hopkins University 1964, S. 14; J. A. Powers, The Existence of Economies of Structure and of Economies of Scale in Commercial Banking. Diss. Perdue University 1966, S. 6; derselbe, Branch Versus Unit Banking: Bank Output and Cost Economies. “The Southern Economic Journal”, Vol. 36 (1969), S. 154.Google Scholar
  93. 93).
    Greenbaum und Powers sehen ihre Aufgabe somit nicht darin, der Geschäftsleitung von Kreditinstituten Informationen für ihre Entscheidungen über eine kostenoptimale Betriebsgröße bzw. Ausbringungsmenge zu liefern. (Vgl. S. I. Greenbaum, Banking Structure and Costs…, a. a. O., S. 14; J. A. Powers, The Existence of Economies…, a. a. O., S. 6.)Google Scholar
  94. 94).
    Auch Gramley verwendet Daten von Mitgliedsbanken aus diesem Distrikt.Google Scholar
  95. 95).
    Vgl. S. I. Greenbaum, Banking Structure and Costs…, a. a. O., S. 14f. Die Stichprobe umfaßt fast die Hälfte aller in diesem Bezirk ansässigen Banken.Google Scholar
  96. 96).
    Vgl. S. I. Greenbaum, Banking Structure and Costs…, a. a. O., S. 92 ff.; derselbe, A Study of Bank Costs. “The National Banking Review”, Vol. 4 (1966/67), S. 416.Google Scholar
  97. 97).
    Obwohl Greenbaum die Möglichkeit hat, aus den vierteljährlich zu erstellenden Reports of Condition Durchschnittswerte für einzelne Bilanzpositionen zu berechnen, entschließt er sich aus Gründen, die bei der Kennzeichnung der Kostenfunktion noch genannt werden, für die Verwendung der Jahresendwerte, die jedoch nicht typisch für die Bilanzentwicklung im Jahresablauf sein müssen.Google Scholar
  98. 98).
    Angesichts der von Greenbaum und auch von Powers verwendeten Output-Konzeption sind solche Daten überflüssig.Google Scholar
  99. 99).
    Vgl. J. A. Powers, The Existence of Economies…, a. a. O., S. 22.Google Scholar
  100. 100).
    Die Bilanzsummenwerte, die der nachfolgend erläuterten Schichtung zugrunde liegen, sind jedoch als Durchschnittswerte aus denJuni-und Dezembergrößen ermittelt worden. Powers glaubt jedoch nicht, daß die Ergebnisse seiner Studien durch diese uneinheitliche Vorgehensweise bei der Datenaufbereitung wesentlich beeinflußt werden. (Vgl. J. A. Powers, The Existence of Economies…, a. a. O., S. 22, Fußnote 3.)Google Scholar
  101. 101).
    Greenbaum zudem auch die Output-Gewichte.Google Scholar
  102. 102).
    Vgl. J. A. Powers, The Existence of Economies…, a. a. O., S. 3, Fußnote 4; S. I. Greenbaum, Banking Structure and Costs a. a. O., S. 224.Google Scholar
  103. 103).
    Der Versuch Greenbaums, den Ordinatenabschnitt der Schätzfunktion als Kriterium für die Fristigkeit der Produktionsfunktion heranzuziehen, ist schon im Ansatz verfehlt, da sich dieser Abschnitt allein aus der Extrapolation der Regressionsfunktion ergibt und deshalb nichts über die Existenz von fixen Kosten aussagt. (Vgl. S. I. Greenbaum, Banking Structure and Costs…, a. a. 0., S. 224 ff.)Google Scholar
  104. 104).
    Obwohl der soziale Nutzen nur mit außerökonomischen Wertmaßstäben zu messen ist, verwenden die Autoren Maßgrößen aus dem Bereich der Ökonomie.Google Scholar
  105. 105).
    Vgl. S. I. Greenbaum, Banking Structure and Costs…, a. a. O., S. 76.Google Scholar
  106. 106).
    Jeder Dollar Bilanzsumme muß im Hinblick auf seinen Output-Beitrag gewichtet werden. (Vgl. J. A. Powers, The Existence of Economies…, a. a. O., S. 12 f.)Google Scholar
  107. 107).
    Erträge aus Wertpapierverkäufen und aus Bewertungsänderungen des Forderungsbestandes bleiben außer Ansatz, d. h., dietotal current operating revenues werden als Gesamtertragsgröße verwendet.Google Scholar
  108. 108).
    Benston formuliert die der Output- Konzeption von Greenbaum und Powers zugrunde liegenden Überlegungen vereinfacht wie folgt: “Greenbaum und Powers measure the amount of ‘community well-being’ produced by a bank with a variant of the bank’ s gross income, inthebelief that the bank’s services are worth what its customers are willing to pay”. (G. J. Benston, Economies of Scale of Financial Institutions. University of Rochester. College of Business Administration. Working Paper Series, No. 7019,5.11.)Google Scholar
  109. 109).
    Die Division der Ertragsgrößen und der ertragbringenden Aktiva durch die Bilanzsumme erfolgt, um das Problem der Heteroskedasie zu mildern oder zu beseitigen. (Vgl. S. I. Greenbaum, A Study of Bank Costs…, a. a. O., S. 416, Fußnote 3.)Google Scholar
  110. 110).
    Das Problem verliert deshalb an Bedeutung, weil auf die Erträge aus dem sonstigen Bankgeschäft nur etwa 10 v. H. des Gesamtertrages entfallen. (Vgl. S. I. Greenbaum, A Study of Bank Costs…, a. a. O., S. 417.)Google Scholar
  111. 111).
    Vgl. J. A. Powers, Branch Versus Unit Banking…, a. a. O., S. 155.Google Scholar
  112. 112).
    Vgl. J. A. Powers, The Existence of Economies…, a. a. O., S. 17.Google Scholar
  113. 113).
    Als Variable wird nicht die Zahl der Zweigstellen, sondern ein Code mit den Zahlen 1–9 gewählt, der in einer willkürlichen Beziehung zur Zahl der Zweigstellen steht. (Vgl. S.I. Greenbaum, A Study of Bank Costs…, a. a.0., S. 427, Fußnote 31.)Google Scholar
  114. 114).
    Die Bilanzsumme findet insofern Eingang in die Regressionsfunktion, als die Kostenund der Output durch sie dividiert werden.Google Scholar
  115. 115).
    Vgl. J. A. Powers, The Existence of Economies…, a. a. O., S. 26, Fußnote 6.Google Scholar
  116. 116).
    Vgl. ebenda, S. 24.Google Scholar
  117. 117).
    Vgl. J. A. Powers, Branch Versus Unit Banking…, a. a. O., S. 159, Fußnote 15; S. I. Greenbaum, A Study of Bank Costs…, a. a. O., S. 421.Google Scholar
  118. 118).
    Powers weist daraufhin, daß eine Analyse allein der Nichtzins-kosten sinnvollerwäre, glaubt aber, daß der Vergleich zwischen den Banken nicht wesentlich dadurch beeinträchtigt wird. Er setzt sich damit über die Ergebnisse von Alhadeff hinweg, die auf einen erheblichen Einfluß der Zinskosten auf die economies of scale schließen lassen.Google Scholar
  119. 119).
    Vgl. S. I. Greenbaum, A Study of Bank Costs…, a. a. O., S. 421.Google Scholar
  120. 120).
