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Die Arbeitsmarktordnung und die Beschäftigungsschwelle des Wachstums

  • Christian Jasperneite
Chapter
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Part of the DUV Wirtschaftswissenschaft book series (DUVWW)

Zusammenfassung

Die Vermutung eines Zusammenhanges zwischen der spezifischen Ausgestaltung einer Arbeitsmarktordnung und der Entwicklung der Beschäftigung im Zeitablauf läge nahe, wenn verschiedene Länder unterschiedliche Erfahrungen in bezug auf die Entwicklung der Beschäftigung gemacht hätten. Eine Untersuchung dazu ist u.a. bei Erber zu finden,1 in der er für den Zeitraum von 1960–1993 die Wachstumsraten des BIP, der Beschäftigung und der Arbeitsproduktivität für 24 OECD-Länder bestimmt. Er kommt zu dem Ergebnis, daß die Länder mit einer hohen Wachstumsrate des BIP nicht notwendigerweise auch die Länder mit einer überdurchschnittlich positiven Beschäftigungsentwicklung sind.

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Literatur

  1. 1.
    Vgl. Erber (1994), S. 5.Google Scholar
  2. 2.
    Die Verwendung dieses Stützzeitraumes macht es notwendig, auf Schätzungen bzw. Prognosen der OECD für das Jahr 1999 zurückzugreifen; dies entspricht aber durchaus einer gängigen Vorgehensweise, da so ein weiterer Datenpunkt „gewonnen“ werden kann. Sämtliche folgenden Berechnungen wurden auch für den Stützzeitraum 1981–2000 durchgeführt — eine signifikante Veränderung der Ergebnisse ließ sich nicht feststellen.Google Scholar
  3. 3.
    Vgl. Hof (1991), S. 281 und Hof (1994a), S. 129.Google Scholar
  4. 4.
    Vgl. Verdoorn (1993), S. 60.Google Scholar
  5. 5.
    Vgl. zu den Originaldaten Verdoorn (1993), S. 60.Google Scholar
  6. 6.
    Solow spricht hier von dem „disembodied technological progress“, im Gegensatz zu dem „embodied technological progress“, der nur in Verbindung mit Investitionen wirksam ist, vgl. dazu Solow (1960), S. 91 ff.Google Scholar
  7. 7.
    Vgl. zu dieser Rechnung beispielsweise Boulier (1984), S. 260 f.Google Scholar
  8. 8.
    Vgl. Thirlwall (1980), S. 387 und Boulier (1984), S. 261.Google Scholar
  9. 9.
    Vgl. Erber (1994), S. 29.Google Scholar
  10. 10.
    Deutlich wird dies beispielsweise in einer Untersuchung von Hermann (1997), S. 338 f. Hier weist er für die Bundesrepublik Deutschland für den Zeitraum 1984–1995 nach, daß der autonome ProduktivitätsFortschritt im Dienstleistungssektor kleiner als im produzierenden Gewerbe war.Google Scholar
  11. 11.
    Es werden zwar Erweiterungen des Ansatzes von Verdoorn vorgeschlagen, in denen in der Regressionsanalyse neben dem BIP-Wachstum auch das Wachstum der Arbeitszeit (je Erwerbstätigen) sowie das Wachstum des Kapitalstockes einfließen, siehe beispielsweise Schnur (1990), S. 107 ff. Das Problem besteht allerdings darin, daß auch hier eine Aufspaltung der Konstante in verschiedene ökonomische Einflußgrößen nicht möglich ist. Zudem ergeben sich bei einem derartigen Ansatz zwangsläufig Multikolliniaritäten zwischen den erklärenden Variablen, die eine ökonomische Interpretation der Regressionsparameter erschweren. Zwar kann durch die Einführung von Timelags dieses Problem umgangen werden, doch ist die Entscheidung über den Umfang des zu wählenden Timelags wiederum eher willkürlicher oder experimenteller Natur, so daß von einer solchen Erweiterung im folgenden kein Gebrauch gemacht wird.Google Scholar
  12. 12.
    Der Regressionsparameter beträgt hier 0,79, so daß ein einprozentiger Anstieg des durchschnittlichen Produktivitätswachstums zu einem 0,79prozentigen Anstieg des Absolutgliedes a führt. Der Durbin-Watson-Wert liegt bei 1,88.Google Scholar
  13. 13.
    Neben einem Kündigungsschutzbedingten „Horten“ von Arbeitskräften ist es auch durchaus möglich, daß das „Horten“ von Arbeitskräften dem Erhalt firmenspezifischen Humankapitals dient. Somit spielt auch die Wirtschaftsstruktur eine Rolle bei der Erklärung der Verdoorn-Elastizität.Google Scholar
  14. 14.
