Inhaltsverzeichnis

Abbildungsverzeichnis   I

Tabellenverzeichnis I   

Abk  ürzungsverzeichnis  II

1  Einleitung  1

2  Theoretischer Hintergrund und Methodik  2

2.1  Theoretischer Hintergrund  2

2.2  Methodik  4

3  Daten und empirische Spezikation  5

3.1  Daten  5

3.2  Empirische Spezikation  7

4  Schätzergebnisse und Modellkritik  7

4.1  Schätzergebnisse  7

4.2  Modellkritik  11

5  Fazit und Ausblick  13

Literaturverzeichnis   14

A  Anhang  15

Abbildungsverzeichnis   

1  Entwicklung der Erwerbstätigkeit von 1991-2006  1

2  Prognose der Beschäftigungsveränderung für 2007  11

Tabellenverzeichnis   

1  Prognoseklassikation  3

2  Schätzergebnisse  8

I

Abkürzungsverzeichnis

ARGE . . . . . . . . . . . Arbeitsgemeinschaft deutscher wirtschaftswissenschaftlicher Forschungsinstitute

bzw. . . . . . . . . . . . . . beziehungsweise ca. . . . . . . . . . . . . . . . cirka d. h. . . . . . . . . . . . . . das heiÿt

djerwerbd . . . . . . . . Gleitender Dreimonatsdurchschnitt der Veränderung der Erwerbstätigenanzahl im Vergleich zum Vorjahresmonat

djsozv . . . . . . . . . . . Veränderung der Anzahl der sozialversicherungspichtig Beschäftigten zum Vorjahresmonat

doen . . . . . . . . . . . . Veränderung der Anzahl der gemeldeten oenen Stellen im Vergleich zum Vorjahresmonat

gl . . . . . . . . . . . . . . . . Ifo-Geschäftslagebeurteilungsindex gle . . . . . . . . . . . . . . . Ifo-Geschäftserwartungssindex http . . . . . . . . . . . . . hypertext transfer protocol IAB . . . . . . . . . . . . . Institut für Arbeitsmarkt und Berufsforschung Ifo . . . . . . . . . . . . . . . Information und Forschung Nr. . . . . . . . . . . . . . . Nummer S. . . . . . . . . . . . . . . . . Seite

StWG . . . . . . . . . . . Gesetz zur Förderung der Stabilität und des Wachstums der Wirtschaft

u. a. . . . . . . . . . . . . . unter anderem Vgl. . . . . . . . . . . . . . . Vergleiche www . . . . . . . . . . . . . world wide web z. B. . . . . . . . . . . . . . zum Beispiel

ZEW . . . . . . . . . . . . Zentrum für Europäische Wirtschaftsforschung zewe . . . . . . . . . . . . . ZEW-Konjunkturerwartungen zwp . . . . . . . . . . . . . . Umlaufrendite festverzinslicher Wertpapiere

II

1 Einleitung

Die Beschäftigungsentwicklung ist eine wichtige Gröÿe zur Beurteilung der wirtschaftlichen Lage einer Volkswirtschaft. Für die Wirtschaftspolitik sind das Erreichen hoher Erwerbsbeteiligung und der Abbau von Beschäftigungslo-

1 ,da die Erwerbstätigkeit in der Regel die wichtigste sigkeit bedeutende Ziele

Einkommensquelle für den einzelnen ist und die Basis für die Finanzierung der Sozialversicherungssysteme bereitstellt. Die Beschäftigungs- und Arbeitsmarktsituation steht seit Jahrzehnten in der Bundesrepublik Deutschland im Focus des öentlichen Interesses. Nach der Wiedervereinigung gab es Anfang der neunziger Jahre einen Rückgang bei den Beschäftigtenzahlen, zum Ende der neunziger Jahre kam es nach der Verbesserung der konjunkturellen Lage auch zu einem Aufschwung am Beschäftigungsmarkt. Nach der erneuten Verschlechterung der Lage zu Beginn des Jahrtausends, kam es im letzten Jahr zu einer deutlichen Belebung am Beschäftigtenmarkt mit einem unerwartet starken Abbau der Arbeitslosigkeit (Abbildung 1).

