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Schlussbemerkungen Die vorliegende Arbeit verfolgte drei Ziele. Erstens eine systematische Aufarbeitung der vor- handenen theoretischen und empirischen Literatur zu politischen Konjunkturzyklen. Zweitens die Erweiterung der bestehenden Literatur zu rationalen ideologischen Konjunkturzyklen um die explizite Modellierung des Grades der Wahlausgangs- und Wahlzeitpunktüberraschung. Drittens die Vervollständigung der bestehenden Literatur zu opportunistischen Wahlzyklen in fiskalpoli- tischen Variablen um die politische Notwendigkeit zur Erzeugung solcher Zyklen. Im Kapitel 2 wurde zunächst eine inhaltliche Einordnung des Begriff eines politischen Kon- junkturzyklus vorgenommen. Dabei wurden die vorhandenen Erklärungsansätze gemäß der an- genommenen Form der Erwartungsbildung und dem Handlungsmotiv der Politiker in adaptiv- opportunistische, adaptiv-ideologische, rational-opportunistische und rational-ideologische Model- le gegliedert. Anschließend wurde die jeweilige modelltheoretische Grundidee und die dazugehö- rige empirische Literatur vorgestellt. Hierbei zeigte sich, dass die empirische Literatur zu politi- schen Konjunkturzyklen noch weit von einem Konsens entfernt ist. Ein zentraler Kritikpunkt des Kapitels war die zum Teil ungeeignete ökonometrische Abbildung wesentlicher Kernpunkte der theoretischen Modelle. Insbesondere konnte gezeigt werden, dass der Grad der Wahlüberraschung in der Überprüfung von RPT-Modellen häufig nicht oder nur ungenügend Berücksichtigung fin- det. Diese Kritik bildete den Ausgangspunkt für die Kapitel 3 und 4. Gegenstand des Kapitels 3 war eine ökonometrische Untersuchung der rationalen Partisan- theorie von Alesina (1987). Hierzu wurden mit dem Modell von Alesina empirisch testbare Ar- beitshypothesen hergeleitet. Es konnte gezeigt werden, dass theoretisch Linksregierungen höhere Inflationsraten erzeugen als Rechtsregierungen. Nach der Wahl einer Rechtspartei sollte die Ar- beitslosigkeit temporär steigen und nach der Wahl einer Linkspartei sollte die Arbeitslosigkeit temporär sinken. Dabei war das Ausmaß der ökonomischen Fluktuation maßgeblich abhängig vom Grad der zum Wahltermin herrschenden Wahlüberraschung. Um dieses Kernelement der rationalen Partisantheorie in der empirischen Analyse geeignet abbilden zu können, wurden aus Wahlumfragedaten der herrschende Grad der Wahlunsicherheit im Vorwahljahr geschätzt. An- schließend wurde aus den gewonnenen Informationen eine Wahlvariable konstruiert, um darauf aufbauend die RPT-Hypothesen in einem Panel von 8 OECD-Staaten zu überprüfen. Im Ergeb- nis konnte für die Länder Australien, Deutschland, Frankreich, Großbritannien, Irland, Kanada, Schweden und die Vereinigten Staaten von Amerika positive Evidenz für die Theorie von Alesina in Arbeitslosenquoten und Inflationsraten gefunden werden. Eine Vielzahl an Robustheitstests bestätigten die Resultate. Der zentrale wissenschaftliche Beitrag des Kapitels ist die explizi- te Modellierung des Grades der Wahlüberraschung aus Wahlumfragedaten. Damit konnte eine erhebliche Schwäche vorhandener Studien behoben werden. Allerdings blieb in diesem Kapitel eine zweite Form der Wahlunsicherheit zunächst unberücksichtigt: Die Unsicherheit über den Wahlzeitpunkt. Das Kapitel 4 beinhaltet eine empirische Untersuchung der variablen rationalen Partisantheo- rie von Heckelman (2001a). In einem ersten Schritt wurde mit Hilfe des Modells von Heckelman gezeigt, dass bei unsicheren Wahlterminen Wahlunsicherheit zu jedem Zeitpunkt in der Legis- laturperiode besteht. Wahlüberraschung kann hierbei aufgrund überraschender Wahlergebnisse

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Schlussbemerkungen

Die vorliegende Arbeit verfolgte drei Ziele. Erstens eine systematische Aufarbeitung der vor-handenen theoretischen und empirischen Literatur zu politischen Konjunkturzyklen. Zweitensdie Erweiterung der bestehenden Literatur zu rationalen ideologischen Konjunkturzyklen um dieexplizite Modellierung des Grades der Wahlausgangs- und Wahlzeitpunktüberraschung. Drittensdie Vervollständigung der bestehenden Literatur zu opportunistischen Wahlzyklen in fiskalpoli-tischen Variablen um die politische Notwendigkeit zur Erzeugung solcher Zyklen.

Im Kapitel 2 wurde zunächst eine inhaltliche Einordnung des Begriff eines politischen Kon-junkturzyklus vorgenommen. Dabei wurden die vorhandenen Erklärungsansätze gemäß der an-genommenen Form der Erwartungsbildung und dem Handlungsmotiv der Politiker in adaptiv-opportunistische, adaptiv-ideologische, rational-opportunistische und rational-ideologische Model-le gegliedert. Anschließend wurde die jeweilige modelltheoretische Grundidee und die dazugehö-rige empirische Literatur vorgestellt. Hierbei zeigte sich, dass die empirische Literatur zu politi-schen Konjunkturzyklen noch weit von einem Konsens entfernt ist. Ein zentraler Kritikpunkt desKapitels war die zum Teil ungeeignete ökonometrische Abbildung wesentlicher Kernpunkte dertheoretischen Modelle. Insbesondere konnte gezeigt werden, dass der Grad der Wahlüberraschungin der Überprüfung von RPT-Modellen häufig nicht oder nur ungenügend Berücksichtigung fin-det. Diese Kritik bildete den Ausgangspunkt für die Kapitel 3 und 4.

Gegenstand des Kapitels 3 war eine ökonometrische Untersuchung der rationalen Partisan-theorie von Alesina (1987). Hierzu wurden mit dem Modell von Alesina empirisch testbare Ar-beitshypothesen hergeleitet. Es konnte gezeigt werden, dass theoretisch Linksregierungen höhereInflationsraten erzeugen als Rechtsregierungen. Nach der Wahl einer Rechtspartei sollte die Ar-beitslosigkeit temporär steigen und nach der Wahl einer Linkspartei sollte die Arbeitslosigkeittemporär sinken. Dabei war das Ausmaß der ökonomischen Fluktuation maßgeblich abhängigvom Grad der zum Wahltermin herrschenden Wahlüberraschung. Um dieses Kernelement derrationalen Partisantheorie in der empirischen Analyse geeignet abbilden zu können, wurden ausWahlumfragedaten der herrschende Grad der Wahlunsicherheit im Vorwahljahr geschätzt. An-schließend wurde aus den gewonnenen Informationen eine Wahlvariable konstruiert, um daraufaufbauend die RPT-Hypothesen in einem Panel von 8 OECD-Staaten zu überprüfen. Im Ergeb-nis konnte für die Länder Australien, Deutschland, Frankreich, Großbritannien, Irland, Kanada,Schweden und die Vereinigten Staaten von Amerika positive Evidenz für die Theorie von Alesinain Arbeitslosenquoten und Inflationsraten gefunden werden. Eine Vielzahl an Robustheitstestsbestätigten die Resultate. Der zentrale wissenschaftliche Beitrag des Kapitels ist die explizi-te Modellierung des Grades der Wahlüberraschung aus Wahlumfragedaten. Damit konnte eineerhebliche Schwäche vorhandener Studien behoben werden. Allerdings blieb in diesem Kapiteleine zweite Form der Wahlunsicherheit zunächst unberücksichtigt: Die Unsicherheit über denWahlzeitpunkt.

