Zusammenfassung
Die beobachtete Entwicklung nominaler Wechselkurse nach der endgültigen Auflösung des Bretton-Woods-Systems im März 1973 bewirkte eine Neuorientierung in der Wechselkurstheorie, die notwendig wurde, weil die herkömmlichen Ansätze etwa in Gestalt des Mundell-Fleming-Modells, die der Leistungsbilanz eine ausschlaggebende Rolle für die Wechselkursbestimmung zugestehen, die empirisch gefundenen Fakten nicht länger erklären konnten 1. Im Unterschied zu den traditionellen Vorstellungen, die den gleichgewichtigen Wechselkurs als Relativpreis von Gütern interpretieren und damit methodisch aus einem Stromgrößenkontext ableiten, wird der Wechselkurs in den seit der Mitte der 70er Jahre entwickelten Finanzmarktmodellen vorrangig als Relativpreis zwischen in- und ausländischen Finanzaktiva verstanden, die in unterschiedlichen Währungen nominiert sind 2. Der gleichgewichtige Wechselkurs wird in diesen Modellen genau dann realisiert, wenn in- und ausländische Kapitalanleger die in den betreffenden Währungen angebotenen Bestände an Finanzaktiva gerade zu halten wünschen. Damit wird die Entwicklung des Wechselkurses jedoch durch Bestandsanpassungsprozesse an den betrachteten Vermögensmärkten determiniert, wobei hier die Geld- und Kapitalmärkte im Mittelpunkt der Analyse stehen.
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Referenzen
Die traditionellen Ansätze der Wechselkurserklärung werden praktisch in jedem Lehrbuch zur monetären Außenwirtschaftstheorie ausführlich erläutert. Der Klassiker im deutschsprachigen Raum ist hier Rose, K. (1989), Theorie der Außenwirtschaft, 10. A., München. Die traditionelle Wechselkurstheorie wird speziell bei Mussa, M.L. (1979), Empirical Regularities of the Exchange Rates and Theories of the Foreign Exchange Market, Carnegie Rochester Conference Series on Public Policy, Vol. 11, S. 9–57, mit der empirischen Entwicklung nominaler Wechselkurse konfrontiert.
Damit wird der Wechselkurs nicht mehr als ‘relative price of different national outputs’, sondern als ‘relative price of different national monies’ angesehen. Dazu auch Mussa, M.L. (1976), The Exchange Rate, the Balance-of-Payments and Monetary and Fiscal Policy under a Regime of Controlled Floating, Scandinavian Journal of Economics, Vol. 78, S. 229–248.
Eine dogmenhistorische Einordnung speziell der monetären Ansätze der Wechselkursbestimmung bietet Frenkel, J.A. (1976), A Monetary Approach to the Exchange Rate: Doctrinal Aspects and Empirical Evidence, Scandinavian Journal of Economics, Vol. 78, S. 200–224.
Die verschiedenen Spielarten des Finanzmarkt-ansatzes werden im Überblick bei MacDonald, R., Taylor, M.P. (1992), Exchange Rate Economics: A Survey, International Monetary Fund, Staff Papers, Vol. 39, S. 1–57, diskutiert.
Portfolio-Modelle der Wechselkurserklärung sind etwa von Kouri, P.J.K. (1976), The Exchange Rate and the Balance of Payments in the short and in the long run: A Monetary Approach, Scandinavian Journal of Economics, Vol. 78, S. 280–304
Henderson, D.W. (1977), Modeling the Interdependence of National Money and Capital Markets, American Economic Review, Vol. 67, S. 190–199,
sowie Branson, W.H. (1977), Asset Markets and Relative Prices in Exchange Rate Determination, Sozialwissenschaftliche Annalen, Vol. 1, S. 69–89, entwickelt worden.
Währungssubstitutionsmodelle (Currency Substitution Models), die als Erweiterung der beiden erstgenannten Ansätze zu verstehen sind, werden ausführlicher in den Arbeiten von Calvo, G., Rodriguez, CA. (1977), A Model of Exchange Rate Determination under Currency Substitution and Rational Expectations, Journal of Political Economy, Vol. 85, S. 261–278
und Girton, L., Roper, D. (1981), Theory and Implications of Currency Substitution, Journal of Money, Credit and Banking, Vol. 13, S. 12–30, diskutiert.
Das hier vorgestellte Modell wird etwa in den Arbeiten von Frenkel, J.A. (1976), a.a.O., S. 208ff., Bilson, J.F.O. (1978), The Monetary Approach to the Exchange Rate — Some Empirical Evidence, International Monetary Fund, Staff Papers, Vol. 25, S. 48–75, und Hodrick, R.J. (1978), An Empirical Analysis of the Monetary Approach to the Determination of the Exchange Rate, in: Frenkel, J. A., Johnson, H.G. (eds.), The Economics of Exchange Rates, Massachusetts, S. 97–116, diskutiert und empirisch überprüft.
Die geplante Güternachfrage ist (über die Nettoexporte) neben anderem vom realen Wechselkurs, st-pt+pt*, abhängig. Ihre Übereinstimmung mit einem exogen gegebenen Angebot erfordert, daß die Argumente dieser Funktion im Zeitablauf nicht mehr variieren. Daher ist auch der reale Wechselkurs im Gleichgewicht konstant, der hier zur Vereinfachung gleich 0 gesetzt wird. Daraus ergibt sich die Kaufkraftparitätentheorie, die somit die Bedingung für ein permanentes Gütermarktgleich-gewicht in den betrachteten Ländern beschreibt.
Siehe auch Cagan, P. (1956), The Monetary Dynamics of Hyperinflation, in: Friedman, M. (ed.), Studies in the Quantity Theory of Money, Chicago, S. 25–120. Die Geldnachfragefunktion (6.2) entspricht formal den Vorstellungen der neoklassischen Synthese, die in jedem Standardlehrbuch der makroökonomischen Theorie erläutert werden. Der Unterschied besteht in der Interpretation des Nominalzinssatzes, der hier nicht primär die Opportunitätskosten der Geldhaltung im Sinne entgangener Zinserträge bezeichnet, sondern vielmehr die vorhandenen Inflationserwartungen ausdrückt. Dahinter steht die Auffassung von einer äquiproportionalen Entwicklung von Nominalzinssatz und Inflationserwartung, die den ex ante Realzinssatz einer Volkswirtschaft gegenüber dem dortigen inflatorischen Prozeß abschirmt (Fisher-Theorem).
Eine alternative Strategie besteht darin, den Zinssatz genau gleich wie die anderen Erklärungsvariablen zu erfassen, also in den Logarithmen zu modellieren. Sie hat jedoch den Nachteil, daß die relative Änderung der nachgefragten Geldmenge, die sich aufgrund einer Veränderung des Zinssatzes um eine Einheit (einen Prozentpunkt) ergibt, um so stärker ausfällt, je niedriger der Zinssatz ist. Dieser Effekt läßt sich vermeiden, wenn man die semilogarithmische Formulierung (6.2) wählt, die deshalb auch der weiteren Analyse zugrunde liegt.
Hier sind noch weitere Modifikationen der originären Geldnachfragefunktion denkbar. So können etwa die Geldnachfrager infolge bestehender Transaktions- und Informationskosten kurzfristig nicht die von ihnen geplante Geldhaltung realisieren, sondern in jeder Periode lediglich einen Bruchteil der Abweichung des gewünschten vom tatsächlichen Kassenbestand eliminieren. Ein derartiges Verhalten läßt sich im Rahmen eines partiellen Anpassungsmodells beschreiben und hat die Konsequenz, daß die verzögerte Geldmenge als zusätzliche Erklärungsvariable auftritt. Dazu auch Goldfeld, S.M. (1973), The Demand for Money Revisited, Brookings Papers of Economic Activity, S. 577–638, und ders. (1976), The Case of Missing Money, Brookings Papers on Economic Activity, S. 683–730, der ebenfalls das Problem der Instabilität der Parameter in der Geldnachfragefunktion diskutiert. Einen Überblick zur Theorie der Geldnachfrage bietet insbesondere Laidler, D.E.W. (1985), The Demand for Money, 3rd ed., New York. Gleichung (6.2) bezeichnet mit der Einkommens- und Zinsabhängigkeit der Geldnachfrage also lediglich den harten Kern der Theorie, der in praktisch jeder konkreten Spezifikation enthalten ist. Die Konzentration auf diesen gemeinsamen Grundbaustein ist jedoch von substanzwissenschaftlichem Interesse, wenn an späterer Stelle langfristig geltende steady-state-Beziehungen zwischen Wechselkurs und den Geldmarktvariablen zu untersuchen sind.
Der gleichgewichtige Kassakurs wird allgemein von der relativen Entwicklung der Fundamentalvariablen (Geldmengen, Realeinkommen, Zinssätze) ab, nicht von deren absoluten Werten bestimmt. So kann sich die inländische Währung selbst bei einer inflationären Geldpolitik aufweiten, solange das Ausland noch stärker inflationiert. Die folgende Argumentation setzt jedoch die ceteris paribus-Klausel, in der die ausländischen Modellvariablen als gegeben betrachtet werden.
Weniger restriktiv als die Vollbeschäftigungshypothese ist hier die Vorstellung, daß stets die ‘natürliche’ Arbeitslosenrate realisiert wird, die etwa aufgrund von Friktionen am Arbeitsmarkt besteht. Siehe auch Phelps, E.S. (1972), Inflation Policy and Unemployment Theory: The Cost-Benefit Approach to Monetary Planning, London. Das Ergebnis gilt ferner auch bei einer eher keynesianisch orientierten Interpretation der Geldnachfragefunktion. Genauer bewirkt die Geldmengensteigerung in den Modellen der neoklassischen Synthese im allgemeinen einen Rückgang des Nominalzinssatzes, der die private Investitionsnachfrage belebt und damit zu einem Nachfrageüberschuß am Gütermarkt führt. Wenn nun bereits Vollbeschäftigung herrscht (oder alternativ die natürliche Arbeitslosenrate realisiert ist), resultiert auch hier ein Anstieg des Preisniveaus im Ausmaß der Geldmengenexpansion, der eine Rückkehr des Zinssatzes auf sein ursprüngliches Niveau gewährleistet und die Quantitätstheorie etabliert. Diese Reaktionskette ist in der diskutierten Variante des monetären Ansatzes jedoch nicht zu erwarten, da hier eine direkte Substitution von Geld zu Gütern unterstellt wird. Die anfängliche Zinssenkung als Reflex der monetären Expansion kann sich nicht einstellen, weil Variationen des Zinssatzes lediglich Änderungen der Inflationserwartungen widerspiegeln.