    Greenbaum hat die Schwierigkeiten und möglichen Verzerrungen bei der Schätzung der Parameter (durchschnittlichen Zinssätze) eingehend erläutert. (Vgl. S. I. Greenbaum, Banking Structure and Costs…, a. a. O., S. 50 ff.) Die Notwendigkeit für die Kleinste-Quadrate-Schätzung der Zinssätze ist fraglich. Die um die regionalen Zinsunterschiede bereinigt en Erträge der einzelnen Banken erhält Greenbaum aus der Regressionsfunktion. Die Größe unterscheid et sich von d em t at sächlichen Ert rag nur durch die Störgröße. Je besser die Regressionsfunktion das Datenmaterial repräsentiert, desto geringer ist die Wahrscheinlichkeit für Abweichungen zwischen den tatsächlichen und den geschätzten Zinssätzen. Die Schätzung der durchschnittlichen Zinssätze als Gewicht für die ertragbringenden Aktiva ist somit überflüssig. (Vgl. F. W. Bell/ N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., S. 8 f.) Greenbaum berechnet Kostenfunktionen mit den laufenden Erträgen (Current Operating Revenues) als unabhängige Variable, glaubt aber, aufgrund eines höheren Bestimmtheitsmaßes die modifizierte Gesamtertragsgröße verwenden zu müssen. (Vgl. S. I. Greenbaum, A Study of Bank Costs…, a. a. O., S. 426.)Google Scholar
  121. 121).
    Vgl. S. I. Greenbaum, Costs and Production in Commercial Banking, a. a. 0., S. 12; derselbe, Competition and Efficiency…, a. a. O., S. 472.Google Scholar
  122. 122).
    Greenbaum eliminiert regionale Preisdifferenzen durch die Schätzung der durchschnittlichen Zinssätze. Po wers berechnet zusätzlich Regressionsfunktionen mit einem Output-Index, der nicht auf Variationen der Zinssätze reagiert (interest insensitive index). (Vgl. J. A. Powers, The Existence of Economies…, a. a. O., S. 53 ff.)Google Scholar
  123. 123).
    Vgl. S. I. Greenbaum, Competition and Efficiency…, a. a. O., S. 470.Google Scholar
  124. 124).
    Vgl. derselbe, A Study of Bank Costs…, a. a. O., S. 426 ff.Google Scholar
  125. 125).
    In die Regressionsfunktion für die Filialbanken wird die Anzahl der Zweigstellen mit einem Code als Variable einbezogen.Google Scholar
  126. 126).
    Die größte filiallose Bank im 5. Distrikt ist kleiner als die kostenoptimale Bank im 10. Distrikt.Google Scholar
  127. 127).
    Der U-förmige Durchschnittskostenverlauf der Einheitsbanken und Filialbanken resultiert damit aus dem großen Gewicht der Filialbanken in den hohen Output-Bereichen.Google Scholar
  128. 128).
    Vgl. S. I. Greenbaum, A Study of Bank Costs…, a. a. O., S. 428. Greenbaum steh.en Daten über die durchschnittliche Größe der Zweigstellen, nicht aber über ihre Größenklassenstruktur zur Verfügung. (Vgl. ebenda, S. 429, Fußnote 35.)Google Scholar
  129. 129).
    Vgl. S. I. Greenbaum, A Study of Bank Costs…, a. a. O., S.432 f.Google Scholar
  130. 130).
    Vgl. die Ergebnisse der Studien von Horvitz und Schweiger/ McGee.Google Scholar
  131. 131).
    Vgl. J. A. Powers, The Existence of Economies…, a. a. O., S. 35 ff., S. 44 ff.Google Scholar
  132. 132).
    Vgl. J. A. Powers, The Existence of Economies…, a. a. O., S. 49. Powers berechnet zusätzlich unter Verzicht auf die Schichtung nach Größenklassen und der Geschäftsstruktur Kostenfunktionen für Filialbank en und filiallo se Institute. Die Durch schnitt skostenkurve der Filialbanken zeigt im gesamten beobachteten Bereich einen fallenden, die der filiallosen Banken zunächst einen ansteigenden und dann einen fallenden Verlauf, in keinem Fall jedoch einen traditionell en U-förmigen Kostenverlauf. (Vgl. J. A. Powers, The Existence of Economies…, a. a. O., S. 117 f.)Google Scholar
  133. 133).
    Vgl. J. A. Powers, The Existence of Economies…, a. a. O., S. 33 ff.Google Scholar
  134. 134).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations. A Statistical Study. Diss. University of Chicago 1963, S. 1; derselbe, Economies of Scale and Marginal Costs in Banking Operations. “The National Banking Review”, Vol. 2 (1964/65), S. 507 f.; F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., S. 1.Google Scholar
  135. 135).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., 5. 1.Google Scholar
  136. 136).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., S. 2 f. Soweit wachsende Betriebsgrößen zu einer Senkung der Kosten des Bankensystems führen, ist jedoch zu prüfen, ob mit dem Wachstum der Kreditinstitute insbesondere über Fusionen undZweigstellengründungen eine Beschränkung des Wettbewerbs einhergeht, die Kostenvorteile nicht weitergegeben und damit die Vorteile der Kostensenkungen wieder kompensiert werden.Google Scholar
  137. 137).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 2 f.Google Scholar
  138. 138).
    Vgl. derselbe, Economies of Scale…, a. a. O., S. 512.Google Scholar
  139. 139).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking, a. a. O., S. 233. Der geringere Stichprobenumfang von 210 BankenimJahre 1963 beruht darauf, daß keine Banken aus dem Federal Reserve District of Philadelphia erfaßt werden.Google Scholar
  140. 140).
    Die Ergebnisse der Kostenschätzungen für die Jahre 1963 und 1964 werden in F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., Appendix B, S. 234 ff. wiedergegeben.Google Scholar
  141. 141).
    ImHerbst 1970 stand eine neue Studie von Murphy kurz vor dem Abschluß. Ihrliegen Daten aus dem Jahre 1968 von nahezu 1000 Bankenaus 11 der 12 Federal Reserve Distrikte zugrunde. Damit ist der Stichprobenumfang wiederum erheblich ausgeweitet und die regionale Beschränkung weitgehend aufgehoben worden.Google Scholar
  142. 142).
    Die Datenfür das Trust Department werden aus den ‘Reports of Income and Expenses of Trust Departments’ der einzelnen Banken entnommen. (Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., S. 35, Fußnote 1.)Google Scholar
  143. 143).
    Mitte der fünfziger Jahre begannen die Federal Reserve Bank of Boston und die Federal Reserve Bank of New York jeweils mit der Entwicklung eines Kosten-und Erlösrechnungsprogramms, weil vor allem die kleineren Mitgliedsbanken über keinerlei Informationen über die Kosten ihrer Geschäftstätigkeit verfügten, was sich nachteilig auf ihre Wettbewerbsposition gegenüber großen Kreditinstituten, die Kosten-und Erlösanalysen betrieben, auswirken konnte. Ferner fehlten den Kreditinstituten fundierte Informationen, Angriffen der Öffentlichkeit, die gegen eine vermeintlich ungerechtfertigte Gebühren-und Zinspolitik gerichtet waren, entgegentreten zu können. (Vgl. J. A. Hayes, A Uniform Analysis Program for the Smaller Member Banks. Thesis. The Stonier Graduate School of Banking at Rutgers- The State University. New Brunswick 1964, S. 8 f.) Die den kleinen Banken von Beratungsfirmen, Korrespondenzbanken und Bankenverbänden angebotenen Kostenrechnungsprogramme oder-dienste erwiesen sich als zu teuer oder zu kompliziert. Zudem war ihr Informationsgehalt weitgehend dadurch beschränkt, daß sie keine Vergleichsmöglichkeiten mit anderen Kreditinstituten vorsahen (vgl. J. A. Hayes, a. a. O., S. 17 f.). 1962 vereinheitlichten die Federal Reserve Bank of Boston und die Federal Reserve Bank of New York ihre Programme zur gegenwärtigen FCA (vgl. Federal Reserve Bank of Boston, Functional Cost Analysis. Background and Methodology 1969, S. 1). In den Folgejahren übernahmen die anderen Federal Reserve Banks das Programm - als letzte die Federal Reserve Bank of Kansas City 1971 - und boten es ihren kleinen Mitgliedsbanken an. Auf der Seite der Reservebanken hat bei der Entwicklung der FCA die Überlegung eine Rolle gespielt, den kleineren Mitgliedsbanken eine sinnvolle Dienstleistung als Anreiz für den Verbleib im Federal Reserve System anzubieten.Google Scholar
  144. 144).
