Die Politische Ökonomie der europäischen Integration - MPIfG

z e n t r a l b a n k u n a b H ä n g i g k e i t u n d k o o r d i n i e r t e lo H n a u S H a n d l u n g 387
5. Wir haben argumentiert, dass Zentralbankunabhängigkeit Beschäftigungskosten
nach sich zieht, wenn die Koordination der Lohnaushandlung gering
ist. Damit erwarten wir, dass – zumindest für niedrige LK-Werte – die Be-
al
schäftigungskosten der Zentralbankunabhängigkeit ( βzbuβcc )
al + LK positiv
al
sind, was wiederum bedeutet, dass βzbu hinreichend positiv sein muss – in
al
Anbetracht der Erwartung, dass βcc negativ sein müsste.
6. Unsere Analyse legt nahe, dass Zentralbankunabhängigkeit und Lohnkoordination
bei der Determination von Inflation und Arbeitslosigkeit interagieren.
Wir erwarten deshalb, dass β π cc ungleich Null ist – ohne damit zunächst
etwas über Vorzeichen und Stärke des Koeffizienten auszusagen.
Wir gehen wie folgt vor: 32 Zunächst berechnen wir Schätzgleichungen, bei denen
Nachkriegsdurchschnitte von Inflation und Arbeitslosigkeit (1955 bis 1990)
als abhängige Variablen und Durchschnittswerte für die oben beschriebenen
erklärenden Variablen (ebenfalls für den Zeitraum 1955 bis 1990) und eine Konstante
als unabhängige Variablen fungieren. 33 Im Anschluss daran berechnen wir
Regressionen für Dekadendurchschnitte. 34 Mit dieser Technik steigt die Zahl der
Beobachtungen auf 72. In diese Regressionen fügen wir Dummy-Variablen für
die Dekaden ein, um für alle Länder betreffende Trendeffekte und für dekadenspezifische
Angebotsschocks zu kontrollieren. 35 Die zeitliche Disaggregation er-
32 Wir präsentieren interaktive Modelle. Das bedeutet, dass sich der geschätzte Effekt eines Anstiegs
der Lohnkoordination oder der Zentralbankunabhängigkeit nicht allein aus dem geschätzten
Koeffizienten dieser einen Variable ergibt, sondern aus blk + bccZBU beziehungsweise
bzbu + bcc LK. So ergeben sich auch die geschätzten Standardfehler dieser Effekte aus den Standardfehlern
beider Koeffizienten, ihrer Kovarianz und dem Niveau der jeweils anderen Variablen,
für den der Standardfehler berechnet wurde. Deshalb kann der Einfluss der Zentralbankunabhängigkeit
auf die Inflation nicht aus den üblichen Standardfehlern der Koeffizienten und
t-Statistiken abgelesen werden, sondern muss für jeden Wert der anderen Variablen separat errechnet
werden (woraus sich ein jeweils anderes Signifikanzniveau ergibt). Beispiel: Unsere
zweite Hypothese, der zufolge Lohnkoordination die Inflation vermindert, mündet in der Er-
π π
wartung, dass der geschätzte Effekt der Lohnkoordination auf Inflation (blk + bccZBU) für die
gesamte oder zumindest für einen großen Teil der Spannweite der Zentralbankunabhängigkeit
negativ ist. Analoge Überlegungen gelten für unsere erste, vierte und fünfte Hypothese.
33 Bei den Gleichungen handelt es sich um OLS-Regressionen (ordinary least squares), in welchen
der Fehlerterm e2 (Summe der quadrierten Fehler) mit Hilfe der sogenannten heteroskedastizitätskonsistenten
Varianz-Kovarianz-Matrix nach White minimiert werden soll.
34 Für diese Schätzgleichungen verwenden wir die WLS-Methode (weighted least squares) und Whites
heteroskedastizitätskonsistente Varianz-Kovarianz-Matrix.
35 Die erste Periode ist im Wesentlichen die unmittelbare Nachkriegszeit. Deshalb kann angenommen
werden, dass die Residuen der ersten Periode keinen großen »nachklingenden« Einfluss
auf die Ergebnisse der Jahre 1955 bis 1959 hatten. Wir setzen für die erste Periode des AR(1)-
Prozesses also voraus, dass das Residuum für 1955 bis 1959 die abhängigen Variablen für 1960
bis 1972 beeinflusst, ohne selbst durch eine Vorperiode beeinflusst zu werden. Mit der konventionelleren
(aber weniger aggressiven) Prais-Winston AR(1)-Methode kommen ähnliche Ergeb-