Das Kapitel 4 beinhaltet eine empirische Untersuchung der variablen rationalen Partisantheo-rie von Heckelman (2001a). In einem ersten Schritt wurde mit Hilfe des Modells von Heckelmangezeigt, dass bei unsicheren Wahlterminen Wahlunsicherheit zu jedem Zeitpunkt in der Legis-laturperiode besteht. Wahlüberraschung kann hierbei aufgrund überraschender Wahlergebnisse

134 6. Schlussbemerkungen

oder aufgrund überraschender Wahltermine entstehen. Um diesen Punkt geeignet in der empiri-schen Analyse abbilden zu können, wurden beide Formen der Wahlüberraschung in einem Schätz-ansatz integriert. Im Ergebnis konnte gezeigt werden, dass für ein Panel von 6 OECD-Länderndie Hypothesen der VRPT nicht abgelehnt werden können. Der zentrale wissenschaftliche Beitragdes Kapitels ist die Berücksichtigung der Wahlzeitpunktunsicherheit und der Wahlausgangsun-sicherheit in einem integrierten Schätzansatz und somit die Öffnung der empirischen Analyse fürLänder mit variablen Wahlterminen.

Wie die abschließenden kritischen Diskussionen der jeweiligen Kapitel gezeigt haben, ist derForschungsbedarf in diesem Bereich noch nicht endgültig gedeckt. Zwei Punkte sollen an dieserStelle herausgegriffen werden. Zwar wurden die Formen der Wahlunsicherheit geeignet modelliert,gleichzeitig wurde aber vereinfachend angenommen, dass sich die ideologische Distanz zwischenden Parteien in der Zeit nicht verändert hat. Neben der Wahlüberraschung ist das zweite Ele-ment für das Ausmaß ökonomischer Fluktuation die ideologische Distanz zwischen den Parteien.Die in der Arbeit gewählte Einordnung in ein konstantes Rechts-Linksspektrum gibt die politi-sche Realität eventuell nicht trennscharf genug wieder. In diesem Bereich besteht noch weitererForschungsbedarf. Ein zweiter, nur rudimentär modellierter Punkt ist der Grad der Zentral-bankunabhängigkeit. Obwohl die meisten der berücksichtigten Länder relativ unabhängige Zen-tralbanken aufweisen, konnten Partisaneffekte aus einem monetären Transmissionskanal herausnachgewiesen werden. Dieses Ergebnis zeigt, dass der Grad der Zentralbankunabhängigkeit imSinne von Rogoff (1985) nicht hoch genug ist, um politische Einflussnahme zu verhindern.1 DaWahlen ein relativ seltenes Ereignis sind, kann das vorhandene Sample nicht in mehrere Sub-perioden unterteilt werden. Zur Überprüfung einer möglicherweise im Zeitverlauf abnehmendenpolitischen Einflussnahme könnte ein zeitvarianter Zentralbankunabhängigkeitindex verwendetwerden. Dieser ist bisher in der Literatur noch nicht verfügbar.

Gegenstand des Kapitels 5 war eine empirische Untersuchung von aus dem Wiederwahlmotivder Politiker resultierenden Wahleffekten in fiskalpolitischen Variablen. Während die vorhandeneempirische Literatur fast ausschließlich einen nicht auf die Popularität der Regierung bedingtenVor- oder Nachwahleinfluss auf fiskalpolitische Variablen untersucht, zeigt anekdotische Evidenz,dass dieses Vorgehen die empirische Analyse in unzulässiger Weise verkürzt. Mit Verwendungvon Wahlumfragedaten wurden die Wiederwahlwahrscheinlichkeiten amtierender Regierungengeschätzt. Dabei konnte gezeigt werden, dass das Abwahlrisiko in den untersuchten Ländern beiverschiedenen Wahlen sehr stark variiert. Mit Hilfe der geschätzten Wiederwahlwahrscheinlichkei-ten wurden verschiedene Wahlvariablen kodiert, welche unterschiedliche Konzepte der politischenNotwendigkeit der Wahlbeeinflussung modellieren. Als Resultat konnte empirische Evidenz füreinen Wahleinfluss in Abhängigkeit der Wiederwahlchance gefunden werden. Dabei zeigte sich,dass Regierungen, welche sich einem mittleren Abwahlrisiko ausgesetzt sehen, die Staatseinnah-men bei Konstanz der Staatsausgaben reduzieren und somit die Staatsverschuldung im Wahljahrerhöhen. Im Gegensatz zu vorhandenen Studien konnten keine Wahleffekte in der Zusammenset-zung der Staatsausgaben gefunden werden. Der zentrale wissenschaftliche Beitrag dieses Kapitels

1 Eine alternative Interpretation könnte sein, dass die Präferenzen der eingesetzten Zentralbanker sichnicht weit genug von denen der Regierung unterscheiden. In diesem Fall spielt die Unabhängigkeit derZentralbank keine Rolle.

6. Schlussbemerkungen 135

ist die Berücksichtigung der politischen Notwendigkeit in der Analyse opportunistischer Wahlzy-klen in fiskalpolitischen Variablen. Eine methodische Einschränkung, die der vorliegenden Unter-suchung zur Last gelegt werden kann, ist die Nicht-Diskriminierung der unterschiedlichen theore-tisch möglichen Gleichgewichte in der empirischen Analyse. Eine Unterscheidung von Separating-bzw. Poolinggleichgewichten lässt der gewählte Schätzansatz nicht zu. Dennoch konnte mit derexpliziten Modellierung des Abwahlrisikos in der Analyse opportunistischer Konjunkturzyklenein Beitrag zur vorhandenen Literatur geleistet werden, und somit die Literatur ein Stückweitnäher an die ökonomische und politische Realität angepasst werden.

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Stationaritätstests

Tabelle 1: Panelstationaritätstests der zyklischen Komponente der Arbeitslosenquoten

Methode Statistik I Wkt. Statistik II Wkt. Statistic III Wkt.(1) Levin, Lin, Chu Test -3,1138 0,0009 -4,4049 0,0000 -15,5246 0,0000(2) Breitung Test -13,4386 0,0000 -13,0783 0,0000 -15,6868 0,0000(3) Im, Pesaran, Shin Test -13,7178 0,0000 -12,8553 0,0000 – –(4) ADF-Fisher Test 227,610 0,0000 191,612 0,0000 282,632 0,0000(5) PP-Fisher Test 205,532 0,0000 171,986 0,0000 258,690 0,0000(6) Hadri Test -2,8591 0,9979 -3,4309 0,9997 – –Anmerkung: Test (1), (2) und (6) unterstellen einen gemeinsamen Unit-Root-Prozess. Test (3), (4) und(5) erlauben für einen individuellen Unit-Root-Prozess. Statistik I berücksichtigt individuelle Effekte, Sta-tistik II berücksichtigt individuelle Effekte und einen linearen Zeittrend, Statistik III berücksichtigt keineexogenen Effekte im Testdesign. Die Tests (1) bis (5) haben als Nullhypothese die einer Unit Root. Test(6) hat die Nullhypothese das keine Unit Root vorliegt. Die Anzahl der Verzögerten endogenen Variablenist auf Basis des Schwarz Information Kriteriums bestimmt. Die Wahrscheinlichkeiten für den Fisher-Test ergeben sich aus einer asymptotischen Chi-Quadrat-Verteilung. Alle anderen Tests unterstellen eineasymptotische Normalverteilung.