Damit ist der nominale Wechselkurs homogen vom Grade 1 im Geldangebot. In der Arbeit von Mussa, M.L. (1976), a.a.O., S. 232ff., wird die kontinuierliche Geltung der Kaufkraftparität nicht zugrunde gelegt, so daß in dessen reduzierter Form zwar ein positiver Koeffizient der Geldmengen zu erwarten ist, der allerdings auch kleiner als 1 sein kann.
Im Rahmen des Mundell-Fleming-Modells ergibt sich bei einem Anstieg des inländischen Sozialprodukts im allgemeinen eine Abwertung, weil sich die Leistungsbilanz aufgrund einer zunehmenden Nachfrage nach Importgütern passiviert. Allerdings ist dort auch eine umgekehrte Reaktion des Wechselkurses denkbar, wenn die Erhöhung des Realeinkommens speziell aus einer Steigerung der Exporte resultiert. Eine Zinserhöhung ist dagegen stets mit einer Aufwertung der Inlandswährung verbunden, die aus einem Anstieg der Nettokapitalimporte resultiert.
Auf diese Implikation einer expansiven Geldpolitik haben bereits Frenkel, J.A. (1976), a.a.O., S. 219, und Bilson, J.F.O.(1979), Recent Developments in Monetary Models of Exchange Rate Determination, International Monetary Fund Staff Papers, Vol. 26, S. 201–223, hingewiesen. Der Magnification-Effect resultiert hier additiv aus den separat diskutierten Wirkungen einer Geldmengen- und Zinserhöhung. Da der Wechselkurs überproportional ansteigt, gilt diese Reaktion auch für das Preisniveau, weil nur so das reale Austauschverhältnis zwischen den betrachteten Währungen erhalten bleibt.
Modelle dieses Typs gehen auf den Beitrag von Dornbusch, R. (1976), Expectations and Exchange Rate Dynamics, Journal of Political Economy, Vol. 84, S. 1161–1176, zurück.
Siehe auch Gray, M.R., Turnovsky, S.J. (1979), The Stability of Exchange Rate Dynamics under perfect Myopic Foresight, International Economic Review, Vol. 20, S. 643–660,
Buiter, W.H., Miller, M.H. (1981), Monetary Policy and International Competitiveness: The Problem of Adjustment, Oxford Economic Papers, Vol. 33, S. 143–175, sowie Driskill, R.A. (1981), Exchange Rate Dynamics: An Empirical Investigation, Journal of Political Economy, Vol. 89, S. 357–371. Um die formalen Änderungen gegenüber dem FPMA-Modell (6.6) möglichst gering zu halten, erfolgt die Darstellung als Zwei-Länder-Modell hier in Anlehnung an Frankel, J.A. (1979), On the Mark: A Theory of Floating Exchange Rates Based on Real Interest Differentials, American Economic Review, Vol. 69, S. 610–622. Obgleich darin der Anpassungsprozeß der Güterpreise nicht mehr explizit enthalten ist, bleiben alle wesentlichen Aussagen des Ansatzes bestehen, der bei Dornbusch nur für eine kleine offene Volkswirtschaft formuliert wird, so daß die ausländischen Größen nicht von den Entwicklungen im Inland beeinflußt werden und daher exogen bestimmt sind.
Diese Annahme entspricht der Vorgehensweise bei Dornbusch, R. (1976), a.a.O., S. 1163, und setzt voraus, daß die Wirtschaftseinheiten die Modellzusammenhänge und damit auch die Gleichgewichtslösung kennen. Die ad hoc spezifizierte Form der Erwartungsbildung ist (wie bei rationalen Erwartungen) mit dem zugrundeliegenden Modell konsistent. Sie garantiert die langfristige Stabilität des Systems, was genauer bei Dornbusch, R. (1976), a.a.O., S. 1167, für den Fall einer perfekten Voraussicht, also dem deterministischen Äquivalent rationaler Erwartungen gezeigt wird. Die speziellen Implikationen, die die Annahme rationaler Erwartungen für die monetären Modelle bietet, werden im folgenden Abschnitt aufgezeigt. An dieser Stelle geht es zunächst nur darum, die reduzierten Formen für den Wechselkurs abzuleiten, die einer Vielzahl empirischer Studien zugrunde liegen und ebenfalls die Grundlage für die späteren Kointegrationsanalysen bilden.
Genau genommen sind hier auch die Geldmengen und Realeinkommen durch ihre langfristig geltenden Gleichgewichtswerte zu erfassen. Aus theoretischer Sicht ist dieser Einwand allerdings ohne Belang, da die Geldmengen annahmegemäß uneingeschränkt von den wirtschaftspolitischen Instanzen steuerbar sind und die Realeinkommen jederzeit der Vollbeschäftigungsproduktion entsprechen. Empirisch muß jedoch mindestens die Stationarität der transitorischen Komponenten der genannten Größen vorausgesetzt werden. Unter dieser Prämisse lassen sich die steady-state-Werte der Variablen durch ihre beobachteten Realisationen ersetzen, so daß man in der späteren Kointegrationsanalyse die publizierten Daten der Geldmengen und Realeinkommen verwenden kann.
Siehe auch Dornbusch, R. (1976), a.a.O., S. 1168f. Die Hypothese des Overshooting beruht allein auf der Annahme unterschiedlicher Anpassungsgeschwindigkeiten auf den Güter- und Finanzmärkten und ist daher im Unterschied zum bereits diskutierten Magnification Effect nur von temporärer Bedeutung. Während also das Überschießen eine kurzfristige Überreaktion des nominalen Wechselkurses, gemessen an seinem steady-state-Wert, beschreibt und notwendig mit einem Ungleichgewicht an den Märkten der realwirtschaftlichen Sphäre verbunden ist, ergibt sich der Magnification Effect auch im Fall vollständig flexibler Güterpreise und ist daher mit einem permanenten Gleichgewicht auf allen Märkten kompatibel. Er bleibt ferner so lange erhalten, bis die Geldpolitik den eingeschlagenen inflatorischen Kurs korrigiert.
Bei einer hohen Zinselastizität der Geldnachfrage ist zur Wiederherstellung des Geldmarktgleichgewichts eine schwächere Variation des Zinssatzes erforderlich. Die erwartete Änderung der Inlandswährung ist somit weniger stark ausgeprägt, so daß wegen (6.12) schon eine relativ geringere Reaktion des Kassakurses genügt, um ein Gleichgewicht am internationalen Kapitalmarkt zu garantieren.
Die Argumentation ist natürlich symmetrisch. So bewirkt eine kontraktive Geldpolitik kurzfristig einen Anstieg des Zinssatzes und eine Aufwertung der Inlandswährung, die stärker ausfällt, als dies zur Erreichung des langfristigen Gleichgewichts erforderlich ist. Da in dieser Situation nur ein Teil der gesamten Produktion absetzbar ist, sind im übrigen Rückwirkungen auf den Arbeitsmarkt zu erwarten. Genauer wird die Arbeitslosenrate temporär ihr natürliches Niveau überschreiten, das lediglich auf der Existenz von Friktionen beruht.
Die Overshooting-Hypothese ist gegenüber verschiedenen Modifikationen des Modells nicht robust. So hängt die überschießende Reaktion des Wechselkurses etwa davon ab, ob das reale Güterangebot der Produktion bei Vollbeschäftigung entspricht oder nachfragebestimmt ist. Im letzteren Fall werden die kurzfristigen Zins- und Wechselkursreaktionen gedämpft, so daß ein Überschießen des Wechselkurses nach monetären Störungen nicht mehr in jedem Fall eintritt. Siehe dazu auch Dornbusch, R. (1976), a.a.O., S. 1174f, der die formalen Voraussetzungen ableitet. Eine zweite Erweiterung des Modells läßt sich durch die Endogenisierung der Geldmengenerwartungen vornehmen. Sofern die Wirtschaftseinheiten einen Anteil der tatsächlichen Erhöhung des Geldangebots nur als transitorisch einstufen, kann sogar kurzfristig eine Aufwertung der inländischen Währung resultieren. Genauer wird hier die bereits diskutierte Abwertung nach (6.12) von einer gleichzeitigen Aufwertung überkompensiert, die sich wegen der vermuteten zukünftigen Reduktion der Geldmenge einstellt. Dieser Fall, der etwa bei Gärtner, M. (1983), Asset Market Models of the Small Open Economy with Endogenous Money Supply Expectations, Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, Vol. 139, S. 643–659, ausführlicher analysiert ist, kann z.B. relevant werden, wenn die geldpolitischen Instanzen aufgrund bestehender internationaler Absprachen die Währungen vorübergehend abwertungsgefährdeter Länder ankaufen, um so vereinbarte Paritäten zu stützen.
Heuristisch lassen sich hier etwa die Variationskoeffizienten für die Periode von 1974 bis 1992 unter Verwendung von Monatsdaten berechnen. Als Beispiel erhält man im D-Mark/US-Dollar System einen Wert von etwa 0.3 für den Wechselkurs und die nominalen Zinssätze sowie 0.02 für die Realeinkommen und 0.07 für die Geldmengen. Damit sind praktisch nur die beiden Zinssätze als Regres-soren geeignet, um die kurzfristige Variabilität nominaler Wechselkurse nachzuvollziehen.