    Das Programm hat somit den Charakter einer Geschäftsspartenrechnung.Google Scholar
  145. 145).
    Vgl. Functional Cost Analysis. 1969 Average Banks. 11 Federal Reserve Districts, S. 1.Google Scholar
  146. 146).
    Vgl. J. A. Hayes, a. a. O., S. 19.Google Scholar
  147. 147).
    Die Funktionsfähigkeit des Programms basiert auf der Kooperation zwischen den Mitgliedsbanken und den jeweiligen Federal Reserve Banks. Diese versorgen die Banken mit Analysebögen, auf denen die notwendigen Daten gesammelt werden. Es handelt sich dabei um fünf Analysebögen (Schedule A-E) mit Hilfsbögen (Worksheets). Unter der Leitung der Federal Reserve Banks werden periodische Arbeitssitzungen mit Vertretern der an der FCA teilnehmenden Banken abgehalten, auf denen die Methoden der Kosten-und Erlösverteilung erläutert und diskutiert werden, um eine moglichst weitgehende Einheitlichkeit der Berichterstattung zu gewährleisten. Die ausgefüllten Bögen bilden die Grundlage der Berechnungen, die von den Federal Reserve Banks vorgenommenwerden. Als Ergebnis erhalten die teilnehmenden Banken einen Analysebericht über die Kosten, Erlöse und Erfolge ihrer eigenen Geschäftssparten sowie die Durchschnittswerte von Banken mit vergleichbarer Größe und Einlagenstruktur bzw. vergleichbarem Volumen der einzelnen Geschäftssparten, um einen eingehenden Vergleich der Ziffern des eigenen Institut s mit denen anderer Institut e zu ermöglichen (vgl. Federal Reserve Bank of Boston, Functional Cost Analysis. Background and Methodology 1969, S. 1). Der Wert des Programms liegt vor allem in dem Vergleich der Ziffern mit denen vergangener Jahre und einer Vielzahl anderer Banken, die die FCA einheitlich anwenden. Blanchette beschreibt anhand eines Beispiels recht detailliert, welche Managementinformationen und Anregungen für Änderungen der Geschäftspolitik aus den Resultaten der FCA gewonnen werden können. (Vgl. E. E. Blanchette, How Small Banks Can Use a Functional Analysis of Income and Expense. Thesis. The Stonier Graduate School of Banking at Rutgers - The State University. New Brunswick 1965, S. 32 ff.)Google Scholar
  148. 148).
    Vgl. Schedule B - Expense Allocation; Federal Reserve Bank [of Boston], Functional Cost Analysis. Manual of Instructions for Uniform Preparation of Schedules and Assembly of Required Data, S. 9 ff.Google Scholar
  149. 149).
    Die Capital Funds Function kann im folgenden außer Betracht bleiben, da diese Geldquellen lediglich Residualcharakter haben und mit ihnen keine Geschäftstätigkeit in nennenswertem Umfang verbunden ist.Google Scholar
  150. 150).
    Benston analysiert allein die Kosten der ersten vier Geschäftssparten. Die Bell/Murphy-Studie erstreckt sich nicht auf den Computer-Service und die bankfremden Geschäfte.Google Scholar
  151. 151).
    Vgl. Functional Cost Analysis. 1969 Average Banks, a. a. O., S. B 4–1.Google Scholar
  152. 152).
    Vgl. ebenda, S. B 4–1 f.Google Scholar
  153. 153).
    Vgl. Schedule C - Balance Sheet and Item Counts, Worksheets 2, 3 for Schedule C; Federal Reserve Bank [of Boston], Functional Cost Analysis. Manual of Instructions…, a. a. O., S. 17 ff.Google Scholar
  154. 154).
    Lediglich für das Teilzahlungskreditgeschäft sowie das Sicht-und Termineinlagengeschäft werden Leistungen der Periode ermittelt.Google Scholar
  155. 155).
    Vgl. L. Mülhaupt, Die Bedarfsspannenrechnung…, a. a. O., S. 145.Google Scholar
  156. 156).
    Es ist anzumerken, daß die Commercial Banks Zinsen nur für Termin-und Spareinlagen, nicht jedoch für Sichteinlagen zahlen dürfen.Google Scholar
  157. 157).
    Vgl. Schedule B — Expense Allocation.Google Scholar
  158. 158).
    Zur Verteilung der Arbeitszeit und der Gehälter auf die Geschäftssparten vgl. Worksheets T 1-T 5 zu Schedule B.Google Scholar
  159. 159).
    Laut Aussage von Mr. Theo Morss, Senior Systems Analyst, zuständig für die Abwicklung der FCA der Federal Reserve Bank of Boston.Google Scholar
  160. 160).
    In amerikanischen Banken unterscheidet man zwischen Officers und Employees. Der Inhalt dieser Begriffe variiert häufig von Bank zu Bank. Es lassen sich keine exakten, aus dem Schwierigkeitsgrad der Tätigkeit abgeleiteten Kriterien für diese Unterscheidung angeben. Vielfach wird der Unterschied zwischen einem Officer und einem Employee darin gesehen, daß der Officer im Gegensatz zum Employee mit einer Art Handlungsvollmacht (Zeichnungsberechtigung) ausgestattet ist.Google Scholar
  161. 161).
    Vgl. Worksheet T 1.Google Scholar
  162. 162).
    Vgl. Schedule B - Expense Allocations; Functional Cost Analysis. 1969 Average Banks, a. a. O., S. B 4–1 f.Google Scholar
  163. 163).
    Die einzelne Bank muß davon ausgehen, daß ein qualifizierter Bankkaufmann etwa zwischen 4 und 14 Tagen mit der Sammlung der Daten beschäftigt ist.Google Scholar
  164. 164).
    Beispielsweise durch die Beschränkung der Stichproben für die Arbeitszeitverteilung der 1 eit enden Angestellten auf zwei Arbeitswochen.Google Scholar
  165. 165).
    Vgl. J. A. Hayes, a. a. O., S. 21. Der Verfasserkonnte die Checklist bei der Federal Reserve Bank of Boston einsehen.Google Scholar
  166. 166).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 21 f.Google Scholar
  167. 167).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 7.Google Scholar
  168. 168).
    Die indirekten Kosten werden von Benston nur für das Jahr 1960 analysiert.Google Scholar
  169. 169).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 12.Google Scholar
  170. 170).
    Vgl. S. 104, Fußnote 150.Google Scholar
  171. 171).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., 5. 4.Google Scholar
  172. 172).
    Vgl. ebenda, S. 5.Google Scholar
  173. 173).
    Wertkosten schließt Benston aus. Vgl. dazu im einzelnen S. 117.Google Scholar
  174. 174).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 28; derselbe, Economies of Scale…, a. a. O., S. 509.Google Scholar
  175. 175).
    Das gilt nicht für die Analyse der indirekten Kosten.Google Scholar
  176. 176).
    Da die Menge und die Qualität der internen Teilleistungen, die für ein Konto erbracht werden, von Konto zu Konto und von Bank zu Bank differieren können, versucht Benston, soweit Daten verfügbar sind, den Einfluß dieser quantitativen und qualitativen Abweichungenauf die Kosten durch die Einbeziehung besonderer Variablen zu berücksichtigen. Vgl. dazu im einzelnen S. 113 ff.Google Scholar
  177. 177).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 29.Google Scholar
  178. 178).