Tabelle 2: Panelstationaritätstests der ersten Differenzen der Arbeitslosenquoten

Methode Statistik I Wkt. Statistik II Wkt. Statistik III Wkt.(1) Levin, Lin, Chu Test -15,2001 0,0000 -22,5176 0,0000 -20,1670 0,0000(2) Breitung Test -15,5010 0,0000 -12,9174 0,0000 -16,7446 0,0000(3) Im, Pesaran, Shin Test -20,4365 0,0000 -20,7847 0,0000 – –(4) ADF-Fisher Test 401,121 0,0000 423,289 0,0000 452,258 0,0000(5) PP-Fisher Test 1168,45 0,0000 1568,45 0,0000 1266,51 0,0000(6) Hadri Test 2,6792 0,0037 1,6689 0,0476 – –Anmerkung: Für eine Beschreibung der einzelnen Test vgl. die Tabellenunterschrift von Tabelle 1.

150

Tabelle 3: Panelstationaritätstests der Arbeitslosenquoten

Methode Statistik I Wkt. Statistik II Wkt. Statistik III Wkt.(1) Levin, Lin, Chu Test -1,65441 0,0490 -1,6047 0,0543 -0,1490 0,4408(2) Im, Pesaran, Shin Test -0,6329 0,2634 -0,2084 0,6944 – –(3) ADF-Fisher Test 13,0569 0,3649 8,0964 0.7776 6,8511 0,8673(4) PP-Fisher Test 8,88676 0,7142 4,4531 0.9738 5,2236 0,9501(5) Hadri Test 27,1678 0,0000 20,9747 0,0000 – –Anmerkung: Test (1) und (5) unterstellen einen gemeinsamen Unit-Root-Prozess. Test (2), (3) und (4)erlauben für einen individuellen Unit-Root-Prozess. Statistik I berücksichtigt individuelle Effekte, Stati-stik II berücksichtigt individuelle Effekte und einen linearen Zeittrend, Statistik III berücksichtigt keineexogenen Effekte im Testdesign. Die Tests (1) bis (4) haben als Nullhypothese die einer Unit Root. Test(5) hat die Nullhypothese das keine Unit Root vorliegt. Die Anzahl der Verzögerten endogenen Variablenist auf Basis des Schwarz Information Kriteriums bestimmt. Die Wahrscheinlichkeiten für den Fisher-Test ergeben sich aus einer asymptotischen Chi-Quadrat-Verteilung. Alle anderen Tests unterstellen eineasymptotische Normalverteilung.

Tabelle 4: Panelstationaritätstests der ersten Differenzen der Arbeitslosenquoten

Methode Statistik I Wkt. Statistik II Wkt. Statistik III Wkt.(1) Levin, Lin, Chu Test -5,5055 0,0000 -8,0927 0,0000 -12,4037 0,0000(2) Im, Pesaran, Shin Test -12,6308 0,0000 -12,1450 0,0000 – –(3) ADF-Fisher Test 193,597 0,0000 171,014 0,0000 22,835 0,0000(4) PP-Fisher Test 907,393 0,0000 1200,86 0,0000 999,453 0,0000(5) Hadri Test 0,7408 0,2294 -0,1044 0,5416 – –Anmerkung: Anmerkung: Für eine Beschreibung der einzelnen Test vgl. die Tabellenunterschrift vonTabelle 3.

Politische Daten

152

Tabelle 5: Wahltermine und Wahlausgang I

Datum Wahlausgang Datum WahlausgangAustralien

November 1966 Rechts Oktober 1969 RechtsDezember 1972 Links Mai 1974 LinksDezember 1975 Rechts Dezember 1977 RechtsOktober 1980 Rechts März 1983 LinksDezember 1984 Links Juli 1987 LinksMärz 1990 Links März 1993 LinksMärz 1996 Rechts Oktober 1998 RechtsNovember 2001 Rechts Oktober 2004 Rechts

DänemarkNovember 1960 Links September 1964 LinksNovember 1966 Links Januar 1968 RechtsSeptember 1971 Links Dezember 1973 RechtsJanuar 1975 Links Februar 1977 LinksOktober 1979 Links Dezember 1981 LinksSeptember 1982* Rechts Januar 1984 RechtsSeptember 1987 Rechts Mai 1988 RechtsDezember 1990 Rechts Januar 1993* LinksSeptember 1994 Links März 1998 LinksNovember 2001 Rechts Februar 2005 Rechts

DeutschlandSeptember 1957 Rechts September 1961 RechtsSeptember 1965 Rechts September 1969 LinksNovember 1972 Links Oktober 1976 LinksOktober 1980 Links Oktober 1982* RechtsMärz 1983 Rechts Januar 1987 RechtsDezember 1990 Rechts Oktober 1994 RechtsSeptember 1998 Links September 2002 —September 2005 —

FinnlandJuli 1958 Rechts Februar 1962 LinksDezember 1964* Rechts März 1966 LinksMärz 1970 Links Januar 1972 LinksSeptember 1975 Links September 1976* RechtsMärz 1979 Links März 1983 RechtsMärz 1987 Rechts März 1991 RechtsMärz 1995 Links März 1999 LinksAnmerkung: Die Wahltermine, die Wahlergebnisse und die Klassifikationder Parteien in das Links-Rechts-Spektrum sind Banks (1994), von vonBeyme (1985), Caramani (2000) und Ismayr (2003) entnommen. Bei Ko-alitionsregierungen, mit Beteiligung von Parteien aus beiden Lagern, er-folgt die Zuordnung der Regierung anhand der politischen Orientierungdes Regierungschefs. Regierungswechsel ohne Wahl sind mit * gekenn-zeichnet. Wahltermine ohne Benennung des Wahlausganges (—) werdenausschließlich in Kapitel 5 verwendet.

153

Datum Wahlausgang Datum WahlausgangFrankreich

November 1958 Rechts November 1962 RechtsMärz 1967 Rechts März 1968 RechtsMärz 1973 Rechts März 1978 RechtsJuni 1981 Links März 1986 RechtsJuni 1988 Links März 1993 RechtsMai 1997 Links Juni 2002 —Juni 2007 —

GroßbritannienOktober 1959 Rechts Oktober 1964 LinksMärz 1966 Links Juni 1970 RechtsFebruar 1974 Links Mai 1979 RechtsJuni 1983 Rechts Juni 1987 RechtsApril 1992 Rechts Mai 1997 LinksJuni 2001 Links Mai 2005 Links

IrlandMärz 1957 Rechts Oktober 1961 RechtsApril 1965 Rechts Juni 1969 RechtsFebruar 1973 Links Juni 1977 RechtsJuni 1981 Links Februar 1982 RechtsNovember 1982 Links Februar 1987 RechtsJuni 1989 Rechts November 1992 LinksNovember 1994* Links Juni 1997 RechtsMai 2002 — Mai 2007 —

KanadaMärz 1958 Rechts Juni 1962 RechtsMärz 1963 Links Oktober 1965 LinksJuni 1968 Links Oktober 1968 LinksJuli 1974 Links Mai 1979 RechtsFebruar 1980 Links September 1984 RechtsNovember 1988 Rechts Oktober 1993 LinksJuni 1997 Links November 2000 LinksJuni 2004 Links Januar 2006 —

LuxemburgFebruar 1959 Links Juni 1964 LinksDezember 1968 Links Mai 1974 RechtsJuni 1979 Links Juni 1984 LinksJuni 1989 Links Juni 1994 LinksJuni 1999 Links Juni 2006 —

NiederlandeMärz 1959 Rechts Mai 1963 RechtsFebruar 1967 Rechts März 1971 LinksNovember 1972 Links Mai 1977 RechtsMai 1981 Rechts September 1982 RechtsMai 1986 Rechts September 1989 RechtsMai 1994 Links Mai 1998 LinksAnmerkung: Siehe Tabelle 5.

