Zusammenfassung
Für die Bestimmung einer Produktionsfunktion sind zumindest Zeitreihen- oder Querschnittsdaten zu den herkömmlichen produktionstheoretischen Größen Output, Kapital und Arbeit erforderlich.
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Literatur
Vgl. etwa Daniel Lerner (Comparative Analysis of Processes of Modernization, in: Stein Rokkcn (Hg.), Comparative Research across Cultures and Nations, Paris 1968, S. 82): “If a society is to develop, it must achieve ‘rising output per head”’ (Hervorhebung im Original).
In neuester Zeit sind dafür die Versuche des United Nations Development Programme (UNDP), die seit 1990 periodisch veröffentlicht werden, charakteristisch; vgl. Undp, Human Development Report 1990, 1991 und 1992, New York, verschiedene Jahre.
In diesem Sinne bestimmen z.B. Irma Adelman und Cynthia Taft MORRIS (Society, Politics, and Economic Development, Baltimore 1967, S.150 ff. und Dieselben, Economic Growth and Social Equity in Developing Countries, Stanford 1973, S.39 f.) einen Indikator zum sozioökonomischen Entwicklungsstand, in den eine faktoranalytisch bestimmte Auswahl aus 25 sozioökonomischen und politischen Indikatoren eingeht.
Eberhard Scxoling, Zur mehrdimensionalen Messung des wirtschaftlichen Entwicklungsstandes, in: Kyklos, Bd. 35 (1982), S. 201–222.
Ebenda, S. 220 f. Der Rangkorrelationskoeffizient beträgt 0, 92.
Vgl. Donald Mcgranahan, Eduardo Pizarro und Claude Richard, Measurement and Analysis of Socio-Economic Development, Genf 1985, S.97 ff.
Es sei noch einmal darauf hingewiesen, daß der gewählte Entwicklungsindikator nicht als Wohlstandsindikator verstanden werden darf, da dafür auch die ökonomisch nicht aktiven Bevölkerungsgruppen zu berücksichtigen wären.
Zur Berücksichtigung von Unterschieden hinsichtlich der Arbeitslosigkeit vgl. Abschnitt 4.4, S. 92 ff. der vorliegenden Arbeit.
Die Angaben stammen aus Robert Summers und Alan Heston, The Penn World Tables (Mark 5): An Expanded Set of International Comparisons, 1950–1988, in: Quarterly Journal of Economics, Vol.106 (1991), S. 327–368. Die Beschreibung der Variablen und die Definition der “internationalen $” erfolgt im Anhang (Abschnitt 8. 3. 1 ).
So z.B. in Robert Summers und Alan Heston (The Penn World Tables, a.a.O.), die in der neuesten Version der Datenbank des ICP-Projekts Sachkapitalschätzungen für 40 (davon 28 in der Stichprobe der vorliegenden Untersuchung enthaltene) Länder angeben, allerdings nur für die Jahre 1980–1988.
Eine Übersicht über Methoden der Kapitalstockschätzung geben K.M. DADKHAH und F. Zahedi, Estimation and Cross-Country Comparison of Capital Stocks, in: Empirical Economics, Vol. 15 (1990), S. 384 ff.
Arnold C. Harberger, Perspectives on Capital and Technology in Less Developed Countries, in: M.J. ARTIS und A.R. NOBAY (Hg.), Contemporary Economic Analysis, London 1978, S.17 ff.
Es handelt sich dabei um den vierten der bekannten “stilisierten Fakten”, welche Nicholas Kaldor (Capital Accumulation and Economic Growth, in: F.A. Lutz und D.C. Hague (Hg.), The Theory of Capital, New York 1961, S.177–222) der Wachstumstheorie zu erklären auftrug. Empirische Evidenz für eine langfristige Konstanz des Kapitalkoeffizienten in sieben Ländern seit 1870 findet sich bei Paul M. ROMER, Capital Accumulation in the Theory of Long-Run-Growth, in: Robert J. BARRO (Hg.), Modern Business Cycle Theory, Oxford 1989, S.59 ff. Für die annähernde Konstanz des Kapitalkoeffizienten in den USA in der ersten Hälfte des 20. Jahrhunderts vgl. Lawrence Klein und R.F. Kosobud, Some Econometrics of Growth: Great Ratios of Economics, in: Quarterly Journal of Economics, Vol.75 (1961), S.173–198. Für die Entwicklung des Kapitalkoeffizienten in einzelnen Wirtschaftszweigen der Bundesrepublik in den fünfziger Jahren vgl. Dieter Mertens, Die kurzfristige Kapazitätsausnutzungs-Rechnung des DIW, in: Vierteljahreshefte für Wirtschaftsforschung, Jg.1961, H. 1, S. 72–90.