Bei Driskill, R.A. (1981), a.a.O., S. 359ff., wird unter Verwendung einer Annahme über die Entwicklung der relativen Güterpreise, (pt-p*t), eine alternative reduzierte Form abgeleitet, in der die nominalen Zinssätze nicht mehr vertreten sind. Die Regressoren enthalten dort die Geldmengen und Realeinkommen, ihre unmittelbar vergangenen Werte sowie aus dem um eine Periode verzögerten Kassakurs. Siehe auch Gaab, W. (1982), Der Beitrag alternativer Finanzmarktmodelle zur Erklärung des DM/$-Wechselkurses von 1974(10)-1981(5), Zeitschrift für Wirtschafts- und Sozialwissenschaften, Vol. 102, S. 601–643. Das Driskill-Modell wird in modifizierter Form auch in der späteren empirischen Analyse berücksichtigt. Genauer ist der monetäre Ansatz im nächsten Abschnitt unter der expliziten Voraussetzung einer rationalen Erwartungsbildung diskutiert. Daraus ist dann eine reduzierte Form erhältlich, die dem Vorschlag von Driskill in etwa entspricht.
Die Differenz der erwarteten Inflationsraten ist auch im short-run stets gleich 0. Das SPMA-Modell ist in der diskutierten Form also praktisch nur dann anwendbar, wenn sich die Ausgestaltung der Geldpolitiken in den beteiligten Ländern nur geringfügig unterscheidet. Eine Erweiterung des Ansatzes auf Situationen, in denen eine stärkere Divergenz der inflatorischen Entwicklungen zu beobachten ist, wird im folgenden mit dem Real Interest Differential Modell aufgezeigt.
Eine Ausnahme bilden natürlich Perioden, in denen die Güterpreise auch kurzfristig eine hohe Flexibilität aufweisen. Als historisches Beispiel kann hier die hyperinflatorische Entwicklung in der ersten Phase der Weimarer Republik angeführt werden. Tatsächlich läßt sich für diesen Zeitraum, der von ausgeprägten monetären Schocks dominiert wurde, einige Evidenz für das FPMA-Modell auch im short-run finden, auf die an späterer Stelle noch ausfuhrlicher eingegangen wird.
Die folgende Argumentation orientiert sich an der Darstellung von Frankel, J.A. (1979), a.a.O., S. 61 Iff., der das RID-Modell speziell für Situationen empfiehlt, in denen die Differenz in den Inflationserwartungen nur mäßig ausgeprägt ist. Der Ansatz wird abgeleitet, indem man im short-run die Gültigkeit des SPMA-Modells, langfristig dagegen das FPMA-Modell unterstellt.
Hier wird -wie bereits im Rahmen der Gleichungen (6.15) und (6.16)- die Stationarität der transitorischen Komponenten der Geldmengen und Realeinkommen vorausgesetzt, so daß die genannten Variablen durch ihre Beobachtungswerte ersetzbar sind.
Genau genommen ist diese Aussage nur approximativ valide, weil sich die Zinssätze auf die kurze, die Inflationserwartungen dagegen auf die lange Periode beziehen. Frankel, J.A. (1979), a.a.O., S. 619f., zeigt jedoch mit einer Analyse der Anpassung der relativen Güterpreise, daß die temporäre Abweichung zwischen Wechselkurs und Kaufkraftparität, mithin die Schwankungen des realen Wechselkurses auch proportional zur realisierten Differenz der kurzfristigen Realzinssätze sind. Empirisch kann somit die Strategie begründet werden, die nicht beobachtbaren Erwartungsgrößen durch die kurzfristig realisierten Inflationsraten zu operationalisieren. Bei Frankel wird dagegen die Rendite langfristiger Staatsanleihen als Proxy für die Inflationserwartungen verwendet. 29 Siehe dazu etwa Frenkel, J.A., Mussa, M.L. (1980), The Efficiency of Foreign Exchange Markets and Measures of Turbulence, American Economic Review, Vol. 70, S. 374–381, und dieselben (1985), Asset Markets, Exchange Rates and the Balance of Payments, in: Jones, R.W., Kenen, P.B. (eds.), Handbook of International Economics, Vol. II, S. 679–747. Das hier dargelegte Modell bezeichnet die Schnittstelle zwischen der Wechselkurstheorie und der Vorstellung informationseffizienter Devisenmärkte, auf denen in den laufenden Preisen bereits alle Informationen adäquat berücksichtigt sind, über die die Wirtschaftseinheiten im Entscheidungszeitpunkt verfügen.
Bei hohen Werten des Parameters a liegt ß in der Nähe von 1, so daß der realisierte und der für die Folgeperiode erwartete Kassakurs stark miteinander korreliert sind. Folgt nun der nominale Wechselkurs approximativ einem Random Walk-Prozeß, wird genau dies zu erwarten sein, da der Prognosefehler auf informationseffizienten Märkten stets durch einen White-Noise-Prozeß beschreibbar ist.
Darin ist Etst+2=EtEt+1st+2, da der Ausdruck EtEt+1st+2 angibt, welche Wechselkurserwartungen die Akteure in t für die folgende Periode prognostizieren. Dies ist natürlich gleich dem Wechselkurs, der zum Zeitpunkt t für t+2 erwartet wird. Man kann hier auch sagen, daß durch die Bildung des bedingten Erwartungswerts, gegeben den bewertungsrelevanten Kenntnisstand in t, die zusätzliche Information, die zwischen den Zeitpunkten t und t+1 eintrifft, wieder herausgefiltert wird.
Siehe auch Sargent, T.J. (1979), Macroeconomic Theory, New York, S. 204. Da β<1 ist, wird diese Bedingung erfüllt, wenn die Marktteilnehmer bei einem unendlichen Prognosehorizont einen endlichen Wert für den Wechselkurs erwarten.
Sofern der Parameter β, der nach (6.22) das Gewicht der Kassakursprognose bei der Bestimmung des laufenden Wechselkurses angibt, in der Nähe von 1 liegt, vollzieht sich diese Abnahme relativ langsam, so daß auch die Erwartungsvariablen, die für einen größeren Prognosehorizont formuliert werden, noch einen signifikanten Erklärungsbeitrag für den laufenden Kassakurs leisten können.
Genauer ist im Fall einer verzögerten Anpassung der Güterpreise eine ähnliche reduzierte Form ableitbar, die zusätzlich zu (6.27) noch den um eine Periode verzögerten Kassakurs als Regressor enthält. Siehe etwa Baillie, R.T., McMahon, P.C. (1989), a.a.O., S. 75ff.. Die verzögert endogene Variable resultiert auch im Rahmen des Ansatzes mit flexiblen Güterpreisen, wenn man für die Geldnachfrage in den beiden Ländern einen partiellen Anpassungsprozeß unterstellt, nach dem die Akteure nicht sofort die gewünschte Realkasse realisieren, sondern in jeder Periode nur einen Bruchteil der Abweichung des geplanten vom tatsächlichen Kassenbestand eliminieren. Eine ausführlichere Diskussion dieser Modellvariante bietet etwa Woo, W.T. (1985), The Monetary Approach to Exchange Rate Determination under Rational Expectations, Journal of International Economics, Vol. 18, S. 1–16.
Ein ähnliches Ergebnis ist bereits an früherer Stelle mit dem Magnification-Effect abgeleitet worden. Dort beeinflußt ein monetärer Schock die Erwartungen der Akteure über die künftige Ausgestaltung der Geldpolitik, so daß sich eine Reaktion des Wechselkurses einstellt, die die Änderung der fundamentalen Größen übersteigt. Die Overshooting-Hypothese impliziert zwar auch diese Entwicklung. Sie ist jedoch nur von temporärer Natur und beruht allein auf der Annahme unterschiedlicher Reaktionsgeschwindigkeiten an den Finanz- und Gütermärkten. Dagegen ist der Verlauf des Wechselkurses im REMA-Modell nach einem exogenen Schock vor allem davon abhängig, wie die Erwartungen in bezug auf den künftigen Verlauf der Fundamentalvariablen gerichtet sind.
Die Eigenschaften von ARIMA (Auto Regressive Integrated Moving Average)- Prozessen werden in den Standardlehrbüchern zur Zeitreihenanalyse ausführlicher diskutiert. Siehe etwa Mills, T.C. (1990), Time Series Techniques for Economists, Cambridge. Die hier nur kurz skizzierte Strategie wird ausführlicher im empirischen Teil des Kapitels dargestellt.
Als Beispiel wird hier oft die von den fundamentalen Größen nicht gerechtfertigte Aufwertung des US-Dollars während der ersten Jahre der Reagan-Administration angeführt. Die Bedeutung psychologischer Faktoren bei der Wechselkursbildung mit der intendierten Gefahr selbstlaufender ‘Bandwagon-Effekte’ wird bereits bei Nurske, R. (1944), International Currency Experience: Lessons of the Interwar Period, League of Nations, Geneva, in der Diskussion über die Gestaltung des Weltwährungssystems der Nachkriegszeit betont, der daraus eine systemimmanente Instabilität flexibler Wechselkurse ableitet.
Auf diesen Sachverhalt haben bereits Blanchard, O.J. (1979), Speculative Bubbles, Crashes and Rational Expectations, Economic Letters, Vol. 3, S. 387f, und Blanchard, O.J., Watson, M. (1982), Bubbles, Rational Expectations and Financial Markets, in: Wachtel, P. (ed), Crises in the Economic and Financial Structure, Lexington, S. 295, aufmerksam gemacht.
Siehe auch Andersen, T.M. (1984), Some Implications of the Efficient Capital Market Hypothesis, Journal of Post Keynesian Economics, Vol. 1, S. 281–294. In diesem Zusammenhang läßt sich zeigen, daß in Modellen, in denen nicht aktuelle Erwartungen über die zukünftigen Größen, sondern die bereits zu einem vergangenen Zeitpunkt formulierten Erwartungen der aktuellen Variablen ver-
Die Existenz spekulativer Bubbles auch bei einer rationalen Erwartungsbildung (rationale Bubbles) wurde ursprünglich im Zusammenhang mit hyperinflatorischen Entwicklungen, speziell in der frühen Weimarer Republik diskutiert. Dazu auch Flood, R.P., Garber, P.M. (1980), Market Fundamentals versus Price-Level Bubbles: The first Tests, Journal of Political Economy, Vol. 88, S. 745–770.