Abbildung 1: Entwicklung der Erwerbstätigkeit von 1991-2006

Für die Wirtschaftsforschung ergeben sich in diesem Themenkomplex verschiedene Fragestellungen, beispielsweise die Untersuchung ökonomischer Erklärungsgröÿen der Arbeitslosigkeit. Zu den zentralen Aufgabenfeldern zählen auch Beschäftigungsprognosen, die der Politik und den Behörden als Grundla-

2 .Diese Prognosen ermöglichen ge der Haushaltsplanung zur Verfügung stehen 1 Vgl. auch Ÿ 1 StWG.

2 Z. B. Prognosen des Instituts für Arbeitsmarkt und Berufsforschung (IAB).

1

auf analytischem Weg das Ausmaÿ der Unsicherheit über zukünftige Entwick- 3 .

lungen sinnvoll zu reduzieren

Das Ziel dieser Seminararbeit ist, mithilfe empirischer Methoden eine Kurzfristprognose für die Erwerbstätigkeit in der Bundesrepublik Deutschland zu erstellen. Dabei wird zunächst aus einer ökonomischen Theorie ein ökonometrisches Modell abgeleitet. Nach der Datensammlung und -Aufbereitung wird es für unterschiedliche Prognosezeiträume und mit verschiedenen Erklärungsgröÿen speziziert. Die Schätzergebnisse können dann interpretiert und in einen sinnvollen ökonomischen Kontext gebracht werden. Dabei werden die Modellannahmen und die Ergebnisse einer kritischen Überprüfung unterzogen und Schwachstellen und mögliche Bewältigungswege aufgezeigt. Zuletzt wird diese Arbeit mit einem Fazit und Ausblick für die Entwicklung im Jahr 2007 abgeschlossen.

2 Theoretischer Hintergrund und Methodik

2.1 Theoretischer Hintergrund

Ausgangspunkt für Wirtschaftsprognosen sind zunächst ökonomische Fragestellungen, die wie folgt lauten können: Wie entwickelt sich das Wirtschaftswachstum in den nächsten Quartalen in einer Volkswirtschaft? Welche quantitativen Aussagen lassen sich über die die Entwicklung der Investitionen machen? Diese Fragestellungen werden jährlich vom Sachverständigenrat und halbjährlich von der Arbeitgemeinschaft deutscher wirtschaftswisssenschaftli- 4 .Fragestellungen

cher Forschungsinstitute (ARGE) in Gutachten thematisiert zur Beschäftigungsentwicklung haben hier ebenfalls zentrale Bedeutung. Dieser Bereich wird in der Seminararbeit näher betrachtet. Die hier durchgeführte Beschäftigungsprognose wird in Tabelle 1 mithilfe eines allgemeinen Schemas

5 .

zur Klassikation von Prognosen eingeordnet

Es werden zunächst ex-post -und Prognosen, die sich auf aktuelle Werte beziehen, erstellt, um die Modellstabilität in der Vergangenheit zu testen. Die klassische, zukunftsoriente ex-ante-Prognose wird für einen kurzfristigen Zeitraum (bis zu 12 Monate) durchgeführt. Das gewählte Vorgehen ist analytisch, das Ergebnis ist quantitativ und es wird eine Variable (univariates 3 Vgl. Winker (2006), S. 284.