Vom Harbergerschen Vorschlag wird hier nur in einem Punkt abgewichen: Zur Bestimmung der für die Berechnung des Kapitalstocks in der Basisperiode benötigten langfristigen Durchschnittswerte der Bruttoinvestitionen I und des Wirtschaftswachstums y schlägt Harberger neben der 3-Jahres-Durchschnittsbildung ein nicht genau spezifiziertes “Normalitäts”-Kriterium vor, nach dem diese drei Jahre in dem Sinne “normal” sein sollten, daß der Kapitalstock mit der gleichen Rate wächst wie das Bruttoinlandsprodukt, so daß die Wachstumsraten ihrem säkularen Trend entsprechen. Statt dessen greifen wir zur Bestimmung von y und I auf das durchschnittliche jährliche Wachstum des realen Bruttoinlandsprodukts sowie auf die durchschnittliche Bruttoinvestitionsquote über alle uns vorliegenden Beobachtungen des Zeitraums von 1950–1988 zurück.
Arnold C. Harberger (Perspectives an Capital and Technology…, a.a.O.), schlägt darüber hinaus für verschiedene Kapitalgüter unterschiedliche Abschreibungsraten vor. Vgl. dazu z.B. die Kapitalstockschätzungen von Robert SUMMERS und Alan Heston, The Penn World Tables, a.a.0., Appendix B, Anm. 2 (Diskette).
Die Angaben zum Bruttoinlandsprodukt in der ICP-Datenbank beziehen sich nicht nur forderungsgemäß auf das Bruttoinlandsprodukt in Preisen eines einheitlichen Basisjahres (1985), sondern sind darüber hinaus um die Kaufkraft im internationalen Kontext korrigiert.
Murray Brown, On the Theory and Measurement of Technological Change, Cambridge 1966, S. 82 f.
Robert G. King und Sergio Rebelo (Public Policy and Economic Growth: Developing Neoclassical Implications, in: Journal of Political Economy, Vol.98 (1990), Supplement, S. S130) stellen z.B. fest, daß eine Sachkapitalabschreibungsrate von 10% in Übereinstimmung mit “US-long-term experience” steht.
Robert Summers und Alan Heston (The Penn World Tables, a.a.O.) arbeiten mit Angaben zu Investitionen in “plant and equipment, non-residential building, other construction and residential building” und weisen diesen Komponenten eine Nutzungsdauer von 13, 25, 40 und 36 Jahren zu. Der Bestand an Wohngebäuden wird dabei gesondert ausgewiesen. Diese Angaben sind daher nicht direkt mit unseren Schätzungen vergleichbar. Mit Hilfe des angegebenen Verhältnisses des Wertes der Wohngebäude zum Wert des übrigen Sachkapitals und der Angaben zur Zahl der Erwerbspersonen können unsere Schätzungen und die von SUMMERS und HESTON jedoch in vergleichbare Größen umgerechnet werden.
Dabei ist allerdings offensichtlich, daß die Übereinstimmung zweier Schätzungen weder die eine noch die andere validieren kann, da beide den wahren Wert verfehlen können. Da aber dieser nicht bekannt ist, kann festgehalten werden, daß unsere Kapitalstockschätzungen mit einer Abschreibungsrate von 10% zumindest nicht zu Ergebnissen führen, die in ausgeprägtem Widerspruch zu denen aufwendigerer, aufgrund fehlender Daten aber nicht anwendbarer Schätzmethoden stehen.