Blanchard, O.J., Watson, M.W. (1982), a.a.O., S. 295–315, untersuchen, ob der Goldpreis durch das Auftreten von Bubbles determiniert wird. Analysen des Aktienmarktes finden sich etwa bei Shiller, RJ. (1981), Do Stock Prices move too much to be justified by Subsequent Changes in Dividends?, American Economic Review, Vol. 71, S. 421–436, während Anwendungen auf Wechselkurse z.B. bei Dornbusch, R. (1982), Equilibrium and Disequilibrium Exchange Rates, Zeitschrift für Wirtschafts- und Sozialwissenschaften, Vol. 102, S. 573–599, und Meese, R.A. (1986), Testing for Bubbles in Exchange Markets: A Case of Sparkling Rates?, Journal of Political Economy, Vol. 94, S. 345–373, diskutiert werden.
Beispiele (vermeintlicher) historischer Bubbleverläufe sind bei Garber, P.M. (1990), Famous First Bubbles, Journal of Economic Perspectives, Vol. 4, S. 35–54, und White, E.N. (1990), The Stock Market Boom and Crash of 1929 Revisited, Journal of Economic Perspectives, Vol. 4, S. 67–84, angegeben.
Die Existenz deterministischer Bubbles über mehrere Perioden hinweg ist darüber hinaus ausgeschlossen, da Preise nicht negativ werden können.
Aus der Darstellung geht unmittelbar hervor, daß der oben diskutierte deterministische Bubble-Ver-lauf nicht nur mit rationalen Erwartungen, sondern auch mit vollkommener Voraussicht der Marktteilnehmer konsistent ist. Dies gilt jedoch nicht für die unter der Annahme einer rationalen Informationsverarbeitung abgeleitete allgemeine Lösung eines stochastischen Bubble, da die Martingaleigenschaft insbesondere nicht zt+1=zt impliziert.
Siehe etwa Blanchard, O.J., Watson, M. (1982), a.a.O., S. 297ff., und Hamilton, J.D. (1986), On Testing for Self-Fullfilling Speculative Price Bubbles, International Economic Review, Vol. 27, S. 545–552. Die Wahrscheinlichkeit, daß sich der Bubble in der betrachteten Periode fortsetzt, kann dabei im Zeitablauf z.B. mit der bisherigen Länge des Bubbles oder mit der inzwischen erreichten Abweichung vom fundamentalen Entwicklungspfad variieren.
Siehe dazu auch Diba, B.T., Grossman, H.I. (1988), Rational Inflationary Bubbles, Journal of Monetary Economics, Vol. 21, S. 35–46. Eine Diskussion, ob rationale Bubbles bei spekulativen Preisen überhaupt realistisch sind, bieten ferner Tirole, J. (1985), Asset Bubbles and Overlapping Generations, Econometrica, Vol. 53, S. 1071–1100, und Obstfeld, M., Rogoff, K. (1986), Ruling Out Non-stationary Speculative Bubbles, Journal of Monetary Economics, Vol. 17, S. 349–362.
Die Zusammenstellung erfolgt dabei in Anlehnung an Frankel, J.A. (1979), a.a.O., S. 614. Wie bereits oben erwähnt worden ist, scheint das FPMA-Modell, wenn überhaupt, besonders in dem Extremfall stark ausgeprägter Unterschiede in den nationalen Inflationsraten relevant zu sein. Dagegen zielt das SPMA-Modell vor allem auf die spezielle Situation sehr geringer und stabiler Inflationsdifferenzen ab, während der RID-Ansatz bei mäßigen Inflationsunterschieden zu bevorzugen ist.
Siehe dazu Engle, R.F., Granger, C.W.J. (1987), Cointegration and Error Correction: Representation, Estimation and Testing, Econometrica, Vol. 55, S. 251–276, sowie die frühere Diskussion im Abschnitt über die Kaufkraftparitätentheorie.
Die Relevanz der Argumentation macht z.B. die zweite Änderung der Statuten über den Internationalen Währungsfonds im Jahre 1978 deutlich. Danach ist den Fondsmitgliedern neben anderem erlaubt, auf den Devisenmärkten zu intervenieren, um dadurch ungeordneten Verhältnissen etwa in Form nur kurzfristiger Wechselkursfluktuationen entgegenzuwirken. In den achtziger Jahren sind etwa mit dem Plaza-Abkommen (1985) und dem Louvre-Akkord (1987) Vereinbarungen zwischen den wichtigsten marktwirtschaftlichen Industrieländern getroffen worden, die vor allem auf eine längerfristige Beeinflussung der Wechselkurse abzielten. Dabei wurde 1985 eine Senkung der Dollarkurse für notwendig erachtet, während später das Ziel ihrer Stabilisierung auf dem erreichten niedrigen Niveau im Vordergrund stand.
Die gleiche Kritik trifft ebenso für eine Strategie der Einfuhrung weiterer Restriktionen zu. So kann man etwa den Koeffizienten der relativen Geldangebote bereits vor der Schätzung auf seinen theoretisch erwarteten Wert von 1 festlegen, um dadurch der möglichen Simultanität zwischen Geldmengen und dem Wechselkurs zu begegnen.
Die Periode flexibler Wechselkurse während der Zwischenkriegszeit wurde von ausgeprägten monetären Schocks dominiert, so daß hier die Anwendungsvoraussetzungen des FPMA-Modells als besonders günstig eingeschätzt werden. Wegen der überragenden Bedeutung der Geldmengenentwicklung im Deutschen Reich verwendet Frenkel, J.A. (1976), a.a.O., S. 205ff, bei der Analyse des Reichsmark/US-Dollar-Kurses lediglich die deutsche Geldmenge und die Inflationsratendifferenz als Regressoren, so daß beide Realeinkommen sowie der Geldbestand der USA vernachlässigt werden. Die Erklärungsvariablen sind signifikant, wobei die Richtung ihres Einflusses den Vorstellungen des FPMA-Modells entspricht. Die Elastizität des Wechselkurses in bezug auf das Geldangebot ist ferner nicht signifikant von 1 verschieden, so daß das Ergebnis als klare Bestätigung der Theorie angesehen wird.
So ist etwa in den OLS-Regressionen von Bilson, J.F.O. (1978), Rational Expectations and the Exchange Rate, in: Frenkel, J.A., Johnson, H.G. (eds.), The Economics of Exchange Rates, Massachusetts, S. 75–96, bei der Analyse des D-Mark/Pfund Sterling-Kurses zunächst nur die ausländische Geldmenge signifikant, während das Bestimmtheitsmaß bei 0.92 liegt. Aufgrund der Multikollinearität wählt Bilson alternativ die Theil-Goldberger-Schätzprozedur und erhält damit Ergebnisse, die jetzt eindeutig für das FPMA-Modell sprechen, wenngleich die Nominalzinsdifferenz, hier gemessen durch den Swapsatz, zwar das erwartete positive Vorzeichen trägt, jedoch insignifikant bleibt. In der Untersuchung des D-Mark/US-Dollar-Kurses von Hodrick, R. J. (1978), a.a.O., S. 101ff., sind die Erklärungsvariablen meist signifikant, wobei allerdings für den ausländischen Zinssatz ein positiver Parameter gefunden wird. Darüber hinaus kann die Hypothese, daß die Regressionskoeffizienten der nationalen Geldmengen gleich 1 bzw. -1 sind, in dieser Studie nicht abgelehnt werden.
Dabei wird selbstverständlich vorausgesetzt, daß diese Restriktionen tatsächlich valide sind, weil sich andernfalls verzerrte Schätzungen ergeben werden. Die speziellen Implikationen eines möglichen Bias sind weiter unten ausführlicher diskutiert.
Die gängigen Verfahren zur Berücksichtigung einer Autokorrelation erster Ordnung sind etwa bei Pindyck, R.S., Rubinfeld, D.L. (1981), Econometric Models and Economic Forecasts, 2nd ed., New York, S. 157f, zusammengestellt.
Siehe etwa Putnam, B.H., Woodbury, J.R. (1979), Exchange Rate Stability and Monetary Policy, Review of Business and Economic Research, Vol. 15, S. 1–10, die den D-Mark/US-Dollar-Kurs untersuchen. Ein empirischer Befund mit a1<1 ist nach Anmerkung 12 allerdings noch nicht ausreichend, um den monetären Ansatz zu widerlegen.
Bei Dornbusch, R. (1978), Monetary Policy under Exchange Rate Flexibility, in: Managed Exchange Rate Flexibility, Conference Series No. 20, Federal Reserve Bank, Boston, der den D-Mark/US-Dollar-Kurs untersucht, wird der Koeffizient des relativen Geldangebots vorab auf den Wert 1 restringiert, um damit Verzerrungen aufgrund einer Simultanität zwischen Geldmengen und Wechselkurs zu vermeiden. In seiner Schätzung des FPMA-Modells zeigt sich eine hohe Autokorrelation der Residuen, so daß die Gleichung um weitere Erklärungsvariablen ergänzt wird. Konkret werden hier die zeitverzögerte endogene Variable (s-m+m*)t-1 als Anpassungsmechanismus sowie die Differenz der langfristigen Zinssätze aufgenommen. Während sich diese Größen als bedeutsam erweisen, sind die relativen Realeinkommen sowie die Differenz der kurzfristigen Zinssätze zwar mit dem erwarteten Vorzeichen geschätzt, jedoch nun insignifikant. In der Analyse des D-Mark/US-Dollar-Kurses von Frankel, J.A. (1979), a.a.O., S. 614ff, sind dagegen alle Regressoren des RID-Modells signifikant und weisen die vermutete Einflußrichtung auf, wenngleich auch hier autokorrelierte Restgrößen ermittelt werden.
Beispiele empirischer Studien, die zu dieser pessimistischen Einschätzung monetärer Modelle gelangen, sind Dornbusch, R. (1980), Exchange Rate Economies: Where Do we stand?, Brookings Papers on Economic Activity, S. 143–185,
Haynes, S.E., Stone, J.A. (1981), On the Mark: Comment, American Economic Review, Vol. 71, S. 1060–1067
sowie Frankel, J.A. (1984), Tests of Monetary and Portfolio Balance Models of Exchange Rate Determination, in: Bilson, J.F.O., Marston, R.C. (eds.), Exchange Rate Theory and Practice, Chicago, S. 239–259.