    Errechnet als Quotient aus der Summe der Monatsendbestände und der Summe der Kontenzahl am Ende eines jeden Monats. (Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 5.)Google Scholar
  179. 179).
    Im Gegensatz zu den in Deutschland üblichen Formen der Geschäft sspartenrechnung.Google Scholar
  180. 180).
    Amerikanische Banken führen ‘regular checking accounts’ und ’special checking accounts’. Das ‘regular checking account’ wird für Kunden eröffnet, die die vollen Dienstleistungen, die ein Scheckkonto bietet, in Anspruch nehmen. Gebühren werden für alle Kontobewegungen erhoben. Die Gebühren reduzieren sich jedoch mit der Höhe des Kontoguthabens. ’Special checking accounts’ werden vor allem von Personen gewählt, die nur eine geringe Zahl von Schecks ausstellen, somit kaum über einen lebhaft en Zahlungsverkehr verfügen. Das Durchschnitt sguthaben der ’special checking accounts’ liegt erheblich unter dem der ‘regular checking accounts’. Die Gebühren bemessen sich an der Zahl der ausgestellten Schecks (z. B. 10 cents für jeden ausgestellten Scheck).Google Scholar
  181. 181).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 30.Google Scholar
  182. 182).
    Vgl. ebenda, S. 6.Google Scholar
  183. 183).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 6 f.Google Scholar
  184. 184).
    Zum Stichtag 15. 3. 1959.Google Scholar
  185. 185).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 7 f.Google Scholar
  186. 186).
    Vgl. ebenda, S. 8.Google Scholar
  187. 187).
    Vgl. G. J. Benston, Economies of Scale…, a. a. O., S. 510.Google Scholar
  188. 188).
    Zu den Mängeln der Abgrenzung zwischen direkten und indirekten Kosten vgl. S. 104 f.Google Scholar
  189. 189).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 46 f.Google Scholar
  190. 190).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 10.Google Scholar
  191. 191).
    Vgl. ebenda, S. 102.Google Scholar
  192. 192).
    Lassen sich die ‘occupancy cost’ noch relativ exakt erfassen, so ist die Aufteilung zwischen ‘administration cost’ und ’business promotion cost’ wieder mit erheblicher Willkür behaftet. Aus diesem Grunde wurde diese Untergliederung in der FCA 1966 erstmalig aufgegeben. Laut Auskunft von Th. Morss ist die Aufteilung in dem Bestreben vorgenommen worden, die Höhe der indirekten Kosten möglichst zu reduzieren. Sie sollte die Bankleiter dazu anregen, sich Klarheit über den Charakter der indirekten Kosten zu verschaffen. Möglicherweise zeigen sich bei diesen Überlegungen noch Anhaltspunkte dafür, den einen oder anderen Kostenbetrag einer Geschäftssparte als direkte Kosten sinnvoll zuordnen zu können.Google Scholar
  193. 193).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 12.Google Scholar
  194. 194).
    Eine Ausnahme bildet das Termin-und Spareinlagengeschäft und das Hypothekarkreditgeschäft,in denen jedoch die Heteroskedasie durch Addition einer Konstanten zu den direkten Kosten und der Zahl der Konten sowie deren Transformation in Logarithmen beseitigtwerdenkann. (Vgl. G.J. Benston, The Cost of Banking Operations., a. a. O., S. 12.)Google Scholar
  195. 195).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 13.Google Scholar
  196. 196).
    Diese Aussage ist jedoch nicht mehr als eine Vermutung, die Benston nicht weiter zu stützen weiß.Google Scholar
  197. 197).
    Vgl. G. J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 13 f. Ausgewiesen werden nur Variablen, deren Regressionskoeffizient größer ist als ihr Standardfehler. Als weitere statistische Prüfmaße werden angegeben: (1) der Standardfehler der Schätzung, (2) das Bestimmtheitsmaß, (3) der Vomhundertsatz des Standardfehlers der Schätzung zum geometrischen Mittel der abhängigen Variablen.Google Scholar
  198. 198).
    Vgl. dazu im einzelnen S. 111 ff.Google Scholar
  199. 199).
    AlsOutput-Maßstab im Schließfachgeschäft dienen die Anzahl der Tresorfächer und im Vermögensverwaltungsgeschäft die Anzahl der Vermögensverwaltungsverträge.Google Scholar
  200. 200).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., S. 14 ff.Google Scholar
  201. 201).
    Vgl. H. Gollnick, a. a. O., S. 13.Google Scholar
  202. 202).
  203. 203).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., S. 12 ff.Google Scholar
  204. 206).
    Die Substitutionselastizität G gibt an, um wieviel Prozent sich das Einsatzmengenverhältnis der Faktorarten bei einer Variation der Grenzrate der Substitution um 1 v. H. ändert (vgl. W. Lü cke, a. a. O., S. 34).Google Scholar
  205. 207).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking, a. a. O., S. 20.Google Scholar
  206. 208).
    Vgl. ebenda, S. 45.Google Scholar
  207. 209).
    Ebenso die zugrunde liegende Produktionsfunktion.Google Scholar
  208. 210).
    Die Notwendigkeit der Bedingung wird von Bell/Murphy iin einzelnen erörtert (vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., S. 21 ff.).Google Scholar
  209. 211).
    Vgl. H.J. Krümmel, a. a. O., S. 227 f.Google Scholar
  210. 212).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking, a. a. O., S. 25 ff.Google Scholar
  211. 213).
    Vgl. ebenda, S. 29.Google Scholar
  212. 214).
    Vgl. S. 111 f.Google Scholar
  213. 215).
    Eine Ausnahme liegt in der Einbeziehung der Durchschnittskredite und Durchschnittseinlagen.Google Scholar
  214. 216).
    Vgl. dazu auch E. Butz, a. a. O., S. 143 ff.Google Scholar
  215. 217).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., S. 90 ff.Google Scholar
  216. 218).
    Vgl. ebenda, S. 93.Google Scholar
  217. 219).
    Es ist nochmals darauf hinzuweisen, daß nur Nichtzinskosten und bei den Hauptgeschäftssparten nur die direkt verrechenbaren Kosten in die Analyse einbezogen worden sind.Google Scholar
  218. 220).
    Bemerkenswert ist, daß die Kostenelastizitäten für die ‘Occupancy’ und ’Business Promotion Expenses’ größer als 1 sind. Im Wertpapiereigengeschäft wird mangels Angaben über die Zahl der Wertpapiere der Wertpapierbestand, also eine Wertgröße, als Output-Maßstab gewählt. Da allgemein angenommen wird, daß die Ko sten der Wertpapierverwaltung bei weitem nicht in dem Maße steigen wie der Wert des Bestandes, überrascht der hohe Elastizitätswert. Benston erklärt die Erscheinung damit, daß mit dem Umfang der Wertpapieranlage auch die Verantwortung und die Qualifikation des in diesem Bereich tätigen Personals wächst und dement sprechend hohe Gehält er gezahlt werden müssen. (Vgl. G.J. Benston, The Cost of Banking Operations…, a. a. O., S. 100.)Google Scholar
  219. 221).
    G. J. Benston, Economies of Scale…, a. a. O., S. 541.Google Scholar
  220. 222).
    Vgl. G. J. Benston, Economies of Scale…, a. a. O., S. 541.Google Scholar
  221. 223).
    Vgl. Tabelle 7, S. 130.Google Scholar
  222. 224).
    Die Leerstellen in der Tabelle zeigen die Schwierigkeiten, signifikante Koeffizienten zu schätzen.Google Scholar
  223. 225).
    Diesen Fragenkreis behandelt Benston besonders eingehend in dem Aufsatz “Branch Banking and Economies of Scale”. “Journal of Finance”, Vol. 20 (1965), S. 312 ff.Google Scholar
  224. 226).