154

Datum Wahlausgang Datum WahlausgangNorwegen

Oktober 1957 Links September 1961 LinksAugust 1963* Rechts September 1963* LinksSeptember 1965 Rechts September 1969 RechtsMärz 1971* Links Oktober 1972* RechtsSeptember 1973 Links September 1977 LinksSeptember 1981 Rechts September 1985 LinksMai 1986* Links September 1989 RechtsNovember 1990* Links September 1993 LinksSeptember 1997 Rechts September 2001 Rechts

ÖsterreichMai 1959 Rechts Oktober 1962 RechtsMärz 1966 Rechts März 1970 LinksOctober 1971 Links Oktober 1975 LinksMai 1979 Links April 1979 LinksApril 1983 Links November 1986 LinksOktober 1990 Links Oktober 1994 LinksDezember 1995 Links Oktober 1999 Rechts

PortugalApril 1983 Links Oktober 1985 RechtsJuli 1987 Rechts Oktober 1991 RechtsOktober 1995 Links Oktober 1999 Links

SchwedenSeptember 1960 Links September 1964 LinksSeptember 1968 Links September 1970 LinksSeptember 1973 Links September 1976 RechtsSeptember 1979 Rechts September 1982 LinksSeptember 1985 Links September 1988 LinksSeptember 1991 Rechts September 1994 LinksSeptember 1998 Links September 2002 LinksSeptember 2006 Rechts

SpanienJuni 1977 Rechts März 1979 RechtsOktober 1982 Links Juni 1986 LinksOktober 1989 Links Juni 1993 LinksMärz 1996 Rechts März 2000 Rechts

Vereinigte Staaten von AmerikaNovember 1960 Links November 1964 LinksNovember 1968 Rechts November 1972 RechtsNovember 1976 Links November 1980 RechtsNovember 1984 Rechts November 1988 RechtsNovember 1992 Links November 1996 LinksNovember 2000 Rechts November 2004 RechtsAnmerkung: Siehe Tabelle 5.

155

Tabelle 6: Einordnung der Parteien

Partei EinordnungAustralien

Australian Labor Party LinksLiberal Party RechtsNational Party of Australia Rechts

DänemarkSocial Democrats LinksSocialist People’s Party LinksConservative People’s Party RechtsLiberals Rechts

DeutschlandSozialdemokratische Partei Deutschlands LinksChristlich-Demokratische Union RechtsChristlich Soziale Union in Bayern Rechts

FinnlandSocial Democratic Party of Finland LinksLeft Alliance LinksCentre Party RechtsNational Coalition Party Rechts

FrankreichSocialist Party LinksFrench Communist Party LinksUnion for a Popular Movement RechtsNational Front Rechts

GroßbritannienLabour LinksConservative Rechts

IrlandLabour Party LinksFine Gael LinksFianna Fáil RechtsProgressive Democrats Rechts

KanadaLiberal Party of Canada LinksNew Democratic Party LinksConservative Party of Canada RechtsProgressive Conservative Party of Canada Rechts

156

Partei EinordnungLuxemburg

Luxembourg Socialist Workers’ Party LinksChristian Social People’s Party RechtsDemocratic Party Rechts

NiederlandeLabour Party LinksSocialist Party LinksPeople’s Party for Freedom and Democracy RechtsChristian Democratic Appeal Rechts

NorwegenNorwegian Labour Party LinksSocialist Left Party LinksProgress Party RechtsConservative Party Rechts

ÖsterreichSocial Democratic Party of Austria LinksAustrian People’s Party Rechts

PortugalSocialist Party LinksSocial Democratic Party RechtsNew Democracy Rechts

SchwedenSwedish Social Democratic Party LinksModerate Party RechtsCentre Party RechtsChristian Democrats Rechts

SpanienSpanish Socialist Workers’ Party LinksPeople’s Party Rechts

Vereinigte Staaten von AmerikaDemocratic Party LinksRepublican Party Rechts

Wahlsiegwahrscheinlichkeiten

158

Tabelle7:

Wahlsiegw

ahrscheinlichkeitender

Am

tsinhabers

Australien

Wahljahr

19661969

19721974

19751977

19801983

19841987

19901993

19961998

20012004

Wahlsiegw

kt.0,91

0,620,45

0,520,25

0,620,59

0,430,90

0,590,62

0,480,38

0,510,33

0,55D

eutschlandW

ahljahr1965

19691972

19761980

19831987

19901994

1998W

ahlsiegwkt.

0,820,37

0,820,59

0,780,26

0,700,71

0,560,24

Kanada

Wahljahr

19791980

19841988

19931997

20002004

Wahlsiegw

kt.0,93

0,220,22

0,530,07

0,980,98

0,96FrankreichW

ahljahr1981

19861988

19931997

Wahlsiegw

kt.0,03

0,740,37

0,560,02

IrlandW

ahljahr1977

19811982

19821987

19891992

1997W

ahlsiegwkt.

0,000,98

0,130,93

0,200,98

0,990,98

Schweden

Wahljahr

19681970

19731976

19791982

19851988

19911994

19982002

Wahlsiegw

kt.0,59

0,820,47

0,500,59

0,370,59

0,780,37

0,120,79

0,94G

roßbritannienW

ahljahr1983

19871992

19972001

Wahlsiegw

kt.0,92

0,730,55

0,060,95

Vereinigte

StaatenW

ahljahr1964

19681972

19761980

19841988

19921996

20002004

Wahlsiegw

kt.1,00

0,390,97

0,270,82

0,880,65

0,510,91

0,390,65

Wiederwahlwahrscheinlichkeiten

Tabelle 8: Schätzergebnisse der binär-logistischen Regression II

Variable KoeffizientKonstante -3,855

(1, 66)∗∗

durchschnitt. Stimmenanteil des Amtsinhabers 8,624(3, 323)∗∗∗

Beobachtungszahl 87Log-likelihood 108,521Chi2 5,841Nagelkerkes R2 0,118Anmerkung: In Klammern sind die Standardfehler dargestellt. */**/***kennzeichnet ein 90%/95%/99%-Signifikanzniveau.

160

Tabelle9:

Wiederw

ahlwahrscheinlichkeiten

derA

mtsinhabers

Australien

Wahljahr

19691972

19741975

19771980

19831984

19871990

19931996

19982001

2004W

ahlsiegwkt.

0,640,53

0,560,71

0,600,60

0,670,44

0,650,63

0,700,68

0,590,74

0,64D

änemark

Wahljahr

19601964

19661968

19711973

19751977

19791981

19841987

19901994

19982001

2005W

ahlsiegwkt.

0,670,65

0,620,67

0,410,82

0,340,80

0,860,80

0,610,61

0,520,57

0,550,53

0,58D

eutschlandW

ahljahr1965

19691972

19761980

19831987

19901994

19982002

2005W

ahlsiegwkt.

0,590,53

0,720,60

0,660,39

0,620,62

0,540,47

0,550,53

FrankreichW

ahljahr1981

19861988

19931997

2002W

ahlsiegwkt.