In diesen Arbeiten erfolgt die Modellschätzung auf der Basis von Monatsdaten, während Backus, D. (1984), Empirical Models of the Exchange Rate: Separating the Wheat from the Chaff, Canadian Journal of Economics, Vol. 17, S. 824–846, und Levantakis, J.A. (1987), Exchange Rate Models: Do they work?, Weltwirtschaftliches Archiv, Vol. 123, S. 363–376, ähnliche Resultate unter Verwendung von Quartalsdaten berichten. Eine Übersicht der erzielten Ergebnisse findet sich etwa bei Pentecost, E.J. (1991), Econometric Approaches to Empirical Models of Exchange Rate Determination, Journal of Economic Surveys, Vol. 5, S. 71–96.
Siehe auch Frankel, J.A. (1982), The Mystery of the Multiplying Marks: A Modification of the Monetary Model, Review of Economics and Statistics, Vol. 64, S. 515–519. Das in- und ausländische Realvermögen wird in dieser Arbeit aus der Summe von Staatsverschuldung und kumulierten Leistungsbilanzüberschüssen berechnet. Bei gleichzeitiger Aufgabe der Restriktionen in (6.35) findet sich ein Ergebnis, nach dem die Einflüsse der Rechthandvariablen meist die erwarteten Vorzeichen aufweisen und überwiegend signifikant sind.
Siehe dazu auch Rasulo, J.A., Wilford, D.S. (1980), Estimating Monetary Models of the Balance of Payments and Exchange Rates: A Bias, Southern Economic Journal, Vol. 47, S. 136–146, und Haynes, S.E., Stone, J.A. (1981b), Spurious Tests and Sign Reversals in International Economics, Southern Journal of Economics, Vol. 48, S. 868–876.
Dazu etwa Frankel, J.A. (1984), a.a.O., S. 245ff., Smith, P.N., Wickens, M.R. (1986), An Empirical Investigation into the Causes of Failure of the Monetary Model of the Exchange Rate, Journal of Applied Econometrics, Vol. 1, S. 143–162
und Boothe, P.M., Poloz, S.S. (1988), Unstable Money Demand and the Monetary Model of the Exchange Rate, Canadian Journal of Economics, Vol. 21, S. 785–798.
Siehe etwa Judd, J. P., Scadding, J.C. (1982), The Search for a Stable Demand Function: A Survey of the Post-1973 Literature, Journal of the Economic Literature, Vol. 20, S. 993–1023, und Roley, V.V. (1985), Money Demand Predictability, Journal of Money, Credit and Banking, Vol. 17, S. 615–641, die die Analysen für die amerikanische Volkswirtschaft auswerten. Eine Untersuchung der Geldnachfragefunktion für die Bundesrepublik Deutschland findet sich z.B. bei Buscher, H.S. (1984), Zur Stabilität der Geldnachfrage. Eine empirische Betrachtung, Kredit und Kapital, Vol. 17, S. 507–539, und Gaab, W., Seitz, H. (1988), a.a.O., S. 99ff..
Des weiteren können statistische Testverfahren zeitvariable Regressionskoeffizienten anzeigen, obwohl in Wirklichkeit lediglich relevante Einflußgrößen ausgeschlossen wurden, die mit den gewählten Regressoren korreliert sind. Als weiteres Beispiel läßt sich hier die Verwendung von Proxy-Variablen anführen, die in der geschätzten Beziehung die nicht beobachtbaren Einflußfaktoren (wie etwa die Inflationserwartungen) ersetzen. Genauer erhält man Evidenz für instabile Parameter, wenn die Beziehung zwischen der wahren Größe und der Proxy-Variablen im Zeitablauf variiert. Das Ergebnis ist jedoch in allen diskutierten Fällen tatsächlich auf verschiedene Formen der Fehlspezifikation zurückzuführen.
Siehe auch die empirischen Studien von Rudel, T. (1989), Reintegration, Fehlerkorrekturmodelle und die ökonometrische Erklärung der Geldnachfrage in der Bundesrepublik Deutschland, Heidelberg, und Baillie, R.T., Pecchenino, R.A. (1991), The Search for Equilibrium Relationships in International Finance: The Case of the Monetary Model, Journal of International Money and Finance, Vol. 10, S. 582–593, die Evidenz für die Existenz von Kointegrationsbeziehungen zwischen den Variablen in der Geldnachfragefunktion bieten.
So ist eine ADL-Spezifikation des RID-Modells — allerdings mit den Niveauwerten — in den Regressionen von Boothe, P.M., Poloz, S.S. (1988), a.a.O., S. 793ff., dem rein statischen Ansatz überlegen, weil die verzögerten Variablen bedeutsame Erklärungsbeiträge aufweisen. Dennoch zeigen sich vor allem bei den ermittelten langfristigen Parametern der Zinssätze und Inflationsraten Vorzeichen, die den theoretischen Erwartungen nicht entsprechen.
Beispiele derartiger Analysen sind Baillie, R.T., Selover, D.D. (1987), Cointegration and Models of Exchange Rate Determination, International Journal of Forecasting, Vol. 3, S. 43–52, sowie McNown, R., Wallace, M. (1989), Co-Integration Tests for Long-Run Equilibrium in the Monetary Exchange Rate Model, Economics Letters, Vol. 31, S. 263–267. In diesen Untersuchungen wird keine Kointegration zwischen Wechselkurs, Geldmengen, Realeinkommen und den Inflationserwartungen gefunden. Das Resultat stellt sich ferner unabhängig davon ein, ob man die Restriktionen in (6.35) einbezieht oder auf die Setzung dieser Bedingungen verzichtet.
Die hier beschriebene Vorgehensweise ist erstmals in der Arbeit von Hoffman, D.L., Schlagenhauf, D.E. (1983), Rational Expectations and Monetary Models of Exchange Rate Determination: An Empirical Investigation, Journal of Monetary Economics, Vol. 11, S. 247–260, angewendet worden.
Diese Annahme mag zunächst als ausgesprochen restriktiv erscheinen. Gleichwohl enthalten die Fundamentalvariablen genau eine Einheitswurzel, was für die beiden Geldmengen und Realeinkommen später noch gezeigt wird. Nach dem Wechsel zu den differenzierten Größen läßt sich somit jede der involvierten Variablen durch einen stationären ARMA-Prozeß beschreiben, den man äquivalent durch einen autoregressiven Prozeß unendlicher Ordnung darstellen kann. Bei der Ableitung der schätzbaren Gleichung wird nun der Einfachheit halber vorausgesetzt, daß die ARMA-Struktur bereits durch einen autoregressiven Prozeß erster Ordnung hinreichend approximiert wird. In der empirischen Anwendung ist diese Annahme natürlich noch durch ergänzende Testverfahren abzusichern und gegebenenfalls zu modifizieren. Die konkrete Identifikation der stochastischen Prozesse kann dabei anhand des von Box, G.E.P., Jenkins, G.M. (1970), Time Series Analysis Forecasting and Control, San Francisco, propagierten Instrumentariums erfolgen. So erfordert ein (insbesondere kovarianzstationärer) autoregressiver Prozeß erster Ordnung etwa, daß seine Auto-korrelationsfunktion geometrisch abnimmt, während die partielle Autokorrelationsfunktion bei einem Lag von einer Periode ihren einzigen signifikant von 0 verschiedenen Wert aufweist.
Die Punktprognose (6.38) ist unter den gemachten Voraussetzungen optimal, wenn man den mittleren quadratischen Prognosefehler als Bewertungskriterium heranzieht. Diese Eigenschaft, die allgemein bei einer rationalen Erwartungsbildung resultiert, wird z.B. bei Pindyck, R.S., Rubinfeld, D.L. (1981), a.a.O., S. 555ff., ausführlicher diskutiert.
In den Ansatz (6.40) ist zusätzlich ein konstanter Term mit aufgenommen worden, den man erhält, wenn die nationalen Geldnachfragen bei der Ableitung der Beziehung (6.27) mit einem Absolutglied spezifiziert werden.
Folgen die Fundamentalvariablen xt dagegen einem Random Walk-, mithin einem ARIMA(0,1,0)-Prozeß, gilt für jede der involvierten Größen Etxt+j=xt. In diesem Fall resultiert aus (6.27) eine beobachtbare Struktur, die im Unterschied zu (6.40) nur noch die Niveauvariablen, also nicht mehr die differenzierten Terme enthält.
Siehe auch Hoffman, D.L., Schlagenhauf, D.E. (1983), a.a.O., S. 254f, und Finn, M.G. (1986), Forecasting the Exchange Rate: A Monetary or Random Walk Phenomenon?, Journal of International Money and Finance, Vol. 5, S. 181–193, die die FIML (Full Information Maximum Likeli-hood)-Methode verwenden. Sofern man für das Modell (6.40) im Rahmen einer separaten Analyse, etwa durch Anwendung der OLS-Methode keine empirische Evidenz findet, ist nicht eindeutig, ob sich dieses Ergebnis auf ein tatsächliches Scheitern des monetären Ansatzes zurückführen läßt. Das Resultat ist alternativ mit einer Suspendierung der Annahme rationaler Erwartungen oder (weniger) mit der Inadäquanz der unterstellten ARIMA-Struktur begründbar, so daß sich eine Überprüfung der Restriktionen empfiehlt, die adäquat nur auf der Grundlage einer simultanen Schätzung erfolgen kann.