    In dieser Regression beträgt der Regressionsparameter -2,59, so daß ein einprozentiger Anstieg der Verdoorn-Elastizität zu einem 2,59prozentigen Absinken des autonomen Produktivitätsfortschrittes führt. Der Durbin-Watson-Wert liegt bei 1,42.Google Scholar
  15. 15.
    Vgl. Buttler und Hof (1977), S. 115.Google Scholar
  16. 16.
    Vgl.Klauder(1990),S. 86.Google Scholar
  17. 17.
    Vgl. Hof (1984), S. 12 oder Hof (1985), S. 171.Google Scholar
  18. 18.
    Vgl. Rohwer (1982), S. 25 oder Rohwer (1983), S. 141.Google Scholar
  19. 19.
    Dabei sei an dieser Stelle noch einmal ausdrücklich darauf hingewiesen, daß aufgrund des vergleichsweise kurzen Stützzeitraumes die Gefahr der Instabilität der Regressionsparameter besteht. Eine ökonometrisch wünschenswerte Verlängerung des Stützzeitraumes hat aber den Nachteil, daß sich so gewonnene Daten nur schwer mit den Daten über institutionelle Bedingungen in Verbindung bringen lassen, da Daten über längere Zeiträume hinsichtlich institutioneller Eigenschaften nur schwer zu finden sind. Zudem fuhrt eine Verlängerung der Stützzeiträume in vielen Fällen zu unerwünschten Strukturbrüchen in den Zeitreihen.Google Scholar
  20. 20.
    Auf eine Dokumentation von Stationaritätstests und Kointegrationstestergebnissen wurde hier aus Gründen der Überschaubarkeit verzichtet, zumal diese hinsichtlich des eher kurzen Stützzeitraumes einer gewissen Instabilität unterliegen und daher in ihrer Aussagekraft eingeschränkt sind; es kann aber festgestellt werden, daß die Zeitreihen der Länder mit Ausnahme von Neuseeland, Schweiz, Dänemark, Irland, Österreich, Frankreich, Norwegen, Portugal und Japan zumindest auf dem 90%-Signifikanzniveau stationär sind. Bis auf Neuseeland, Frankreich, Spanien und Japan läßt sich aber für alle Länder auf dem 95%-Signifikanzniveau eine Kointegrationsbeziehung mit dem Johannsen-Test feststellen. Bei Neuseeland, Frankreich, Spanien und Japan ist das zumindest nicht in jeder Testspezifikation der Fall.Google Scholar
  21. 21.
    Vgl. dazu Jasperneite und Allinger (1998), S. 5 ff.Google Scholar
  22. 22.
    Vgl. Verdoorn (1993), S. 60.Google Scholar
  23. 23.
    Vgl.Walwei(1996),S. 69.Google Scholar
  24. 24.
    Vgl. Klauder (1990), S. 88 und Erber (1994), S. 29.Google Scholar
  25. 25.
    Dabei wäre auch aus theoretischer Sicht nicht erforderlich, daß der Korrelationskoeffizient bei eins liegt, denn zwei Länder mit einer gleichen Differenz zwischen Beschäftigungsschwelle des Wachstums und tatsächlichem BIP-Wachstum können durchaus bei einem identischen zusätzlichen Wachstumsschub unterschiedliche Beschäftigungserfolge erzielen; dies liegt an der von Land zu Land leicht differierenden Verdoorn-Elastizität bzw. an dem Regressionsparameter b. Aus diesem Grund ist auch die Rangreihenfolge der Wachstumsraten der Beschäftigung nicht exakt deckungsgleich mit der hier bestimmten Rangreihenfolge der Differenz von durchschnittlicher Wachstumsrate des BIP und Beschäftigungsschwelle des Wachstums.Google Scholar
  26. 26.
    In diesem Zusammenhang sei noch einmal erwähnt, daß es sich bei den hier berechneten Beschäftigungsschwellen um erwerbstätigenstabile Wachstumsraten handelt, nicht aber um beschäftigungsstundenvolumenstabile Wachstumsraten des BIP. Berechnet man derartige beschäftigungsstundenvolumenstabile Wachstumsraten, dann stellt sich heraus, daß diese in einigen Ländern recht deutlich über den oben berechneten Beschäftigungsschwellen des Wachstums liegen; vgl. dazu auch Jasperneite und Allinger (1998), wo entsprechende Berechnungen für die Bundesrepublik Deutschland zu finden sind. Dies ist auf teilweise deutliche Arbeitszeitverkürzungen in den jeweiligen Ländern zurückzuführen. So betrug beispielsweise der Rückgang der durchschnittlichen Jahresarbeitszeit in der Bundesrepublik Deutschland zwischen 1980 und 1995 175 Stunden, obwohl die durchschnittliche Jahresarbeitszeit in der Bundesrepublik Deutschland schon seit den 80er Jahren zu den kürzesten Arbeitszeiten der Welt gehört, vgl. Link (1995) und Kroker (1996). Dabei gilt noch zu beachten, daß