    Vgl. Tabelle 4, S. 101.Google Scholar
  225. 227).
    Vgl. G. J. Benston, Branch Banking…, a. a. O., S. 313.Google Scholar
  226. 228).
    Es werden nur die Koeffizienten angegeben, die größer als ihr Standardfehler sind. Diese Signifikanzregel weicht von dem gewöhnlichen 5 v. H. -Signifikanztest ab. (Vgl. G. J. Benston, Branch Banking…, a. a. O., S. 316, Fußnote 9.)Google Scholar
  227. 229).
    Vgl. G. J. Benston, Branch Banking…, a. a. O., S. 319, 323.Google Scholar
  228. 230).
    Es besteht die Gefahr einer Multikollinearität zwischen der Zahl der Zweigstellen und der Konten.Google Scholar
  229. 231).
    Vgl. G. J. Benston, Branch Banking…, a. a. O., S. 322.Google Scholar
  230. 232).
    Benston hält einen Einfluß der Zweigstellenexpansion auf die Effizienz der Kassenhaltung und die Höhe des Float für möglich. Eine Regressionsanalyse, in der der Einfluß der Zweigstellen auf die Kassenhaltung und den Float pro 100 Dollar Einlagen mit Hilfe von Dummy-Variablen erfaßt werden sollte, zeigt jedoch keine statistisch gesicherten Ergebnisse. (Vgl. G. J. Benston, Branch Banking…, a. a. O., S. 318.)Google Scholar
  231. 233).
    Vgl. G. J. Benston, Branch Banking…, a. a. O., S. 326.Google Scholar
  232. 234).
    Vgl. G. J. Benston, Branch Banking…, a. a. O., S. 321.Google Scholar
  233. 235).
    Vgl. ebenda, S. 328.Google Scholar
  234. 236).
    Vgl. ebenda, S. 326 f.Google Scholar
  235. 237).
    Die Kostensteigerung resultiert nicht aus der Erhöhung der Gebäudekosten, da kein Grund zur Erwartung besteht, daß sich die Gebäudekosten im Fusionsfall, in dem die filiallosen Institute als Filialen bzw. als Hauptstelle weitergeführt werden, verändern. (Vgl. G. J. Benston, Branch Banking…, a. a. O., S. 325.) Nach den Ergebnissen Benstons müssen also vor allem die Personalkosten im Sichteinlagen-und im Teilzahlungskreditgeschäft zur Kostensteigerung beigetragen haben.Google Scholar
  236. 238).
    Die Werte differieren von 1 mit einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 5 v. H. (Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., S. 47.)Google Scholar
  237. 239).
    Vgl. Tabelle 8, S. 133, und Tabelle 9, S. 134.Google Scholar
  238. 240).
    In einer Spezialstudie, der Daten für die Jahre 1960–1965 von nahezu 100 Banken aus den Distrikten der Federal Reserve Banks of Boston, Dallas und Atlanta zugrunde liegen, schätzt Murphy auf der Basis des gleichen Modells den Kostenverlauf im Vermögensverwaltungsgeschäft und kommt zu dem Ergebnis, daß sich auch in diesem Geschäftszweig economies of scale feststellen lassen, jedoch nicht mit der Sicherheit wie in den anderen Geschäftszweigen. (Vgl. N. B. Murphy, A Cross-Sectional Analysis of the Cost of Operations of Trust Departments. “Journal of Money, Credit and Banking”, Vol. 1 (1969), S. 84 ff., insbesondere S. 93.)Google Scholar
  239. 241).
    Der Signifikanztest wird auf der Basis der Standardfehler der einzelnen Regressionskoeffizienten vorgenommen. Diese lassen sich nur genau bestimmen, wenn keine Autokorrelation und Heteroskedasie der Residuen vorliegen. Außerdem kann bei einer Autokorrelation zwischen den Residuen angenommen werden, daß der tatsächliche Funktionsverlauf mit dem angenommenen Funktionsverlauf nicht übereinstimmt. Mit Hilfe statistischer Prüfmaße stellen Bell/Murphy fest, daß weder Autokorrelation (v. Neumann-Relation, Durbin-Wat son-Koeffizient) noch Heteroskedasie (Bartlett-Test) der Residuen vorliegen. Die Ergebnisse eines X2-Tests deuten darauf hin, daß die Residuen normal verteilt sind, eine Bedingung, die zur Bestimmung von Konfidenzintervallen für Regressionskoeffizienten notwendig ist. (F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., S. 71 ff.)Google Scholar
  240. 242).
    Mitte des Jahres 1970 unternahm N. B. Murphy einen erneuten Versuch, Kostenfunktionen mit Hilfe der FCA-Daten zu schätzen. Die Stichprobe umfaßte Daten des Jahres 1968 von nahezu 1000 Banken aus 11 von 12 Federal Reserve Distrikten, war also recht weit gespannt. Das Kostenmodell wurde nicht wesentlich geändert. Als wichtiges Resultat der bisher unveröffentlichten Studie ist hervorzuheben, daß sich im Sichteinlagengeschäft keine economies of scale feststellen lassen (lt. brieflicher Auskunft von N. B. Murphy vom 29. 9. 1970 ). Nach Auffassung von Th. Morss, Betreuer der FCA der Federal Reserve Bank of Boston, ist dieses Ergebnis auf die Kosten des Computereinsatzes in dieser Geschäftssparte zurückzuführen. Mr. Morss vertritt die Ansicht, daß auch nach Wegfall der Anlaufkosten nicht mit sinkenden Kosten aufgrund des Computereinsatzes zu rechnen sei, da bis zum Zeitpunkt der Einführung von automa-tischen Beleglesern Personal nicht im erwarteten Ausmaß freigesetzt werden könne und zur Bewältigung der gestiegenen Umsätze immer leistungsfähigere, aber auch teuere Computer installiert werden müßten.Google Scholar
  241. 243).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking a. a. O., S. 68 f.Google Scholar
  242. 244).
    ZurKritikandieserVorgehensweisevgl. im einzelnen S. 132 f.Google Scholar
  243. 245).
    Wertpapieranlage, Vermögensverwaltung, Kosten für Werbung.Google Scholar
  244. 246).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking, a. a. O., S. 66.Google Scholar
  245. 247).
    Vgl. ebenda.Google Scholar
  246. 248).
    Vgl. ebenda, S. 68.Google Scholar
  247. 249).
    Vgl. dazu im einzelnen S. 132 f.Google Scholar
  248. 250).
    Die Gruppe kleiner Banken bearbeitet im Durchschnitt 3735 Sichteinlagenkonten bei 1,1 Zweigstellen, die Gruppe großer Banken 18 470 Sichteinlagenkonten bei 9, 0 Zweigstellen. (Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., 5.172.)Google Scholar
  249. 251).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking , a. a. O., S. 171 ff.Google Scholar
  250. 252).
    Vgl. ebenda, S. 181.Google Scholar
  251. 253).
    Diese Beispielrechnungen sollten nach Vorschlag von Bell/ Murphy bei Entscneidungen über die Zulassung von Neugründungen, Zweigstellengründungen und Fusionen angestellt werden.Google Scholar
  252. 254).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., S. 217 ff.Google Scholar
  253. 255).
    DieseBerechnungenwerdenauch in den anderen Geschäftssparten vorgenommen und führen zu dem gleichen Ergebnis. (Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., 5.220.)Google Scholar
  254. 256).
    Hier zeigt sich wiederum der Effekt der multiplikativen Verknüpfung der Zweigstellenvariablen mit den anderen Kostendet erminanten.Google Scholar
  255. 257).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking, a. a. O., S. 222 ff.Google Scholar
  256. 258).
    Vgl. D. A. Alhadeff, a. a. O., S. 86.Google Scholar
  257. 259).