Siehe etwa Hoffman, D.L., Schlagenhauf, R.D. (1983), a.a.O., S. 255ff., Finn, M.G. (1986), a.a.O., S. 184ff, die ihre Resultate unter der Annahme erhält, daß die Geldmengen durch einen ARIMA(3,1,0)- und die beiden Realeinkommen mittels eines ARIMA(1,1,0)-Prozesses approximierbar sind, sowie Kearney, C, MacDonald, R. (1990), Rational Expectations, Bubbles and Monetary Models: The Australian/US Dollar Rate during the Recent Float, Australian Economic Papers, Vol. 70, S. 1–20. Bei Woo, W.T. (1985), a.a.O., S. 4ff., sind die Rechthandvariablen in (6.27) urn den Kassakurs der Vorperiode ergänzt, der hier speziell aus einem partiellen Anpassungsmodell für die Geldnachfrage resultiert, sich alternativ jedoch auch als Ausdruck einer verzögerten Anpassung der Güterpreise interpretieren läßt (siehe Anmerkung 34). Im Unterschied zu den bisher genannten Studien schätzt Woo die Wechselkursgleichung gemeinsam mit einem vektorautoregressiven System, das die Entwicklung der Fundamentalvariablen im Zeitablauf beschreibt. Die mit dieser Strategie gefundenen Ergebnisse sprechen wiederum eindeutig für den monetären Ansatz mit rationalen Erwartungen.
So wird in den Analysen von Hoffman, D.L., Schlagenhauf, R.D. (1983), a.a.O., S. 255f, und Kearney, C, MacDonald, R. (1990), a.a.O., S. 11f, nicht (6.40), sondern die differenzierte Version dieser Gleichung der Schätzung zugrunde gelegt. Daher sind die bisher stationären Größen nunmehr überdifferenziert, was die empirischen Ergebnisse beeinflußt haben mag. Der Ansatz bei Woo, W.T. (1985), a.a.O., S. 5ff., bleibt nur dann valide, wenn der vektorautoregressive Prozeß, dem die fundamentalen Einflußgrößen folgen, kovarianzstationär ist. Um diese Anforderung zu gewährleisten, werden die Erklärungsvariablen vorab auf ein Trendpolynom zweiten Grades regressiert, so daß die weitere Analyse mit den Residuen aus dieser Schätzung erfolgt. Ein solches Verfahren eignet sich jedoch eher für die Eliminierung deterministischer Trendverläufe, während die stochastischen Trends im multivariaten Prozeß erhalten bleiben.
Nach den Ergebnissen von Boothe, P.M., Glassman, D. (1987), Off the Mark: Lessons for Exchange Rate Modeling, Oxford Economic Papers, Vol. 39, S. 443–457, sind Kassakurs und relativer Geldbestand nicht kointegriert, so daß eine der Grundannahmen des monetären Ansatzes, nämlich die langfristige Proportionalität der Wechselkurse zu den relativen Geldangeboten empirisch keine Unterstützung erfährt. Allerdings bleiben die Realeinkommen hier unberücksichtigt, so daß der Befund auch mit einer Fehlspezifikation des Modells begründbar ist. Die Einbeziehung dieser Größen kann jedoch in der Analyse von Meese, R.A. (1986), a.a.O., S. 365ff, keine steady-state-Relation etablieren. Die Ergebnisse werden dabei stets unter Verwendung des Engle-Granger-Algorithmus abgeleitet, der sich aus den bereits genannten Gründen eher nicht empfiehlt.
Siehe etwa Meese, R.A. (1986), a.a.O., S. 351ff., der durch die Anwendung von Spezifikationstests weitere Evidenz für die Bubblehypothese erhält, die sich jedoch in der Arbeit von West, K.D. (1987), A Specification Test for Speculative Bubbles, Quarterly Journal of Economics, Vol. 102, S. 553–580, nicht erhärten läßt. Eine Diskussion der alternativen Testverfahren zur Aufdeckung von Bubbles findet sich etwa bei Flood, R.P., Hodrick, R.J. (1990), On Testing for Speculative Bubbles, Journal of Economic Perspectives, Vol. 4, S. 85–101, und Gaab, W. (1990), Möglichkeiten und Grenzen des Erkennens spekulativer Bubbles an den Devisenmärkten, in: File, W., Köhler, C. (eds.), Kooperation, Autonomie und Devisenmarkt, Berlin, S. 67–97.
Die Validität des Ansatzes ist bereits aus Gleichung (6.40) ersichtlich und gilt im übrigen unabhängig vom gewählten ARIMA-Prozeß, der den Zeitpfad der fundamentalen Einflußfaktoren beschreibt. Sofern zwischen den Niveauvariablen, die unter alternativen ARIMA-Spezifikationen erhalten bleiben, keine Kointegration besteht, kann eine solche Relation auch nicht durch die Aufnahme differenzierter und damit stationärer Größen hergestellt werden.
Abweichend davon empfiehlt sich in Modellen, die Variablen der USA enthalten, die Einbeziehung langfristiger Zinssätze. Die Begründung für diese Strategie findet sich in der amerikanischen Geldnachfragefunktion, auf die weiter unten noch ausführlicher eingegangen wird.
Die Wahl der Geldmenge MO für Großbritannien ist institutionell bedingt. Der in den späten achtziger Jahren vollzogene Wechsel der Abbey National Building Society in den Bankensektor führte im Zeitpunkt ihrer Konvertierung zu einer 16%igen Erhöhung der Geldmenge M1. Da sich ähnliche Entwicklungen mit abermaligen Schocks abzeichneten und schließlich auch eingetreten sind, hat die Bank of England von der weiteren Veröffentlichung des Aggregats M1 abgesehen. Die Abgrenzung M2 steht dagegen erst ab Mitte 1982 zur Verfügung, so daß hier der Geldbestand MO zu verwenden ist, der neben der Bargeldmenge (Banknoten und Münzen in Zirkulation) die Gelder der Geschäftsbanken umfaßt, die unverzinslich über die Mindestreserve hinaus freiwillig bei der Bank of England gehalten werden.
Alternativ zu den Euromarktzinssätzen sind die Modelle auch mit verschiedenen nationalen Zinssätzen (Call Money Rates, Treasury Bill Rates) berechnet worden, ohne daß man wesentlich andere Ergebnisse ableiten kann. Divergierende Resultate sind im übrigen (nach Maßgabe der Zinsparität) nur dann zu erwarten, wenn für Geldanlagen in den betrachteten Länder politische Risikoprämien existieren. Diese sind jedoch im Untersuchungszeitraum eher nicht vorhanden, so daß sich die Ergebnisse unabhängig von der konkreten Wahl kurzfristiger Nominalzinssätze zeigen. Ferner spielt es für die Beurteilung des monetären Ansatzes keine Rolle, ob für den Kassakurs Monatsendwerte oder Durchschnitte herangezogen werden.
Konkreter wird die jeweilige Variable, z.B. die deutsche Geldmenge, auf einen linearen Trend (wegen der fehlenden Mittelwertstationarität) und eine Dummyvariable regressiert, die im Zeitpunkt des Schocks den Wert 1 annimmt und ansonsten gleich 0 ist. Daraus folgen die bereinigten Werte, wenn man den geschätzten Koeffizienten der Dummyvariablen von den beobachteten Werten (hier im Zeitraum von Januar 1991 bis Dezember 1992) subtrahiert.
Damit zeigt sich auch, daß Nominalzinssätze, Realeinkommen und Geldmengen empirisch keinem Random Walk, sondern einem komplexeren ARIMA-Prozeß folgen, der im Fall der beiden letztgenannten Variablen noch eine deterministische Trendkomponente enthält.
Der Modellschätzung, die sich analog zur angewendeten Strategie bei den internationalen Paritäten ergibt, liegt ein vektorautoregressives (VAR) System zugrunde, das genauer aus nominaler Geldmenge, Preisniveau, Realeinkommen und kurzfristigen Nominalzinssätzen besteht. Die hier berichteten Ergebnisse stellen sich bei einer Lagordnung von 5 ein, bei der die Residuen der einzelnen Gleichungen keine Autokorrelation mehr zeigen. Man erhält ähnliche Aussagen, wenn die VAR-Modelle mit alternativen Lagvorgaben ausgewertet werden, so daß die Resultate durchaus als robust einzustufen sind.
Derartige Folgerungen sind natürlich noch durch ergänzende statistische Tests zu überprüfen, die hier für die Geldnachfrage nicht explizit ausgewertet werden. Ihre Struktur und Anwendung wird jedoch im weiteren Verlauf der empirischen Diskussion des monetären Ansatzes deutlich gemacht.
Konkreter ergibt sich die Linearkombination, indem man die Kointegrationsvektoren mit ihren Eigenwerten gewichtet und anschließend addiert. Die Berechnung alternativer Linearkombinationen ist natürlich möglich und zulässig, da in keinem Fall der Kointegrationsraum verlassen wird. Die Gewichtung mit den Eigenwerten hat jedoch den Vorteil einer eindeutigen Regel und wird deshalb hier bevorzugt angewendet.
Einschränkend ist hinzuzufügen, daß sich auch im Fall der USA bei sehr hohen Lagordnungen des VAR-Systems (etwa bei Wahl einer Laglänge von 8) zwei kointegrierende Vektoren ergeben, von denen einer die Voraussetzungen erfüllt, die an eine Geldnachfragefunktion zu stellen sind. Dieses Resultat stellt sich jedoch nur in stark aufgeblähten Modellen ein, für die die Informationskriterien keinerlei Hinweise bieten. Zweitens ist es mit einer deutlichen Abnahme des größten Eigenwerts erkauft, der, wie bei der früheren methodischen Diskussion gesagt, die quadrierte (kanonische) Korrelation zwischen der ersten gefundenen Beziehung und einem stationären Prozeß angibt. Schließlich zeigen auch die folgenden Überlegungen, daß es im Fall der USA unplausibel ist, die Geldnachfrage bereits in ihrer Standardform, d.h. mit kurzfristigen Zinssätzen als valide zu bezeichnen.
Finanzielle Innovationen kann man zwar auch in anderen Volkswirtschaften feststellen. Sie wurden in den USA jedoch schon zu einem sehr frühen Zeitpunkt (Depository Institutions Deregulation and Monetary Control Act, März 1980) eingeführt, so daß sich das Problem hier als besonders gravierend erweist. Einen Überblick bieten etwa Radecki, L.J., Wenninger, J. (1986), Financial Transactions and the Demand for Ml, Federal Reserve Bank of New York, Quarterly Review, S. 24–29, und Goldfeld, S.M., Sichel, D.E. (1990), The Demand for Money, in: Friedman, B.M., Hahn, F.H. (eds.), Handbook of Monetary Economics, Vol. 1, S. 299–356.