0,330,75

0,500,66

0,260,74

Großbritannien

Wahljahr

19831987

19921997

20012005

Wahlsiegw

kt.0,77

0,590,59

0,310,77

0,74IrlandW

ahljahr1977

19811989

19921997

Wahlsiegw

kt.0,16

0,860,84

0,880,30

Kanada

Wahljahr

19791980

19841988

20042006

Wahlsiegw

kt.0,81

0,540,39

0,510,86

0,83Schw

edenW

ahljahr1968

19701973

19761979

19821985

19881991

19941998

20022006

Wahlsiegw

kt.0,58

0,710,56

0,590,59

0,520,57

0,670,49

0,390,65

0,780,56

Vereinigte

StaatenW

ahljahr1976

19801984

19881996

20002004

Wahlsiegw

kt.0,54

0,800,84

0,690,60

0,740,53

0,61

Robustheitstests

Tabelle 10: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (OLS, k=12)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,02319 -0,02153 -0,02218 -0,01934 -0,01891

(1, 85)∗ (1, 70)∗ (1, 71)∗ (1, 54) (1, 54)

OIL 0,03202 0,03486 0,03757 0,03756 0,04145(2, 06)∗∗ (2, 19)∗∗ (2, 28)∗∗ (2, 30)∗∗ (2, 54)∗∗∗

EMU -0,02679 -0,02827 -0,02813 -0,02919 -0,02796(3, 05)∗∗∗ (3, 15)∗∗∗ (3, 11)∗∗∗ (3, 23)∗∗∗ (3, 23)∗∗∗

S12,t−x 0,07828 0,07109 0,06688 0,01396 0,02149(3, 66)∗∗∗ (3, 06)∗∗∗ (2, 73)∗∗∗ (0, 33) (0, 48)

Adj. R2 0,9969 0,9968 0,9968 0,9967 0,9968Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

162

Tabelle 11: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (OLS, k=18)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,02283 -0,02125 -0,02231 -0,001947 -0,02117

(1, 88)∗ (1, 73)∗ (1, 77)∗ (1, 60) (1, 74)∗

OIL 0,03539 0,03873 0,04134 0,03865 0,04086(2, 25)∗∗ (2, 39)∗∗ (2, 47)∗∗ (2, 41)∗∗ (2, 50)∗∗

EMU -0,02497 -0,02570 -0,002543 -0,02645 -0,02638(2, 97)∗∗∗ (2, 99)∗∗∗ (2, 95)∗∗∗ (3, 10)∗∗∗ (3, 12)∗∗∗

S18,t−x 0,07165 0,06516 0,063395 0,01139 0,01484(3, 76)∗∗∗ (3, 26)∗∗∗ (3, 00)∗∗∗ (0, 40) (0, 47)

Adj. R2 0,9969 0,9969 0,9969 0,9968 0,9968Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

Tabelle 12: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (OLS, k=24)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,02412 -0,02230 -0,02225 -0,01833 -0,01814

(1, 94)∗ (1, 76)∗ (1, 72)∗ (1, 48) (1, 50)

OIL 0,03617 0,03862 0,04047 0,03796 0,04132(2, 28)∗∗ (2, 36)∗∗ (2, 41)∗∗ (2, 35)∗∗ (2, 52)∗∗

EMU -0,02594 -0,002753 -0,02777 -0,02941 -0,02866(2, 99)∗∗∗ (3, 11)∗∗∗ (3, 11)∗∗∗ (3, 56)∗∗∗ (3, 34)∗∗∗

S24,t−x 0,07104 0,05124 0,04819 0,00251 -0,00378(3, 95)∗∗∗ (2, 73)∗∗∗ (2, 55)∗∗ (0, 11) (0, 15)

Adj. R2 0,9969 0,9969 0,9968 0,9968 0,9969Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

163

Tabelle 13: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (CYCLE, k=12)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,00675 -0,00445 -0,00486 -0,00266 -0,00383

(1, 73)∗ (0, 94) (0, 38) (0, 59) (1, 04)

OIL 0,00694 0,00644 0,00711 0,00805 0,01019(0, 39) (0, 36) (0, 38) (0, 41) (0, 55)

EMU -0,00205 -0,0029 -0,00254 -0,00150 -0,00152(1, 36) (1, 66)∗ (1, 73)∗ (1, 38) (1, 42)

S12,t−x 0,01963 0,04089 0,0555 0,01699 0,01681(0, 95) (2, 75)∗∗∗ (1, 97)∗∗ (0, 52) (0, 49)

Adj. R2 0,8309 0,8309 0,8307 0,8292 0,8341Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

Tabelle 14: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (CYCLE, k=18)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,00614 -0,00428 -0,00494 -0,00288 -0,00403

(0, 92) (0, 63) (0, 71) (0, 40) (0, 54)

OIL 0,00445 0,00531 0,00672 0,00622 0,00821(0, 37) (0, 43) (0, 71) (0, 49) (0, 65)

EMU -0,00171 -0,00198 -0,00245 -0,00125 0,00133(0, 33) (0, 38) (0, 48) (0, 24) (0, 26)

S18,t−x 0,02882 0,03984 0,05490 0,01947 0,02214(2, 25)∗∗ (2, 89)∗∗∗ (3, 38)∗∗∗ (0, 72) (0, 81)

Adj. R2 0,8341 0,8345 0,8350 0,8342 0,8346Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

164

Tabelle 15: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (CYCLE, k=24)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,00639 -0,00474 -0,00481 -0,00217 -0,00417

(1, 21) (0, 82) (0, 75) (0, 44) (1, 19)

OIL 0,00674 0,00774 0,00894 0,00854 0,01016(0, 39) (0, 43) (0, 47) (0, 44) (0, 55)

EMU -0,00274 -0,00288 -0,00327 -0,00181 -0,00148(1, 67)∗ (1, 80)∗ (1, 80)∗ (1, 62) (1, 36)

S24,t−x 0,04011 0,04248 0,05298 0,02014 0,00686(3, 59)∗∗∗ (3, 08)∗∗∗ (2, 49)∗∗ (1, 15) (0, 39)

Adj. R2 0,8318 0,8314 0,8311 0,8293 0,8342Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

Tabelle 16: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (DIFF, k=12)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW 0,01767 0,02728 0,02941 0,04432 0,01624

(1, 43) (2, 44)∗∗ (2, 31)∗∗ (2, 80)∗∗∗ (1, 01)

OIL 0,06873 0,05721 0,04838 0,06294 0,09491(3, 16)∗∗∗ (2, 46)∗∗ (1, 88)∗ (2, 36)∗∗ (3, 14)∗∗∗

EMU -0,02925 -0,03469 -0,02974 -0,04383 -0,03383(2, 41)∗∗ (2, 46)∗∗ (2, 01)∗∗ (3, 06)∗∗∗ (2, 23)∗∗

S12,t−x 0,07608 0,09067 0,08169 0,02472 0,01809(3, 57)∗∗∗ (3, 37)∗∗∗ (3, 18)∗∗∗ (0, 80) (0, 58)

Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

165

Tabelle 17: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (DIFF, k=18)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW 0,01992 0,02575 0,02029 0,02484 0,01722

(1, 94)∗ (2, 38)∗∗ (1, 70)∗ (1, 86)∗ (1, 32)

OIL 0,06055 0,07407 0,08395 0,07315 0,05974(2, 80)∗∗∗ (3, 18)∗∗∗ (3, 25)∗∗∗ (2, 99)∗∗∗ (2, 36)∗∗

EMU -0,02602 -0,03521 -0,03053 -0,02815 -0,02349(2, 19)∗∗ (2, 79)∗∗∗ (2, 36)∗∗ (2, 40)∗∗ (2, 02)∗∗

S18,t−x 0,07022 0,07064 0,06341 0,00721 0,00532(3, 89)∗∗∗ (3, 39)∗∗∗ (2, 87)∗∗∗ (0, 25) (0, 16)

Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

Tabelle 18: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (DIFF, k=24)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW 0,01604 0,01718 0,02014 0,01773 0,00422

(1, 68)∗ (1, 76)∗ (1, 99)∗∗ (1, 68)∗∗ (0, 41)

OIL 0,07547 0,07855 0,06064 0,04692 0,04251(3, 99)∗∗∗ (3, 97)∗∗∗ (2, 99)∗∗∗ (2, 38)∗∗ (2, 11)∗∗

EMU -0,02773 -0,02568 -0,02318 -0,02222 -0,02307(3, 04)∗∗∗ (2, 78)∗∗∗ (2, 50)∗∗ (2, 45)∗∗ (2, 61)∗∗∗

S24,t−x 0,06495 0,04598 0,04023 -0,00421 -0,01196(3, 99)∗∗∗ (2, 75)∗∗∗ (2, 42)∗∗ (0, 24) (0, 65)

Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

166

Tabelle 19: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (AR(1), k=12)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,05497 -0,05222 0,00256 -0,04210 -0,04875

(1, 85)∗ (1, 76)∗ (0, 43) (1, 35) (1, 53)

OIL 0,08255 0,08249 0,00032 0,09450 0,10008(2, 54)∗∗ (2, 54)∗∗ (0, 04) (2, 78)∗∗ (2, 91)∗∗∗

EMU -0,08381 -0,08492 0,00609 -0,08469 -0,08491(2, 23)∗∗ (3, 49)∗∗∗ (1, 33) (3, 42)∗∗∗ (3, 42)∗∗∗

S12,t−x 0,10106 0,13811 0,00343 0,00686 0,06819(2, 23)∗∗ (3, 93)∗∗∗ (0, 71) (0, 16) (1, 34)

Adj. R2 0,9968 0,9968 0,9942 0,9968 0,9968Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

Tabelle 20: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (AR(1), k=18)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,05279 -0,01075 -0,050922 -0,04987 -0,05463

(1, 84)∗ (0, 95) (1, 75)∗ (1, 64) (1, 77)∗

OIL 0,08631 0,026481 0,09168 0,0948 0,10005(2, 67)∗∗∗ (1, 66)∗ (2, 78)∗∗∗ (2, 76)∗∗∗ (2, 91)∗∗∗

EMU -0,07737 -0,01681 -0,07707 -0,07963 -0,07921(3, 23)∗∗∗ (1, 92)∗ (3, 26)∗∗∗ (3, 26)∗∗∗ (3, 23)∗∗∗

S18,t−x 0,13155 0,04109 0,12304 0,02748 0,07225(3, 37)∗∗∗ (2, 38)∗∗ (3, 19)∗∗∗ (0, 69) (1, 71)∗

Adj. R2 0,9969 0,9965 0,9968 0,9967 0,9967Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

167

Tabelle 21: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (AR(1), k=24)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,05509 -0,05361 -0,05139 -0,04074 -0,04799

(1, 92)∗ (1, 84)∗ (1, 73)∗ (1, 33) (1, 53)

OIL 0,08633 0,08855 0,09008 0,09609 0,09962(2, 68)∗∗∗ (2, 73)∗∗∗ (2, 73)∗∗∗ (2, 83)∗∗∗ (2, 89)∗∗∗

EMU -0,07947 -0,0829 -0,08314 -0,08436 -0,08543(3, 31)∗∗∗ (3, 44)∗∗∗ (3, 46)∗∗∗ (3, 46)∗∗∗ (3, 45)∗∗∗

S24,t−x 0,15108 0,12064 0,11695 0,01383 0,01696(3, 83)∗∗∗ (3, 69)∗∗∗ (3, 39) (0, 39) (0, 42)

Adj. R2 0,9968 0,9968 0,9968 0,9968 0,9968Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

Tabelle 22: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (LSDV, k=12)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,02215 -0,02251 -0,02326 -0,02438 -0,02395

(1, 89)∗ (1, 93)∗ (1, 98)∗∗ (2, 04)∗∗ (2, 01)∗∗

OIL 0,03374 0,03596 0,03837 0,03718 0,04097(2, 22)∗∗ (2, 34)∗∗ (2, 45) (2, 37)∗∗ (2, 62)∗∗∗

EMU -0,02643 -0,00271 -0,002672 -0,02630 -0,02532(3, 23)∗∗∗ (3, 34)∗∗∗ (3, 32)∗∗∗ (3, 28)∗∗∗ (3, 21)∗∗∗

S12,t−x 0,07517 0,06785 0,06375 0,01269 0,02088(4, 17)∗∗∗ (3, 85)∗∗∗ (3, 43)∗∗∗ ()0,54 (0, 75)

Adj. R2 0,9939 0,9939 0,9939 0,9939 0,9941Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

168

Tabelle 23: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (LSDV, k=18)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,02149 -0,02155 -0,02227 -0,02297 -0,02430

(1, 89)∗ (1, 89)∗ (1, 95)∗ (1, 98)∗∗ (2, 09)∗∗

OIL 0,03691 0,03974 0,04223 0,03851 0,04108(2, 43)∗∗ (2, 57)∗∗ (2, 69)∗∗∗ (2, 48)∗∗ (2, 63)∗∗∗

EMU -0,02499 -0,02506 -0,02432 -0,02426 -0,02423(3, 15)∗∗∗ (3, 17)∗∗∗ (3, 14)∗∗∗ (3, 10)∗∗∗ (3, 11)∗∗∗

S18,t−x 0,06806 0,06184 0,06009 0,00971 0,01351(4, 57)∗∗∗ (4, 06)∗∗∗ (3, 29)∗∗∗ (0, 49) (0, 66)

Adj. R2 0,9943 0,9942 0,9942 0,9942 0,9942Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

Tabelle 24: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (LSDV, k=24)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,02214 -0,02301 -0,02354 -0,02418 -0,02409

(1, 93)∗ (1, 99)∗∗ (2, 03)∗∗ (2, 05)∗∗ (2, 05)∗∗

OIL 0,03793 0,03945 0,04085 0,03702 0,04018(2, 49)∗∗ (2, 55)∗∗ (2, 59)∗∗∗ (2, 37)∗∗ (2, 57)∗∗

EMU -0,02596 -0,02658 -0,02643 -0,02646 -0,02582(3, 22)∗∗∗ (3, 32)∗∗∗ (3, 31) (3, 33)∗∗∗ (3, 29)∗∗∗

S24,t−x 0,06675 0,04773 0,04507 0,00171 -0,00413(4, 31)∗∗∗ (3, 11)∗∗∗ (2, 91) (0, 10) (0, 24)

Adj. R2 0,9941 0,9941 0,9941 0,9941 0,9942Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

169

Tabelle 25: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (AH, k=18)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW 0,00461 0,01038 0,01065 0,01276 0,01029

(0, 03) (0, 08) (0, 08) (0, 09) (0, 07)

OIL -0,02405 -0,02612 -0,02629 -0,02257 -0,02209(0, 40) (0, 43) (0, 44) (0, 35) (0, 34)

EMU 0,02773 0,02896 0,02792 0,02763 0,02007(0, 37) (0, 39) (0, 37) (0, 37) (0, 27)

S18,t−x 0,06396 0,05391 0,04310 -0,02118 0,13517(1, 05) (0, 92) (0, 73) (0, 35) (2, 15)∗∗

Adj. R2 0,9885 0,9882 0,9882 0,9881 0,9853Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

Tabelle 26: Schätzergebnisse für die Arbeitslosenquoten (GMM, k=18)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,02824 -0,02782 -0,02942 -0,01370 -0,00210

(0, 77) (0, 76) (0, 80) (0, 36) (0, 06)

OIL 0,07519 0,06779 0,05875 0,05701 0,05989(3, 09)∗∗∗ (2, 94)∗∗∗ (2, 61)∗∗∗ (2, 51)∗∗ (2, 58)∗∗∗

EMU 0,03619 0,03317 0,03172 0,02868 0,01652(1, 52) (1, 39) (1, 32) (1, 18) (0, 68)

S18,t−x 0,10774 0,15769 0,13483 0,00362 -0,00769(2, 34)∗∗ (3, 46)∗∗∗ (2, 96)∗∗∗ (0, 08) (0, 17)

m2 0,27 0,43 0,29 0,27 0,39Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben.

