Die Politische Ökonomie der europäischen Integration - MPIfG

388 p e t e r a. Ha l l u n d ro b e r t j. fr a n z e S e , jr .
möglicht uns, den Einfluss länderübergreifender wirtschaftlicher Bedingungen
in angemessener Weise zu berücksichtigen. 36 Wir kontrollieren für die terms of
trade (ToT = Exportpreisindex/Importpreisindex) und für deren Interaktion mit
der wirtschaftlichen Offenheit (ToT × Offen). 37
Weil unsere entscheidenden unabhängigen Variablen über die Zeit nicht variieren,
sehen wir die Analysen der Nachkriegs- und der Dekadendurchschnitte
als adäquate Methoden an. Gleichwohl informieren wir in einem dritten Schritt
auch über die Ergebnisse von Regressionsschätzungen mit jährlichen Daten.
Damit berücksichtigen wir die jährliche Varianz aller Daten mit Ausnahme der
institutionellen Variablen. Wir fügen Dummy-Variablen für alle Jahre hinzu und
behandeln die Daten damit eher als Pool von Ländervergleichen denn als Pool
von Zeitserien, was die Vergleichbarkeit der Ergebnisse mit denen der anderen
beiden Analyseebenen verbessert. 38
Die Ergebnisse für alle der drei zeitlichen Aggregationsebenen (Tabelle 2)
führen zu bemerkenswert stabilen Ergebnissen und stützen die meisten unserer
Hypothesen. In allen Modellen zeigen sich signifikant negative Einflüsse der
nisse zustande. Beide Prozeduren setzen einen konstanten Parameter der seriellen Korrelation
voraus, der hier aber nicht vollständig erwartet werden kann, weil die aufeinander folgenden
Daten Durchschnitte unterschiedlich langer Zeiträume sind. Wir haben deshalb darüber hinaus
dekadenspezifische AR(1)-Parameter mit Hilfe von sogenannten Monte-Carlo-Simulationen
berechnet. Weil diese Ergebnisse für die substanziellen Ergebnisse keinen Unterschied machten,
haben wir uns für die einfachere und gebräuchlichere Methode entschieden.
36 Um dem Endogenitätsproblem Rechnung zu tragen, werden alle zeitvarianten unabhängigen
Variablen im Jahr vor dem Beginn des jeweils annähernd einer Dekade entsprechenden Zeitraums
gemessen. Wir verwenden WLS, weil die abhängigen Variablen Durchschnittswerte
für unterschiedlich lange Perioden sind (in Anpassung an die Periodisierung von Cukiermans
LVAU-Index); die Daten sollten also eine Heteroskedastizität aufweisen, die sich invers zur
Anzahl der jeweils aufgenommenen Jahre verhält. Die White-Matrix wird eingesetzt, weil die
Koeffizienten möglicherweise nicht der gesamten Heteroskedastizität Rechnung tragen; es zeigt
sich aber, dass dies die Ergebnisse nicht substanziell verändert. (Die in Fußnote 35 erwähnten
Monte-Carlo-Simulationen simulieren die adäquaten Werte unter Anwesenheit jahresbezogener
serieller Korrelation und kommen zu ähnlichen Ergebnissen.)
37 Wir erwarten positive (negative) Beschäftigungseffekte von positiven (negativen) Terms­of­trade-
Schocks in umso stärkerem Maß, je offener die Ökonomie ist. Der Interaktionsterm deckt diese
Erwartung ab; damit wird beispielsweise wirkungsvoll für Ölbooms kontrolliert, wie sie in den
Fällen Norwegens und Großbritanniens zu beobachten waren. In die Regressionen für Inflation
nehmen wir die terms of trade nicht auf, weil Verschiebungen der terms of trade im Wesentlichen
als Verschiebungen der Relation von in- und ausländischen Preisentwicklungen definiert sind.
38 Diese Schätzgleichungen sind OLS-Regressionen unter Anwendung der Panelkorrektur (panel
corrected standard errors, PCSE) nach Beck und Katz. Siehe Smith (1995) zur Interpretation von
Jahresdummys bei gepoolten Regressionen. Zu PCSE siehe Beck/Katz (1995, 1996). Das hier
angewendete »Pseudo-Fehlerkorrekturmodell« regressiert die Veränderungen der abhängigen
Variable auf Veränderung und Niveau der abhängigen Variable der Vorperiode, auf die Veränderungen
der unabhängigen Variablen (mit Ausnahme der sich nicht verändernden institutionellen
Variablen) und auf das Niveau der unabhängigen Variablen in der Vorperiode.