die amtliche Statistik in Deutschland die Jahresarbeitszeit in den letzten Jahren u.U. noch überschätzt hat, vgl. dazu Klös (1999), S. 5. Angesichts der beschäftigungsschwellensenkenden Wirkung der „Umverteilung“ von Arbeit (bedingt durch die Reduzierung des durchschnittlichen Produktivitätsfortschrittes eines Erwerbstätigen aufgrund seines verringerten Arbeitseinsatzes) könnte voreilig der Schluß gezogen werden, daß es sich bei den Maßnahmen zur Arbeitszeitverkürzung um beschäftigungsförderliche Maßnahmen handelt. Dieser Argumentation wird allerdings zumindest teilweise widersprochen, da mit einer Senkung der Jahresarbeitszeit i.d.R. (gerade in den oftmals dominierenden Einschichtbetrieben) auch eine Senkung der Betriebsnutzungszeiten einhergeht. Diese Senkung der Betriebsnutzungszeiten fuhrt zu steigenden Kapitalstückkosten; zudem steigen die Lohnstückkosten, da die Fixkosten der Arbeit auf weniger Arbeitsstunden umgelegt werden müssen. Der daraus folgende Anstieg der Stückkosten reduziert aber die Wettbewerbsfähigkeit von Unternehmen und die Attraktivität des Standortes in einer zunehmend global vernetzten Wirtschaft (vgl. Rubel (1997), S. 42 f.), was zu einer Reduzierung der Wachstumsrate mit entsprechenden negativen Beschäftigungseffekten fuhren dürfte. Vor diesem Hintergrund erscheint die Strategie der „Umverteilung“ von Arbeit zumindest nicht zwingend erfolgversprechend, auch wenn der primäre Effekt in einer Senkung der Beschäftigungsschwelle des Wachstums liegt.Google Scholar
  27. 27.
    Dem liegt die vereinfachende Hypothese zugrunde, daß Volkswirtschaften mit gleichen Rahmenbedingungen auf dem Arbeitsmarkt aufgrund unterschiedlicher volkswirtschaftlicher Kapitalausstattungen und Entwicklungsniveaus durchaus sowohl unterschiedliche durchschnittliche Wachstumsraten des BIP als auch unterschiedliche Beschäftigungsschwellen des Wachstums aurweisen können, nicht aber unterschiedliche Differenzen zwischen diesen Schwellen und den durchschnittlichen Wachstumsraten.Google Scholar
  28. 28.
    Vgl. Berthold und Fehn (1996), S. 17.Google Scholar
  29. 29.
    Der Zusammenhang zwischen Lohndifferenzierung und der Differenz zwischen der durchschnittlichen Wachstumsrate des BIP und der Beschäftigungsschwelle kann auch empirisch eindrucksvoll bestätigt werden. Führt man eine Regressionsanalyse der Form Ø WK BIP — BSwhy = a + b Lohndiff + 8 durch, wobei die Variable Lohndiff ein Maß für die Lohndifferenzierung im verarbeitenden Gewerbe im Jahr 1985 ist und Elmeskov (1993), S. 54 entnommen wurde, erhält man die Regressionsgleichung Ø WK BIP — BSWRY = -1,009 + 0,129 Lohndiff mit einem Signifikanzniveau für den F/T-Wert von 0,0043 und einem R2 von 0,45 bei einem Durbin-Watson-Wert von 1,66. Damit ist das Potential zur Schaffung von Beschäftigung in Volkswirtschaften mit starker Lohndifferenzierung signifikant höher, was auch obigen theoretischen Überlegungen entspricht.Google Scholar
  30. 30.
    Vgl Berthold und Fehn (1996), S. 18.Google Scholar
  31. 31.
    Vgl. Knappe und Funk (1997), S. 67 f.Google Scholar
  32. 32.
    In diesem Beispiel dürfte vor allem der kapitalunabhängige technische Fortschritt eine Rolle spielen; grundsätzlich ist die Erklärungskraft dieses Beispieles aber von der Art des angenommenen Produktivitätsfortschrittes unabhängig.Google Scholar
  33. 33.
    Die Durchschnittsproduktivität ist dabei auch eine Funktion der Kapitalintensität, welche hier ebenfalls als konstant angenommen werden kann.Google Scholar
  34. 34.
    Vgl Bellmann (1997).Google Scholar
  35. 35.
    Es kann allerdings in Frage gestellt werden, ob der hier unterstellte lineare Zusammenhang auch vor dem theoretischen Hintergrund eine richtige Spezifizierung darstellt. Verwendet man beispielsweise eine nichtlineare Spezifizierung der FormGoogle Scholar

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© Deutscher Universitäts-Verlag GmbH, Wiesbaden 2001

Authors and Affiliations

  • Christian Jasperneite

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