170

Tabelle 27: Schätzergebnisse für die Inflationsraten (OLS, 16 Länder)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,00036 -0,00036 -0,00037 -0,00036 -0,00036

(3, 24)∗∗∗ (3, 25)∗∗∗ (3, 27)∗∗∗ (3, 26)∗∗∗ (3, 19)∗∗∗

OEL 0,00149 0,00151 0,00153 0,00155 0,00158(8, 84)∗∗∗ (8, 94)∗∗∗ (9, 05)∗∗∗ (9, 19)∗∗∗ (9, 39)∗∗∗

EMU -0,00153 -0,00153 -0,00154 -0,00155 -0,00153(11, 57)∗∗∗ (11, 66)∗∗∗ (11, 75)∗∗∗ (11, 82)∗∗∗ (11, 76)∗∗∗

Rt−x -0,00009 0,00010 -0,00011 -0,00013 0,00001(1, 77)∗ (2, 05)∗∗ (2, 24)∗∗ (2, 60)∗∗∗ (2, 01)∗∗

Adj. R2 0,3587 0,3533 0,3493 0,3472 0,3473Anmerkung: In Klammern sind die t-Statistiken mit panel-korrigierten Stan-dardfehlern nach Beck und Katz (1995) angegeben. Die Signifikanzlevel sindwie folgt dargestellt: * für ein 90%-Signifikanzniveau, ** für 95% und *** fürmehr als 99%.

Tabelle 28: Schätzergebnisse für die Inflationsraten (LSDV, 16 Länder)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,00010 -0,00010 -0,00010 -0,00010 -0,00010

(1, 15) (1, 15) (1, 15) (1, 14) (1, 08)OEL 0,00159 0,00161 0,00163 0,00165 0,00168

(9, 51)∗∗∗ (9, 61)∗∗∗ (9, 72)∗∗∗ (9, 86)∗∗∗ (10, 05)∗∗∗

EMU -0,00140 -0,00141 -0,00142 -0,00143 -0,00142(11, 10)∗∗∗ (11, 23)∗∗∗ (11, 33)∗∗∗ (11, 44)∗∗∗ (11, 44)∗∗∗

Rt−x -0,00008 -0,00009 -0,00010 -0,00012 -0,00009(1, 59) (1, 88)∗ (2, 06)∗∗ (2, 42)∗∗ (1, 83)∗

Adj. R2 0,3259 0,3233 0,3205 0,3201 0,3222Anmerkung: Tabellenunterschrift vgl. Tabelle 27

171

Tabelle 29: Schätzergebnisse für die Inflationsraten (OLS, 8 Länder)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,00062 -0,00062 -0,00063 -0,00063 -0,00062

(3, 92)∗∗∗ (3, 93)∗∗∗ (3, 96)∗∗∗ (3, 98)∗∗∗ (3, 92)∗∗∗

OEL 0,00164 0,00163 0,00163 0,00163 0,00163(4, 96)∗∗∗ (4, 97)∗∗∗ (4, 96)∗∗∗ (4, 97)∗∗∗ (4, 95)∗∗∗

EMU -0,00161 -0,00161 -0,00162 -0,00162 -0,00159(9, 48)∗∗∗ (9, 55)∗∗∗ (9, 59)∗∗∗ (9, 60)∗∗∗ (9, 41)∗∗∗

Rt−x -0,00005 -0,00007 -0,00010 -0,00013 -0,00159(0, 64) (0, 87) (1, 37) (1, 71)∗ (0, 86)

Adj. R2 0,3232 0,3233 0,3235 0,3237 0,3263Anmerkung: Tabellenunterschrift vgl. Tabelle 27

Tabelle 30: Schätzergebnisse für die Inflationsraten (LSDV, 8 Länder)

Variable x=3 x=6 x=9 x=12 x=15BW -0,00041 -0,00041 -0,00042 -0,00041 -0,00041

(3, 16)∗∗∗ (3, 17)∗∗∗ (3, 19)∗∗∗ (3, 20)∗∗∗ (3, 16)∗∗∗

OEL 0,00117 0,00117 0,00117 0,00117 0,00116(5, 85)∗∗∗ (5, 84)∗∗∗ (5, 84)∗∗∗ (5, 86)∗∗∗ (5, 81)∗∗∗

EMU -0,00117 -0,00117 -0,00118 -0,00118 -0,00115(7, 49)∗∗∗ (7, 51)∗∗∗ (7, 56)∗∗∗ (7, 57)∗∗∗ (7, 44)∗∗∗

Rt−x -,00004 -0,00004 -0,00007 -0,00009 -0,00004(0, 65) (0, 81) (1, 35) (1, 62)∗ (0, 78)

Adj. R2 0,4334 0,4334 0,4336 0,4337 0,4377Anmerkung: Tabellenunterschrift vgl. Tabelle 27

172

Tabelle31:

Schätzergebnissefür

dieVariable

BA

LA

Variable

WD

1(O

LS)W

D2

(OLS)

WD

3(O

LS)W

D1

(GM

M)

WD

2(G

MM

)W

D3

(GM

M)

BA

LA(-1)

0,83540,8318

0,08331,0764

1,06801,0787

(15,43) ∗∗∗(16,59) ∗∗∗

(16,76) ∗∗∗(13,89) ∗∗∗

(13,90) ∗∗∗(14,14) ∗∗∗

TR

AD

E0,0611

0,05970,0581

0,08650,0879

0,0845(3,42) ∗∗∗

(3,42) ∗∗∗(2,99) ∗∗∗

(2,59) ∗∗∗(2,64) ∗∗∗

(2,57) ∗∗

PO

P1564

-0,1251-0,1191

-0,1216-0,5609

-0,5621-0,5827

(0,94)(0,89)

(0,92)(2,32) ∗∗∗

(2,32) ∗∗∗(2,45) ∗∗

PO

P65+

0,00510,0102

0,01280,0265

0,03700,0288

(0,03)(0,06)

(0,07)(0,09)

(0,12)(0,10)

GD

P-P

C3,0014

3,15453,2653

13,779713,6667

13,7210(1,06)

(1,17)(1,23)

(3,32) ∗∗∗(3,31) ∗∗∗

(3,36) ∗∗∗

OU

TPU

TG

AP

-0,4774-0,4736

-0,4678-0,8600

-0,8489-0,8087

(2,29) ∗∗(2,21) ∗∗

(2,18) ∗∗(2,40) ∗∗

(2,37) ∗∗(2,29) ∗∗

Wahldum

my

-0,2138-0,6062

-0,5807-0,1999

-0,3531-0,6152

(1,11)(1,15)

(2,14) ∗∗(1,02)

(0,71)(2,38) ∗∗

Adj.R

20,8468

0,84690,8495

——

—m

2—

——

0,190,19

0,20Sargan

——

—0,60

0,600,61

Beobachtungszahl

243243

243234

234234

Anm

erkung:D

ieV

ariableG

DP-P

Cgeht

inlogarithm

ierterForm

indie

Schätzgleichungein.