    Vgl. L. E. Gramley, a. a. O., S. 4 ff.Google Scholar
  258. 260).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking a. a. O., S. 110.Google Scholar
  259. 261).
    Vgl. ebenda, S. 113 ff.Google Scholar
  260. 262).
    Als Maßstab wird die Anzahl der Sichteinlagenkonten gewählt.Google Scholar
  261. 263).
    Annähernd 65 v. H. der Computerzeit wurden für das Sichteinlagen-und nahezu 11 v. H. für das Teilzahlungskreditgeschäft verwendet (vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., S. 124).Google Scholar
  262. 264).
    Zusätzlich werden auch die bei der Berechnung der Kostenfunktionen verwendeten unabhängigen Variablen in diese Funktion eingeführt.Google Scholar
  263. 265).
    Nach der Logarithmierung nehmen die Variablen die Werte 0, 1 und 2 an.Google Scholar
  264. 266).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking, a. a. O., S. 135 ff.Google Scholar
  265. 267).
    Mit einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 5 v. H.Google Scholar
  266. 268).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking…, a. a. O., S. 280 ff., vgl. dazu auch F. W. Bell/N. B. Murphy, Economies of Scale and Division of Labor in Commercial Banking. “The Southern EconomicJournal”, Vol. 35 (1968), S. 131 ff.Google Scholar
  267. 269).
    Grobe Anhaltspunkte für die qualitative Zusammensetzung des Personals der einzelnen Banken gibt die FCA, in der die Zahl der leitenden Angestellten, der leitenden Angestellten, die sich mit ausführenden Tätigkeiten beschäftigen, und der gewöhnlichen Angestellten gesondert ausgewiesen werden. Die Verhältniszahl berechnet sich wie folgt: Der aus den Lohnsätzen aller Banken als arithmetisches Mittel berechnete durchschnittliche Lohnsatz einer Qualitätsgruppe wird mit der Anzahl der Beschäftigten je Qualitätsgruppe multipliziert. Die Summe dieser Produkte ergibt die Gehalt ssumme einer Bank zu durchschnittlichen Gehalt ssätzen WLrc. Durch Division der gesamten Lohnsumme aller Banken durch die Zahl der Beschäftigten erhält man den Lohnsatz für das durchschnittliche Qualitätsniveau. Diese Ziffer ist mit der Beschäftigtenzahl der betrachteten Bank zu multiplizieren. Das Produkt ist die Lohnsumme WLsm der betreffenden Bank unter der Annahme, daß das Personal der Bank das durchschnittliche Qualitätsniveau der Stichprobe aufweist. Die Verhält — niszahl kann dann als Maßstab für Unterschiede in der qualitativen Zusammensetzung des Personals einer Bank zu dem Durchschnitt aller Banken angesehen werden.Google Scholar
  268. 270).
    Mit einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 1 v. H.Google Scholar
  269. 271).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Economies of Scale and Division of Labor…, a. a. O., S. 139.Google Scholar
  270. 272).
    Vgl. im einzelnen S. 107, Fußnote 160.Google Scholar
  271. 273).
    Vgl. F. W. Bell/N. B. Murphy, Costs in Commercial Banking, a. a. O., S. 144 ff.Google Scholar
  272. 274).
    Vgl. Tabelle 10, S. 143.Google Scholar
  273. 275).
    Es ist zu beachten, daß in diesen Kosten der Geschäftssparten nicht die Gemeinkosten, wie z. B. die Gebäudekosten, erfaßt sind, die mit der Zweigstellenexpansion erheblich ansteigen können.Google Scholar
  274. 276).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 1 f.Google Scholar
  275. 277).
    Vgl. ebenda, S. 10 ff.Google Scholar
  276. 278).
    Vgl. ebenda, S. 13 ff.Google Scholar
  277. 279).
    Vgl. ebenda, S. 29 f.Google Scholar
  278. 280).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 31 ff.Google Scholar
  279. 281).
    Der Überblick über die Erkenntnisse, die Plotkin aus der Probestudie abgeleitet hat, zeigt, daß diese Studie überflüssig war. Das Multikollinearität sproblem und das Ergebnis, daß der größte Teil der Kostenvariation durch die Variation der Bilanzsumme zu erklären ist, ist ein Charakteristikum aller Studien, in denen die Abhängigkeit der Kosten von der Bilanzsumme und Bilanz struktur- Kennziffern untersucht wird. Es überrascht deshalb nicht, daß diese Einflüsse auch bei der Analyse der von Plotkin verwendeten FDIC-Daten wirken. Auf die Mängel der Konzeption, die Kostenvariation durch Bestandsgrößen in Form von Bilanzpositionen zu erklären, hat Plotkin selbst in seinem Literaturrückblick hingewiesen. Somit zeigen nicht erst die Ergebnisse der Probestudie die Notwendigkeit, Maßgrößen für die einzelnen kost enverursachenden Bankleistungen in die Analyse einzubeziehen.Google Scholar
  280. 282).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 63 ff.Google Scholar
  281. 283).
    Von den einzelnen Bundesstaaten zugelassene Banken, die nicht Mitglied des Federal Reserve Systems sind.Google Scholar
  282. 284).
    Die Stichprobe wird nach folgenden Kriterien gezogen: Es sollenGoogle Scholar
  283. 285).
    Vgl. Abbildung 3.Google Scholar
  284. 286).
    In den Fragebögen werden im wesentlichen folgende Größen erfaßt: 1. Allgemeine Merkmale der jeweiligen Bank, z. B. Zahl der Zweigstellen, 2. Anzahl der Wettbewerber innerhalb des relevanten Marktes, 3. Fluktuation der Arbeitskräfte während des Jahres 1966, 4. Stand der Bankautomation und Wert der benutzten Anlagen, gemessen an einer durchschnittlichen Monatsmiete, 5. Anzahl der Wertpapiere, Käufe und Verkäufe nach Wertpapierarten (Strömungsgrößen), 6. Anzahl der neu gewährten und prolongierten Kredite nach Kreditarten während des letzten vollständigen Kalendermonats vor der Prüfung (Strömungsgrößen), 2. Bilanzpositionen und Anzahl der Wertpapiere, Kredite und Einlagen(Bestandsgrößen) zum Zeitpunkt der laufenden und der vorhergehenden Bankprüfung, B. Bilanzpositionen am 15. eines jeden Monats im Jahre 1966 (Bestandsgrößen), 9. Anzahl der Geschäftsvorfälle im Zahlungsverkehrs-, Sicht-, Termin-und Spareinlagengeschäft (z. B. Anzahl der Einzahlungen und Auszahlungen, der neu eröffneten Konten) für eine Periode von zehn Tagen während oder im Anschluß an die Bankprüfung (Strömungsgrößen) mit Angaben über die prozentuale Abweichung von der nach Meinung der für den jeweiligen Bereich maßgeblichen Bankangestellten typischen Ziffern. (Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 70 ff.)Google Scholar
  285. 287).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 109.Google Scholar
  286. 288).
    Vgl. ebenda, S. 55 ff.Google Scholar
  287. 289).
    Vgl. dazu im einzelnen S. 115.Google Scholar
  288. 290).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 68.Google Scholar
  289. 291).
    Die Reports of Condition werden halbjährlich zum 30. 6. und 31.12. eingereicht.Google Scholar
  290. 292).
    I. Plotkin, a. a. O., S. 68.Google Scholar
  291. 293).
    Die Gründe sind bei der Analyse der Daten a=lgeführt worden.Google Scholar
  292. 294).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 151.Google Scholar
  293. 295).
    Vgl. ebenda, S. 158 f.Google Scholar
  294. 298).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 195.Google Scholar
  295. 299).
    Mit einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 5 v. H. Ein Teil der (3j-Werte ist nicht signifikant verschieden von 1.Google Scholar
  296. 300).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 157.Google Scholar
  297. 301).