Paul M. Romer, Capital Accumulation in the Theory of Long-Run-Growth, a.a.O., S.60; N. Gregory Mankiw, David Romer und David N. Weil, A Contribution to the Empirics of Economic Growth, in: Quarterly Journal of Economics, Vol.107 (1992), S.407–437.
Vgl. Anmerkung 13, S.83 der vorliegenden Arbeit.
Vgl. Abschnitt 3.1.1, Gleichung (11).
Man sieht hierbei die formale Übereinstimmung mit der Gleichgewichtsbedingung des HARROD/DoMAR-Wachstumsmodells. Im Unterschied dazu wird jedoch in der neoklassischen Wachstumstheorie für die Bewegung hin zum säkularen Gleichgewichtswachstumspfad von einem variablen Kapitalkoeffizienten v ausgegangen.
Vgl. etwa Robert M. SoLows klassische Schätzung (Technical Change and the Aggregate Production Function, in: Review of Economics and Statistics, Vol.39 (1957), S.312–320) für die USA nach der Großen Depression von n=0,02 sowie die von N. Gregory Maniuw, David ROMER und David N. WEIL (A Contribution to the Empirics of Economic Growth, a.a.0., S.413 f.) für eine Querschnittstichprobe über 75 Länder mit n=0,022.
Die Anzahl der Erwerbspersonen in verschiedenen Ländern wird zusammengestellt vom International Labour Office (ILO) in Genf und im Yearbook of Labour Statistics veröffentlicht. Die in der vorliegenden Arbeit herangezogenen Daten zur Erwerbsbevölkerung beruhen auf dieser Quelle und sind in der 5. Version der ICP-Datenbank enthalten.
Internationale Angaben zur Arbeitslosigkeit werden — ebenso wie Angaben zur Anzahl der Erwerbspersonen — im ILO Yearbook of Labour Statistics veröffentlicht.
Für eine neuere Bestandsaufnahme vgl. Roger Betancourt, Capital Utilization, in: John Eatwell, Murray Milgate und Peter Newman (Hg.), The New Palgrave: A Dictionary of Economics, London 1987, Vol. 1, S. 368–370.
Vgl. Lawrence KLEIN, Some Theoretical Issues in the Measurement of Capacity, in: Econometrica, Vol.28 (1969), S.272–286; DERS. und R.S. PRESTON, Some New Results in the Measurement of Capacity Utilization, in: American Economic Review, Vol.57 (1967), S.34–58; Almarin PHILLIPS, Industrial Capacity. An Appraisal of Measures of Capacity, in: American Economic Review, Papers and Proceedings, Vol.53 (1963), S.275–292; Peter SCHÖNFELD, Probleme und Verfahren der Messung der Kapazität und des Auslastungsgrades, in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, Bd. 123 (1967), S.25–59 sowie die errata auf S. 541–542, vgl. bes. S. 26–43.
Vgl. z.B. Robert M. Solow, Technical Change…, a.a.O.
Vgl. Florian H. Fleck, Die ökonomische Theorie des technischen Fortschritts und seine Identifikation, Meisenheim am Glahn 1973, S.173 f.
Zvi Griliches und D.W. Jorgenson (Issues in Growth Accounting: A Reply to Edward F. Denison (1972), in: Zvi Griliches, Technology, Education and Productivity, New York 1988, S.308–362) benutzen z.B. zur Ermittlung des Kapitalauslastungsgrades Angaben zur Betriebsdauer von Elektromotoren.
Vgl. W. Arthur Lewis, Economic Development with Unlimited Supplies of Labor, in: A.N. Agarwala und S.P. Singh (Hg.), The Economics of Underdevelopment, New York 1963, S.402 ff. und Alexander Gerschenkron, Economic Backwardness in Historical Perspective, Cambridge (Mass.) 1962, S. 8 f.
Vgl. Charles Kennedy und A.P. Thirlwall, Surveys in Applied Economics: Technical Progress, in: Economic Journal, Vol. 82 (1972), S.29. Vgl. dazu auch unseren empirischen Befund (S. 103 der vorliegenden Arbeit).