InK

lamm

ernsind

diet-Statistiken

mit

panel-korrigiertenStandardfehlern

nachB

eckund

Katz

(1995)angegeben.F

ürdie

GM

M-Schätzung

sinddie

Koeffi

zientender

homoskedastischen

einstufigenSchätzer

angegeben.Die

Signifikanzlevelsindw

iefolgt

dargestellt:*für

ein90%

-Signifikanzniveau,**

für95%

und***

fürm

ehrals

99%.

Der

Wert

inder

Zeilem

2gibt

dieFehlerw

ahrscheinlichkeitm

itder

dieH

ypotheseder

Nichtexistenz

vonA

utokorrelationzw

eiterO

rdnungin

denFehlerterm

enverw

orfenw

ird.D

erW

ertin

derZeile

”Sargan”gibt

dieFehlerw

ahrscheinlichkeitbeim

Ablehnung

derH

ypothesevalider

Instrumente

an.

173

Tabelle32:

Schätzergebnissefür

dieVariable

EX

P

Variable

WD

1(O

LS)W

D2

(OLS)

WD

3(O

LS)W

D1

(GM

M)

WD

2(G

MM

)W

D3

(GM

M)

EX

P(-1)

0,84130,8414

0,84140,8757

0,87780,8784

(23,72) ∗∗∗(23,26) ∗∗∗

(23,23) ∗∗∗(10,65) ∗∗∗

(10,64) ∗∗∗(10,63) ∗∗∗

TR

AD

E-0,0738

-0,0738-0,0740

-0,1143-0,1140

-0,1149(4,60) ∗∗∗

(4,48) ∗∗∗(4,41) ∗∗∗

(4,14) ∗∗∗(4,12) ∗∗∗

(4,15) ∗∗∗

PO

P1564

0,01300,0127

0,0132-0,1175

-0,1042-0,1056

(0,17)(0,14)

(0,14)(0,53)

(0,47)(0,48)

PO

P65+

0,30990,3096

0,3102-0,0073

0,0001-0,0121

(2,02) ∗∗(1,84) ∗

(1,84) ∗(0,03)

(0,00)(0,05)

GD

P-P

C-1,6298

-1,6303-1,6194

1,17671,1484

1,1694(0,62)

(0,72)(0,71)

(0,35)(0,34)

(0,35)

OU

TPU

TG

AP

0,09810,0977

0,09860,1938

0,18960,1954

(0,44)(0,49)

(0,49)(0,63)

(0,61)(0,63)

Wahldum

my

-0,00310,0414

-0,02580,0936

0,21710,0041

(0,02)(0,09)

(0,09)(0,56)

(0,61)(0,68)

Adj.R

20,9863

0,98630,9863

——

—m

2—

——

0,160,17

0,18Sargan

——

—0,03

0,040,05

Beobachtungszahl

249249

249240

240240

Anm

erkung:D

ieV

ariableG

DP-P

Cgeht

inlogarithm

ierterForm

indie

Schätzgleichungein.

InK

lamm

ernsind

diet-Statistiken

mit

panel-korrigiertenStandardfehlern

nachB

eckund

Katz

(1995)angegeben.F

ürdie

GM

M-Schätzung

sinddie

Koeffi

zientender

homoskedastischen

einstufigenSchätzer

angegeben.Die

Signifikanzlevelsindw

iefolgt

dargestellt:*für

ein90%

-Signifikanzniveau,**

für95%

und***

fürm

ehrals

99%.

Der

Wert

inder

Zeilem

2gibt

dieFehlerw

ahrscheinlichkeitm

itder

dieH

ypotheseder

Nichtexistenz

vonA

utokorrelationzw

eiterO

rdnungin

denFehlerterm

enverw

orfenw

ird.D

erW

ertin

derZeile

”Sargan”gibt

dieFehlerw

ahrscheinlichkeitbeimA

blehnungder

Hypothese

validerInstrum

entean.D

erSargan-T

estaufÜberidentifikation

desM

odellskann

fürdie

Spezifikationm

itder

Variable

EX

Pnicht

verworfen

werden.D

ieV

aliditätist

dennochdurch

denA

utokorrelationstest2.O

rdnung(m

2)zurÜ

berprüfungder

Hypothese

nichtautokorrelierter

Fehlerterme

gesichert.

174

Tabelle33:

Schätzergebnissefür

dieVariable

RE

V

Variable

WD

1(O

LS)W

D2

(OLS)

WD

3(O

LS)W

D1

(GM

M)

WD

2(G

MM

)W

D3

(GM

M)

REV

(-1)0,8282

0,82790,8312

0,78660,7885

0,7903(18,45) ∗∗∗

(18,78) ∗∗∗(19,39) ∗∗∗

(11,14) ∗∗∗(11,16) ∗∗∗

(11,35) ∗∗∗

TR

AD

E-0,0304

-0,0316-0,0332

-0,0581-0,0579

-0,0633(2,27) ∗∗

(2,15) ∗∗(2,67) ∗∗

(2,65) ∗∗∗(2,64) ∗∗∗

(2,95) ∗∗∗

PO

P1564

0,05360,0539

0,0532-0,2348

-0,2328-0,2439

(0,58)(0,64)

(0,63)(1,54)

(1,52)(1,63)

PO

P65+

0,38550,3881

0,38750,1589

0,16060,1607

(3,06) ∗∗∗(2,73) ∗∗∗

(2,76) ∗∗∗(0,73)

(0,74)(0,76)

GD

P-P

C0,7789

0,96131,1089

7,26397,28

6,9106(0,40)

(0,44)(0,51)

(2,56) ∗∗(2,56) ∗∗

(2,49) ∗∗

OU

TPU

TG

AP

-0,1613-0,1592

-0,1545-0,0279

-0,02830,0611

(0,91)(0,85)

(0,83)(0,11)

(0,11)(0,25)

Wahldum

my

-0,1916-0,6485

-0,5698-0,0769

-0,2475-0,5221

(0,97)(1,60)

(2,54) ∗∗(0,54)

(0,68)(2,78) ∗∗∗

Adj.R

20,9903

0,99040,9907

——

—m

2—

——

0,950,92

0,97Sargan

——

—0,72

0,740,61

Beobachtungszahl

249249

249240

240240

Anm

erkung:D

ieV

ariableG

DP-P

Cgeht

inlogarithm

ierterForm

indie

Schätzgleichungein.

InK

lamm

ernsind

diet-Statistiken

mit

panel-korrigiertenStandardfehlern

nachB

eckund

Katz

(1995)angegeben.F

ürdie

GM

M-Schätzung

sinddie

Koeffi

zientender

homoskedastischen

einstufigenSchätzer

angegeben.Die

Signifikanzlevelsindw

iefolgt

dargestellt:*für

ein90%

-Signifikanzniveau,**

für95%

und***

fürm

ehrals

99%.

Der

Wert

inder

Zeilem

2gibt

dieFehlerw

ahrscheinlichkeitm

itder

dieH

ypotheseder

Nichtexistenz

vonA

utokorrelationzw

eiterO

rdnungin

denFehlerterm

enverw

orfenw

ird.D

erW

ertin

derZeile

”Sargan”gibt

dieFehlerw

ahrscheinlichkeitbeim

Ablehnung

derH

ypothesevalider

Instrumente

an.