    Vgl. I. Plotkin. a. a. O., S. 157.Google Scholar
  298. 302).
    Vgl. ebenda, S. 172.Google Scholar
  299. 303).
    Vgl. ebenda.Google Scholar
  300. 304).
    Vgl. Tabelle 12.Google Scholar
  301. 306).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 147.Google Scholar
  302. 307).
    It [the difference] is a measure of excess (or deficient) costs over(orunder) the amount that would have been expected on the basis of size alone“ (I. Plotkin, a. a. O., S. 173).Google Scholar
  303. 308).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 173.Google Scholar
  304. 309).
    Vgl. ebenda, S. 174.Google Scholar
  305. 310).
    Ein Teil der Banken ist in bestimmten Geschäftssparten nicht tätig, d. h. die Leistungsmengen sind gleich Null - das gilt insbesondere für die Aktivitäten im Trustgeschäft - oder ist nicht in der Lage, über bestimmte Variablen genau zu berichten. Ein Ausschluß dieser Banken aus der Analyse hätte zu einer nicht wünschenswertenReduzierung des Stichprobenumfangs geführt. Mit Hilfe einer gesonderten Regressionsanalyse trifft Plotkin eine Auswahl der Leistungen, die vermutlich die Kosten am stärksten beeinflussen. Dadurch verringert sich die Anzahl der Banken, bei denen bestimmte Variablen den Wert Null haben oder nicht verfügbar sind. Für die Regressionsanalyse stehen somit Daten von 246 der ursprünglich 293 Banken zur Verfügung (vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 174 ff.).Google Scholar
  306. 311).
    log C - log C wird im folgenden als log C’ und log X. - log Xj als log X J geschrieben.Google Scholar
  307. 312).
    Eine Begründung für die additive Verknüpfung der Variablenund die Einbeziehung der Nicht-Bankleistungsvariablen ohne Umformung in Logarithmen bleibt Plotkin schuldig.Google Scholar
  308. 313).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 173.Google Scholar
  309. 314).
    Es wird jeweils eine gesonderte Regressionsanalyse für die sechs abhängigen Kosten-bzw. Personaleinsatzvariablen vorgenommen.Google Scholar
  310. 315).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 161.Google Scholar
  311. 316).
    Vgl. ebenda, S. 180. Das besagt nicht, daß die Variation der Kosten durch Unterschiede im Leistungsprogramm verursacht worden ist. Das Bestimmtheitsmaß gibt lediglich einen hohen Grad an Verbundenheit zwischen den Variablen an.Google Scholar
  312. 317).
    Zu den Mängeln des Lohnsatzindex vgl. S. 115.Google Scholar
  313. 318).
    Die Analyse der Studien von Bell/Murphy und Benston hat gezeigt, daß Dummy-Variablen nur recht grob den Einfluß der Zweigstellenexpansion erfassen können.Google Scholar
  314. 319).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 162 ff.Google Scholar
  315. 322).
    Vgl. I. Plotkin, a. a. O., S. 149.Google Scholar
  316. 323).
    Theoretisch ließe sich einwenden, daß kein zwangsläufiger Zusammenhang zwischen bestimmten Dienstleistungen und der Bilanz summe besteht. Es spricht jedoch einige Wahrscheinlichkeit dafür, daß sich das Volumendes bilanzneutralen Dienstleistungsgeschäfts in gleicher Richtung wie die Bilanzsumme bewegt.Google Scholar
  317. 324).
    Die mathematische Ableitung der Elastizität wird von dieser Kritik nicht berührt. Unter den spezifischen Prämissen des Modells kommt Plotkin zu den richtigen Ergebnissen.Google Scholar
  318. 327).
    Vgl. E. S. Shaw, Savings and Loan Market Structure and Market Performance. A Study of California State-Licensed Savings and Loan A ssociations. A Research Study Prepared for the California Savings and Loan Commissioner. O.O. 1962, S. 1, 48.Google Scholar
  319. 328).
    Vgl. Stanford Research Institute, The Savings and Loan Industry in California. Prepared for Savings and Loan Commissioner, Divisionof Savings and Loan, State of California. Pasadena 1960, S.I-2, V-1.Google Scholar
  320. 329).
    Vgl. ebenda, S. V-2.Google Scholar
  321. 330).
    Vgl. ebenda, S. B-3.Google Scholar
  322. 331).
    Vgl. E. S. Shaw, a. a. O., S. 95.Google Scholar
  323. 332).
    Vgl. E. S. Shaw, a. a. O., S. 95, 106.Google Scholar
  324. 333).
    Das Stanford Research Institute untersucht die Zusammenhänge zwischen den Kosten und der Betriebsgröße gesondert für State Stock Associations, State Mutual Associations und Federally Chartered Associations.Google Scholar
  325. 334).
    Vgl. E. S. Shaw, a. a. O., S. 50. Die Genauigkeit der Kostendaten ist u. a. dadurch gemindert, daß Positionen, die Gewinnverwendung darstellen, unter den Kosten ausgewiesen werden (vgl. ebenda).Google Scholar
  326. 335).
    Vgl. Stanford Research Institute, a. a. O., S. V-3 ff.Google Scholar
  327. 336).
    Zinszahlungen sind nur für aufgenommene Gelder und Darlehen zu leisten, nicht jedoch für Einlagen, da deren Verzinsung in Form von Dividenden an die Einleger ausgeschüttet wird.Google Scholar
  328. 337).
    Vgl. Stanford Research Institute, a. a. O., S. A-24 ff.Google Scholar
  329. 338).
    Vgl. E. S. Shaw, a. a. O., S. 95, 106 f.Google Scholar
  330. 339).
    Vgl. Stanford Research Institute, a. a. O., S. V-2 f.; E. S. Shaw, a. a. O., S. 48 f.Google Scholar
  331. 340).
    Vgl. Stanford Research Institute, a. a. O., S. V-16; Shaws Aussage, daß die Gründung von Zweigstellen ein schnelles und relativbilliges Wachstum der Institute gewährleistet, stützt sich auf die Daten von 8 Associations in der Größe von 50 bis 100 Mio. Dollar Bilanzsumme. (Vgl. E. S. Shaw, a. a. O., S. 108.)Google Scholar
  332. 341).
    Genannt seien in diesem Zusammenhang weiterhin die empirischen Kostenuntersuchungen von L. Grebler/E. F. Brigham, a. a. O., S. 131 ff., und E. F. Brigham, Economies of Scale in the Savings and Loan Industry. “The Western Economic Journal”, Vol. 3(1964), S. 7 ff. Da ihre Konzeption weitgehend mit der der Brigham/Pettit-Studie übereinstimmt, kann auf eine Behandlung dieser Untersuchungen verzichtet werden.Google Scholar
  333. 342).
    Vgl. E. F. Brigham/R. R. Pettit, a. a. O., S. 997 ff. Der Teil der Studie’von Brigham/Pettit, der sich mit den economies of scale und den Kosten der Zweigstellenexpansion befaßt, stimmt inhaltlich weitgehend mit der Dissertation von R. R. Pettit, Structure and Performance in the Savings and Loan Industry: An Analysis of Operating Efficiency and its Relation to Regulation. Diss. University of California, Los Angeles 1969, überein. Einzelheiten der Dissertation werden nur insoweit berücksichtigt, als sie zur Kennzeichnung und Beurteilung der Studie notwendig sind.Google Scholar
  334. 343).
    Vgl. R. R. Pettit, a. a. O., S. 119.Google Scholar
  335. 344).
    Vgl. ebenda, S. 116 ff.Google Scholar
  336. 345).
    Vgl. ebenda, S. 118 f.Google Scholar
  337. 346).