Als Beispiele lassen sich etwa die ATS (Automatic Transfer Sevices)- und NOW (Negotiable Order of Withdrawal)- oder Super-NOW-Accounts, ferner auch Geldmarktanlagekonten (Money Market Accounts) anfuhren. Beim ATS werden Finanzaktiva auf einem Sparkonto gehalten. Die Bank überträgt diese Gelder dann automatisch auf ein Scheckkonto, wenn der Einleger eine Zahlung zu leisten hat. Geldanlagen auf den relativ hochverzinslichen NOW-Konten sind jederzeit mittels Scheck verfugbar, ohne daß einem solchen Verhalten bedeutende Restriktionen entgegenstehen.
Für eine realitätsnähere Fassung der Verhaltensgleichung in den USA ist sicherlich noch die Hinzunahme weiterer Variablen, wie z.B. Zinssätze für NOW-Konten, erforderlich. Eine derartige Strategie, die sich im Fall einer separaten Analyse der Geldnachfrage als notwendig erweisen mag, ist für die Überprüfung von Wechelkursmodellen jedoch nicht zu empfehlen. Darin sind stets Größen des In- und Auslands involviert, so daß der Umfang der hier betrachteten Systeme bereits unter Verwendung einer Standardformulierung der Verhaltensfünktion recht groß ist. Daher wird allein der langfristige Zinssatz zusätzlich berücksichtigt, bei dessen Aufnahme man zumindest die korrekten Vorzeichen der einbezogenen Variablen feststellt. Aktuelle Schätzungen der amerikanischen Geldnach-fragefünktion finden sich etwa bei Hendry, D.F., Ericsson, N.R. (1991), Modeling the Demand for Narrow Money in the United Kingdom and the United States, European Economic Review, Vol. 35, S. 833–886
und Baba, Y., Hendry, D.F., Starr, R.M. (1992), The Demand for Ml in the USA, 1960–1988, Review of Economic Studies, Vol. 59, S. 25–61.
Man kann hier einwenden, daß der US-Dollar als zweifellos wichtigste Währung die Stellung eines Numerators einnimmt. Genauer liegt der Anteil des Volumens, das direkt, also nicht über den US-Dollar gehandelt wird, unter 10%. Siehe dazu auch Burnham, J.B. (1991), Current Structure and Recent Developments in Foreign Exchange Markets, in: Khoury, S.J. (ed.), Recent Developments in International Banking and Finance, Amsterdam. Die bilateralen Wechselkurse sind jedoch stets über die Bedingung der Dreiecksarbitrage miteinander verknüpft, so daß auch die Dollarkurse des Yen und des Pfund Sterling im gewählten Untersuchungsrahmen zumindest indirekt erklärbar bleiben.
Genau genommen kann Gleichung (6.47) nur dann exakt gerechtfertigt werden, wenn die Entwicklung der Fundamentalvariablen speziell durch einen Random Walk-Prozeß beschreibbar ist (Anmerkung 69). Diese Voraussetzung läßt sich empirisch mindestens bezweifeln (siehe die Spezifikation der erweiterten Dickey-Fuller-Tests in Tabelle 6.1), so daß hier allgemeiner die Annahme zu treffen ist, daß die Ausgrenzung der differenzierten Terme in Gleichung (6.40), die stets aus dem stationären autoregressiven Teil der gewählten ARIMA-Struktur der Erklärungsvariablen resultieren, keinerlei Auswirkungen auf die Einflußrichtung der integrierten Niveaugrößen haben.
Bei der Darstellung wird vorausgesetzt, daß sich die Hypothese der Abwesenheit linearer Trends in den Daten ablehnen läßt, was im übrigen auch die spätere Analyse ergibt. In der empirischen Untersuchung sind dem Modell (6.49) ferner zentrierte Monatsdummies hinzugefügt, so daß der Set der Variablen zur Erklärung der Prozesse ΔX t und X t-1 noch um solche Größen zu ergänzen ist. Diese Strategie, die bereits im Rahmen der Überprüfung internationaler Paritäten eingeschlagen wurde, rechtfertigt sich im weiteren Verlauf der Diskussion.
Die Heranziehung der Informationskriterien, insbesondere des Schwarz-Bayes’schen Kriteriums rechtfertigt sich auch angesichts der Monte Carlo-Ergebnisse von Reimers, H.-E. (1992), Comparisons of Tests for Multivariate Cointegration, Statistical Papers, Vol. 33, S. 335–359. Genauer wird das nominale Niveau der Kointegrationstests bei endlichen Beobachtungsumfängen erheblich unterschritten, wenn das Modell überparametrisiert ist, also eine zu hohe Lagordnung des Systems gesetzt wird. Die geforderte White-Noise-Eigenschaft der Residuen erscheint daher als ungeeignet, den alleinigen Prüfstein für die adäquate Wahl von k abzugeben.
Wie im Rahmen der Diskussion der internationalen Paritäten bereits erwähnt, können ARCH-Effekte die Güte der Kointegrationstests rapide verschlechtern. Ihre vollständige Beseitigung macht jedoch ein Modell mit einer relativ hohen Lagordnung (etwa k=9) notwendig. Allerdings sind die Residuen auch bei solchen Spezifikationen noch nicht normalverteilt. Zweitens liegt das tatsächliche Niveau der Tests infolge der Überparametrisierung unterhalb des nominalen Signifikanzniveaus, was erneut eine Erhöhung des Fehlers 2. Art nach sich zieht.
Die hier bevorzugten Lagvorgaben sind noch als moderat zu bezeichnen. Bisher vorliegende Studien, so Gerhards, T. (1994), Theorie und Empirie flexibler Wechselkurse, Heidelberg, berichten ihre Ergebnisse zwar meist unter der Prämisse k=2, legen der Analyse jedoch Quartalsdaten zugrunde. Dies entspricht bei Monatsdaten etwa einer Wahl von k=5 oder k=6. Dem Verzicht auf Freiheitsgrade, den man bei einem Übergang zu vierteljährlichen Daten in Kauf nimmt, steht freilich auch ein Vorteil gegenüber. Genauer sind die Residuen schon bei geringen Lagordnungen frei von Autokorre-lation, so daß die Vorgabe von k hier der Empfehlung des Schwarz-Bayes’schen Kriteriums entspricht. Bei Monatsdaten ist ein Auseinanderklaffen von Informationskriterien und White-Noise-Anforderungen jedoch kaum vermeidbar. Die so entstehende Unsicherheit der Aussagen in bezug auf die Laglänge läßt sich allerdings leicht eindämmen, wenn man das Modellverhalten für alternative Werte von k betrachtet. So sind alle hier überprüften Systeme auch für weitere Lagvorgaben (von k=4 bis k=9) berechnet worden, ohne daß man wesentliche Abweichungen erhält. Die berichteten Resultate sind somit als robust einzuschätzen. 94 Dieser Hypothesentest ist schon im Zusammenhang mit den internationalen Paritäten diskutiert worden. Während die getroffene Entscheidung im D-Mark/US-Dollar- und Yen/D-Mark-System eindeutig ausfällt, bestehen für das Pfund/D-Mark-Modell noch Unklarheiten, weil man bei einigen Lagvorgaben auch Evidenz für die Strategie erhält, eine Konstante allein als Absolutglied der Ko-integrationsvektoren zu interpretieren. Die Diagnose ist allerdings nicht einheitlich, so daß letztlich auf die Setzung der zusätzlichen Restriktion verzichtet werden muß. Die präferierte Vorgehensweise läßt sich jedoch auch inhaltlich rechtfertigen, da die Vorzeichen und die relativen Größenordnungen der Parameter in den stationären Linearkombinationen unter beiden Modellspezifikationen erhalten bleiben. Ferner werden im Interesse einer übersichtlicheren Darstellung nicht mehr alle p Eigenvektoren der Systeme aufgelistet, sondern nur noch die Kointegrationsbeziehungen und ihre Feedback-Mechanismen angegeben.
Weitere Prämissen sind insbesondere die Hypothese einer rationalen Erwartungsbildung und die Annahme der Spezifikation (6.46), nach der die Auslassung stationärer Regressoren keine Umkehr im Vorzeichen der Niveauvariablen hervorrufen kann.
Im Unterschied zu den hier ermittelten Resultaten finden MacDonald, R., Taylor, M.P. (1993), The Monetary Approach to the Exchange Rate, International Monetary Fund Staff Papers, Vol. 40, S. 89–107, deutliche Evidenz für die Validität des REMA-Modells im D-Mark/US-Dollar-System. Die Ergebnisse dieser Studie (Untersuchungszeitraum Januar 1976 bis Dezember 1990) sind jedoch bei extrem hohen Lagvorgaben (k=12) berichtet und müssen daher als kritisch bewertet werden. Sie stimmen ferner nicht mit dem Befund für die US-amerikanische Geldnachfragefunktion überein, nach dem der Verzicht auf langfristige Zinssätze eine negative Einkommenselastizität bewirkt, die sich auch im Wechselkursmodell fortsetzen muß.
Diese Strategie ist schon bei der japanischen Geldnachfragefunktion eingesetzt worden (Anmerkung 83). In der vorliegenden Anwendung ist die Summe der signifikant von 0 verschiedenen Eigenwerte gleich 0.285 (=0.167+0.118), so daß der erste kointegrierende Vektor genauer mit einem Anteil von 0.586 (=0.167/0.285) in die Linearkombination eingeht. Die hier präferierte Vorgehensweise garantiert, daß sich die Gewichte der Basisvektoren stets zu 1 addieren.
Derartige Hypothesen lassen sich im Rahmen von Likelihood-Ratio-Tests überprüfen, deren Struktur und Anwendung im weiteren Verlauf der Darstellung noch ausführlicher diskutiert werden.