Für dieses Auslastungsmaß ist die Bezeichnung “Wharton School Index” gebräuchlich; vgl. Peter Schönfeld, Probleme und Verfahren der Messung der Kapazität und des Auslastungsgrades, a.a.O., S.43 f.
Der beobachtete Kapitalkoeffizient K/Y beruht einerseits auf Angaben zu den kumulierten Nettoinvestitionen, d.h. zum potentiell einsetzbaren, dem Vollkapazitätskapitalstock Kv, andererseits aber auf Angaben zum realisierten Output Y, (vgl. S. 92 f.), er entspricht demnach dem Verhältnis Kv/Yr. Aus K„?IÇ und YrYV folgt Kv/Yr_Kv/Yv und Kv/Yr—Kr/Yr, so daß der niedrigste beobachtete Kapitalkoeffizient, d.h. der Wert min (Kv/Yr), unter allen beobachtbaren Werten die beste Näherung an den “wahren” Kapitalkoeffizienten Ky/Y„ bzw. Kr/Yr darstellt.
Dieses Verfahren beschreiben Florian H. Fleck, Die ökonomische Theorie des technischen Fortschritts und seine Identifikation, a.a.O., S.182 ff.; Dieter Mertens, Die kurzfristige Kapazitätsausnutzungs-Rechnung des DIW, a.a.O. und Almarin PHILLIPS, Industrial Capacity, a.a.O., S.277ff.
Vgl. Anmerkung 13, S. 83 der vorliegenden Arbeit.
Dieses Verfahren beschreiben Rolf Krengel, Produktionsvolumen und Produktionsfaktoren der Industrie im Gebiet der Bundesrepublik Deutschland, in: Vierteljahreshefte für Wirtschaftsforschung, Jg. 1964, H.4, S. 364–369; Peter Schönfeld, Probleme und Verfahren der Messung der Kapazität und des Auslastungsgrades, a.a.O., S.45 f. sowie Karl Heinrich OPPENLÄNDER, Investitionsinduzierter technischer Fortschritt, Berlin 1976, S.45 ff.
Lawrence Klein und R.F. Kosobud, Some Econometrics of Growth, a.a.O. Die von Krengel und Schönfeld vorgeschlagene lineare Spezifizierung erweist sich in Unserer Stichprobe nach dem Kriterium des Bestimmtheitsmaßes über die 75 Länder unserer Stichprobe auch empirisch als weniger adäquat.41 Vgl. Anmerkung 36, S. 96 f. der vorliegenden Arbeit.
Bei veränderter Periodenabgrenzung normieren u.U. andere Jahre mit Vollauslastung die Indexreihe, so daß eine auf diese Weise berechnete Kapitalauslastung keine historisch eindeutig fixierte Skala besitzt.
Eine weitere Begründung für den Verzicht auf die Berücksichtigung von Angaben vor 1962 liegt darin, daß die weiter zurückgehenden Kapitalstockschätzungen wegen der mit relativ groBer Unsicherheit behafteten Schätzung des Kapitalstocks im Basisjahr weniger verläßlich sind.
Die entsprechende Regression wurde für alle 75 Länder berechnet. Im Durchschnitt ergibt sich daraus nach Entlogarithmieren: K/Y=1,17 e0,009t
Dabei ist anzumerken, daß auch mehrere Maxima mit dem Wert Eins möglich sind.
Nicholas Stern (The Determinants of Growth, in: Economic Journal, Vol.101 (1991), S.128) führt dazu als Beispiel Indien in der sechziger und siebziger Jahren an.
Vgl. J.-W. Kendrick, Total Factor Productivity — What it Does and Does not Measure, in: Oecd, Technology and Productivity, Paris 1991, 5. 155.
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Graff, M. (1995). Variablen makroökonomischer Produktionsfunktionen. In: Bildung und technischer Fortschritt als Determinanten wirtschaftlicher Entwicklung. Wirtschaftswissenschaftliche Beiträge, vol 107. Physica, Heidelberg. https://doi.org/10.1007/978-3-662-11255-7_4
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