    Die Autoren glauben, daß sich die Ergebnisse der Untersuchung, wenn auch unter gewissen Einschränkungen, auf andere Großstadtbereiche übertragen lassen. (Vgl. E. F. Brigham/R. R. Pettit, a. a. O., S. 1013.)Google Scholar
  338. 347).
    Vgl. R. R. Pettit, a. a. O., S. 112.Google Scholar
  339. 348).
    Vgl. R. R. Pettit, a. a. O., S. 113.Google Scholar
  340. 349).
    Fragebögen wurden an 100 Institute verschickt, von denen 60 antworteten. Jedoch nur die Daten von 15 Instituten erwiesen sich für Zwecke der Studie als geeignet. (Vgl. E. F. Brigham/R. R. Pettit, a. a. O., S. 1019.)Google Scholar
  341. 350).
    Vgl. E. F. Brigham/R. R. Pettit, a. a. O., S. 998.Google Scholar
  342. 351).
    Vgl. ebenda, S. 999 ff.Google Scholar
  343. 352).
    Vgl. E. F. Brigham/R. R. Pettit, a. a. O., S. 1014 ff.Google Scholar
  344. 353).
    Vgl. R. R. Pettit, a. a. O., S. 142.Google Scholar
  345. 354).
    Vgl. R. R. Pettit, a. a. O., S. 176.Google Scholar
  346. 355).
    Vgl. ebenda, S. 174.Google Scholar
  347. 356).
    Vgl. ebenda, S. 179 f.Google Scholar
  348. 357).
    Vgl. ebenda, S. 180.Google Scholar
  349. 358).
    Vgl. E. F. Brigham/R. R. Pettit, a. a. O., S. 998 f.Google Scholar
  350. 359).
    Vgl. ebenda, S. 1015. Grebler/Brigham stellen eine positive Korrelation zwischen dem Wachstum und den Werbeausgaben von Instituten fest. (Vgl. L. Grebler/E. F. Brigham, a. a. O., S. 155.)Google Scholar
  351. 360).
    Die Kosten für die Werbung werden gesondert analysiert von L. Grebler/E. F. Brigham, a. a. O., S. 136, und E. F. Brigham, a. a. O., S.17.Google Scholar
  352. 361).
    Vgl. E. F. Brigham/R. R. Pettit, a. a. O., S. 1016 ff.Google Scholar
  353. 362).
    Brigham/Pettit schätzen zusätzlich auf der Basis interner Kostenrechnungsdaten für die einzelnen Zweigstellen von 15 Associations Kostenfunktionen, in denen die wichtigste unabhängige Variable die Größe der Zweigstelle, gemessen am Einlagenvolumen, ist. Nach Brigham/Pettit deuten die Ergebnisse auf Kostenvorteile der großen Zweigstellen hin. (vgl. E. F. Brigham/ R. R. Pettit, a. a. O., S. 1019 f.) Auch gegenüber dieser Aussage gelten die schon aufgeführten Einwendungen.Google Scholar
  354. 363).
    Vgl. E. F. Brigham/R. R. Pettit, a. a. O., S. 1027.Google Scholar
  355. 364).
    Vgl. ebenda, S. 1022 ff.Google Scholar
  356. 365).
    Vgl. R. R. Pettit, a. a. O., S. 192, Fußnote 14.Google Scholar
  357. 366).
    Vgl. G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a. O., S. 687.Google Scholar
  358. 367).
    Vgl. ebenda, S. 719.Google Scholar
  359. 368).
    Die Gesamtzahl der versicherten Institute belief sich am 31. 12. 1962 auf 4332 (vgl. O., S. 722, Table 2Google Scholar
  360. 369).
    Die Daten werden worfen (vgl. G. J. S. 700)., G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a.). zahlreichen Plausibilitätskontrollen unterBenston, Cost of Operations…, a. a. O.Google Scholar
  361. 370).
    Vgl. G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a. O., S. 716.Google Scholar
  362. 371).
    Vgl. ebenda, S. 680 f.Google Scholar
  363. 372).
    Vgl. S. 171 f.Google Scholar
  364. 373).
    Vgl. G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a. O., S. 681.Google Scholar
  365. 374).
    Vgl. ebenda, S. 685.Google Scholar
  366. 375).
    Vgl. ebenda, S. 687 ff.Google Scholar
  367. 376).
    Die Anzahl der ausstehenden Kredite und der Sparkonten wird als arithmetisches Mittel von 12 Monatsendbeständen berechnet.Google Scholar
  368. 377).
    Die Maßgrößen können nicht gleichzeitig in die Analyse einbezogen werden, da eine hohe Multikollinearität zwischen ihnen zu erwarten ist.Google Scholar
  369. 378).
    Dabei werden zusätzliche Variablen einbezogen, über die der Einfluß der im Output-Maßstab nicht repräsentierten Geschäfts-Google Scholar
  370. 379).
    Insgesamt werden von Benston 19 unabhängige Variablen in die Regressionsfunktion aufgenommen.Google Scholar
  371. 380).
    Als Grund für diese Vorgehensweise gibt Benston an, daß die Höhe dieser Kosten hauptsächlich von den Marktverhältnissen und nicht von der Wirtschaftlichkeit der Leistungserstellung bestimmt wird. (Vgl. G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a. O., S. 682, Fußnote 1.)Google Scholar
  372. 381).
    Benston hält es für wahrscheinlicher, daß bei der Erhöhung einer Kost eneinflußgröße die Kost en um einen bestimmt en Prozentsatz steigen und nicht um einen konstanten absoluten Betrag, unabhängig vom Kostenniveau der Ausgangssituation. (Vgl. G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a. O., S. 698.)Google Scholar
  373. 382).
    Vgl. G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a. O., S. 698.Google Scholar
  374. 383).
    Die Durchschnittsbeträge sagen nichts über die genaue Größenklassenstruktur des Kredit-und Einlagengeschäfts und die Inanspruchnahme des finanziellen und des technisch-organisatorischen Bereichs durch die Marktleistungen aus.Google Scholar
  375. 384).
    Vgl. G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a. O., S. 704 f.Google Scholar
  376. 385).
    Die Unterschiede sind jedoch relativ gering und liegen im Bereich des erwarteten Stichprobenfehlers. (Vgl. G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a. O., S. 705.)Google Scholar
  377. 386).
    Die Werte des Bestimmtheitsmaßes in der Benston-Studie liegen in den meisten Fällen über 0, 9.Google Scholar
  378. 387).
    Vgl. G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a. O., S. 705.Google Scholar
  379. 388).
    Vgl. G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a. O., S. 706.Google Scholar
  380. 389).
    Die Elastizität der Gesamtkosten in bezug auf den durchschnittlichen Kreditbetrag (Output- Maß stab Anzahl der Neukredite) beträgt im Durchschnitt der Jahre 1962–1965 0,46, die Elastizität der Gesamtkosten in bezug auf die durchschnittliche Einlagenhöhe (Output-Maßstab Anzahl der Sparkonten) 0,73. (Vgl. G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a. O., S. 708 f.)Google Scholar
  381. 390).
    Zu den Mängeln der Zweigstellenvariablen vgl. S. 171.Google Scholar
  382. 391).
    Vgl. G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a. O., S. 712.Google Scholar
  383. 392).
    Vgl. ebenda.Google Scholar
  384. 393).
    Geht man davon aus, daß zwischen der Bilanzsumme und der Zahl der Kredite und Sparkonten eine enge Korrelation besteht (vgl. G. J. Benston, Cost of Operations…, a. a. O., S. 687, Fußnote 12), können die Resultate als Bestätigung der zunächst wenig verbindlichen Ergebnisse der Brigham/Pettit-Studie angesehen werden.Google Scholar

Copyright information

© Springer Fachmedien Wiesbaden 1972

Authors and Affiliations

  • Jochen Bräutigam
    • 1
  1. 1.MünsterDeutschland

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