Im Pfund/D-Mark-System gelten dabei die in Anmerkung 94 gemachten Aussagen. Genauer erhält man für die Ergebnisse der Tabelle 6.3 einen Wert von 8.92 der Prüfstatistik (5.39), der unter der Annahme von drei kointegrierenden Vektoren mit dem kritischen Wert der Chi-Quadrat-Verteilung bei p-r=4 Freiheitsgraden zu vergleichen ist. Das 0.95-Quantil ist durch 9.49 gegeben, so daß man die Nullhypothese der Abwesenheit linearer Trends zwar nicht widerlegen kann. Die Entscheidung fällt jedoch denkbar knapp aus und wird ferner unter alternativen Lagvorgaben nicht bestätigt, so daß es insgesamt angeraten erscheint, die Resultate ohne die Setzung einer zusätzlichen Restriktion zu berichten.
Die Ausnahme bildet freilich das D-Mark/US-Dollar-Verhältnis im funfdimensionalen System des REMA-Modells. Es spricht jedoch einiges dafür, daß dieser Befund letztlich aus einer Fehlspezifikation der amerikanischen Geldnachfragefunktion resultiert.
Siehe auch MacDonald, R., Taylor, M.P. (1992), The Monetary Model of the Exchange Rate: Long-Run Relationships and Short-Run Dynamics, Discussion Papers in Financial Markets, No. 6, University of Dundee, die den Pfund/US-Dollar-Kurs untersuchen, und dieselben (1993), a.a.O., S. 97ff, für eine Analyse der D-Mark/US-Dollar-Relation. Allerdings sind die überaus positiven Ergebnisse dieser Arbeiten unter der Voraussetzung einer sehr hohen Lagordnung des vektorautoregressiven Modells abgeleitet, was zumindest im Licht der bisher vorgelegten Simulationsstudien nicht gerechtfertigt ist. In der Studie von Gerhards, T. (1994), a.a.O., S. 190ff., wird vor allem Evidenz für die FPMA-Variante im D-Mark/US-Dollar-System auf der Basis von Quartalsdaten gefunden.
Die hier diskutierten Hypothesentests sind von Johansen, S., Juselius, K (1990), Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration -with Applications to the Demand for Money, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol. 52, S. 169–210, und dieselben (1992), Testing Structural Hypotheses in a Multivariate Cointegration Analysis of the PPP and the UIP for UK, Journal of Econometrics, Vol. 53, S. 211–244, vorgeschlagen worden.
Die Teststatistiken werden in diesem Abschnitt unter der einheitlichen Prämisse abgeleitet, nach der sich das Absolutglied in (6.49) nicht allein auf die Kointegrationsbeziehungen reduzieren läßt. Sofern man die Nullhypothese der Abwesenheit linearer Trends dagegen nicht ablehnt, sind die Modifikationen, die zur Ableitung der Prüfgrößen benötigt werden, angesichts der früheren Diskussion offensichtlich.
Bei der Lösung des Eigenwertproblems bietet sich wiederum eine Cholesky-Zerlegung an, die hier genauer auf das Matrizenprodukt H′S kkH angewendet wird.
Multipliziert man etwa SkkG von rechts mit der Matrix bekannter Koeffizienten G, ergibt sich mit (6.65) die (pxr1-Nullmatrix. Da SkkG nur einen Rang von p-r1 hat, sind im übrigen lediglich p-r1 Eigenwerte dieser Matrix von 0 verschieden. Letztere sind jedoch reell, da die Matrix die Symmetrieeigenschaft erfüllt und größer als 0, weil SkkG positiv semidefinit ist.
Einen Beweis für die Validität dieser Vorgehensweise geben Johansen, S., Juselius, K. (1992), a.a.O., S. 243, Lemma 1.
Da in der US-amerikanischen Volkswirtschaft allenfalls längerfristig orientierte Zinssätze geeignet sind, die Opportunitätskosten privater Geldhaltung zu messen, sind für den Test gleicher Semizins-elastizitäten im D-Mark/US-Dollar-Modell speziell die Größen it und ibt* heranzuziehen.
Diese Interpretation widerspricht den Angaben von MacDonald, R., Taylor, M.P. (1993), a.a.O., S. 97ff., nach denen sich die Einführung der subtraktiven Restriktionen (6.35) im D-Mark/US-Dollar-Modell rechtfertigen läßt. Allerdings werden die Resultate dieser Studie unter der Voraussetzung einer überaus hohen Lagordnung des VAR-Systems berichtet. Ferner kann man den Befund der Tabelle 6.5 auch durch separate Analysen der nationalen Geldnachfragefunktionen bestätigen, so daß die hier berichteten Ergebnisse stets zu präferieren sind.
Siehe dazu insbesondere McKinnon, R.I. (1984), An International Standard for Monetary Stabilization, Policy Analyses in International Economics 8, Washington. Danach wird die Wachstumsrate einer Weltgeldmenge, die aus den nationalen Geldmengenaggregaten der Bundesrepublik Deutschland, Japans und der USA besteht, so festgelegt, daß sich zum einen ein stabiles Weltpreisniveau erreichen läßt. Zweitens sollen Wechselkursschwankungen vermieden werden, indem das Land mit der zu einer Aufwertung tendierenden Währung das Geldmengenwachstum erhöht, während das Land, dessen Währung unter Abwertungsdruck steht, die Expansion seiner Geldmenge beschränkt. Der expansive und kontraktive Effekt sind dabei so zu bemessen, daß die vereinbarte Wachstumsrate der Weltgeldmenge unberührt bleibt. Insgesamt sind die beteiligten Länder verpflichtet, ihre Geldpolitik ausschließlich an einem festgelegten Wechselkursziel auszurichten. Dieser Vorschlag impliziert eine nicht bloß geringfügige Beschneidung ihrer makropolitischen Autonomie und ist daher kaum von praktischer Relevanz.
Eine ausführlichere Diskussion dieser Testanordnung findet sich bei Johansen, S., Juselius, K. (1992), a.a.O., S. 233ff. Im Unterschied zur bisherigen Prozedur erfolgt die Maximierung der Like-lihood-Funktion im restringierten Modell rein technisch innerhalb eines iterativen Prozesses, wobei auf jeder Stufe die Lösung zweier miteinander gekoppelter Eigenwertprobleme notwendig ist. Die Iteration wird solange durchgeführt, bis sich das Maximum der Likelihood-Funktion nicht mehr signifikant verändert.
Eine vergleichende Analyse der Implementierung nationaler Geldpolitiken findet sich etwa bei Goodhart, C. (1989), The Conduct of Monetary Policy, Economic Journal, Vol. 99, S. 293–346.
Sollten stationäre Variablen an der Modellschätzung beteiligt sein, nimmt der Kointegrationsrang um die Anzahl dieser Größen zu. Daraus folgt ein Argument für die hier vertretene Strategie, die auf eine explizite Überprüfung der RID-Variante monetärer Wechselkurstheorie verzichtet. Genauer hat Tabelle 3.2 Evidenz für die Auffassung erbracht, nationale Preisniveaus in aller Regel als I(1)-Prozesse anzusehen, so daß die Inflationsraten stationär sind. Bindet man letztere nun als Proxy für die Inflationserwartungen in die Modellschätzung ein, wird sich die Zahl der Basisvektoren bereits aus diesem Grund erhöhen, was die Interpretation der gefundenen Ergebnisse nicht gerade erleichtert.
Eine solche Vorgehensweise ist darüber hinaus in Situationen gerechtfertigt, in denen der kointegrie-rende Vektor eindeutig ist, mithin die Stationarität einer Linearkombination in Rede steht, an der nur zwei Variablen beteiligt sind. In diesem Sinne sind die Resultate der Tabelle 6.6 noch mit erweiterten Dickey-Fuller-Tests überprüft worden. Man erhält jedoch keine abweichenden Aussagen, so daß sich der berichtete Befund als valide erweist.
Das gegenwärtig praktizierte internationale Währungssystem entspricht keineswegs vollständig flexiblen Wechselkursen, sondern ist durch ein ‘managed floating’ charakterisiert, bei dem die Notenbanken mit gemeinsamen Interventionen an den Devisenmärkten versuchen, die Schwankungen der Wechselkurse abzuschwächen, die Entwicklung der Kassakurse also in einem Korridor zu halten. Krugman, P. (1991), Target Zones and Exchange Rate Dynamics, Quarterly Journal of Economics, Vol. 106, S. 669–682, und Flood, R.P., Garber, P.M. (1991), The Linkage Between Speculative Attack and Target Zone Models of Exchange Rates, Quarterly Journal of Economics, Vol. 106, S. 1367–1372, haben gezeigt, daß bereits die Ankündigung der Existenz von Zielbereichen, nicht deren offizielle Bekanntgabe einen stabilisierenden Einfluß auf das Verhalten der Wechselkurse ausübt, freilich nur, sofern die Marktteilnehmer von der Bereitschaft der Zentralbanken überzeugt sind, die Zielzone zu verteidigen.
Obwohl die Kurssicherungskosten an den Devisenterminmärkten nach dem Zusammenbruch des Bretton-Woods-Systems eher zugenommen haben, weisen die meisten Studien einen nicht signifikanten Einfluß der Kassakursvariabilität auf das Volumen des internationalen Handels aus. Siehe dazu auch Edison, H.J., Melvin, M. (1990), The Determinants and Implications of the Choice of an Exchange Rate System, S. 1–44, in: Harat, W., Willet, T. (eds.), Monetary Policy for a Volatile Global Economy, Washington und Gagnon, J.E. (1993), Exchange Rate Variability and the Level of International Trade, Journal of International Economics, Vol. 34, S. 269–287. Ein solcher Befund ist jedoch umstritten, da man durch den Einsatz sophistischerer Verfahren, die die Zeitreiheneigenschaften der involvierten Größen in stärkerem Maß berücksichtigen, eher zu umgekehrten Ergebnissen gelangt. Siehe etwa Qian, Y., Varangis, P. (1994), Does Exchange Rate Volatility hinder Export Growth?, Empirical Economics, Vol 19, S. 371–396.
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Dreger, C. (1996). Monetäre Modelle der Wechselkurserklärung. In: Monetäre Modelle der Wechselkurserklärung. Gabler Edition Wissenschaft. Deutscher Universitätsverlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-08774-8_6
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