4 Vgl. Jahresgutachten des Sachverständigenrates (2006) und Herbstgutachten der ARGE (2006).

5 Nach Winker (2006), S. 285-286.

2

Modell) anstatt eines Variablensystems prognostiziert. Es wird ein ökonometrisches Modell zugrundegelegt, d.h. es bestehen quantitative Zusammenhänge zwischen zu erklärenden und exogenen Variablen. Um ein ökonometrisches Modell abzuleiten, sollte man sich zunächst Gedanken über die ökonomische Theorie des zu untersuchenden Themenbereichs machen. Die Anzahl der Beschäftigten einer Volkswirtschaft ergibt sich aus einem komplexen Marktgleichgewichtsbildungsprozess zwischen Arbeitsanbietern und Arbeitsnachfragern, der nicht ohne weiteres geschätzt werden kann. Es soll deshalb die reduzierte Form des strukturellen Modells speziziert werden. Man geht in der Weise vor, dass man sinnvolle ökonomische Gröÿen als erklärende Variablen in das Modell aufnimmt und diese Zusammenhänge mit der zu erklärenden Variable empirisch veriziert. Für Prognosen der Beschäftigung ist es von Bedeutung, dass es durchaus ökonomische Gröÿen gibt, die heute ein Erklärungsgehalt für die Entwicklung in der Zukunft bieten. Es ist beispielsweise sinnvoll anzunehmen, dass bei einem Anstieg der Anzahl der oenen Stellen ein Beschäftigungszuwachs innerhalb der nächsten Monate wahrscheinlich ist.

6 ;

Die Beschäftigungsveränderung ist ein nachlaufender Konjunkturindikator deshalb kann man durch die zeitliche Verschiebung mit vorlaufenden (z. B. Ifo-Geschäftsklimaindex) und gleichlaufenden (z. B. Nettoproduktionsindex) Indi-katoren quantitative Aussagen über die zukünftige Beschäftigungsentwicklung machen. Zudem erklärt sich die heutige Beschäftigungsveränderung teilweise aus ihrer eigenen Entwicklung in der Vergangenheit; dies kann für Prognosen genutzt werden. 6 Vgl. Oppenländer (1995), S. 27.

3

2.2 Methodik

Als die zu erklärende Gröÿe wird die prozentuale Veränderungsrate der Er- 7 .Formal lässt

werbstätigenzahlen im Vergleich zum Vorjahresmonat gewählt sich diese wie folgt ausdrücken:

wobei x t die Anzahl der Erwerbstätigen zum aktuellen Monat darstellt. Um bestimmte monatliche Eekte zu glätten, wird der gleitende Dreimonatsdurch- 8 :

schnitt gebildet Wenn zwischen ökonomischen Gröÿen intertemporale Zusammenhänge bestehen, können sogenannte dynamischen Modelle mit wahlweise exogenen und endogenen Variablen erstellt werden. Allgemein lässt sich das Beschäftigungsmodell dann wie folgt darstellen:

Es wird ein lineares Regressionsmodell mit normalverteilten Fehlertermen verwendet, deren Erwartungswerte mit 0 und Varianzen als konstant über den Zeitraum angenommen wird. Im Kapitel 4.2 Modellkritik werden diese Modellannahmen näher überprüft.

Das ökonometrische Modell wird mit der Methode der Kleinsten-Quadrate-Schätzer speziziert. In diesem Verfahren wird die Varianz des Fehlerterms

9 . Es werden diejenigen Modelle mit dem höchsten Bestimmtheitsminimiert

2 ) ausgewählt. Das Bestimmtheitsmaÿ gibt das Verhältnis der erklärten maÿ (R

zur unerklärten Varianz an und ist damit ein anschauliches Maÿ für die Erklärungskraft eines Modells. Die Bewertung der Prognosegüte erfolgt über die Standardabweichung (die Wurzel aus dem mittleren quadratischen Prognosefehler) und lässt sich formal wie folgt darstellen:

7 Denition der Erwerbstätigkeit siehe Kapitel 3.1 Daten.

8 Sprachlich wird im folgenden auf gleitender Dreimonatsdurchschnitt verzichtet.

9 Zur Erläuterung des Kleinste-Quadrate-Modells siehe Winker (2006), S. 133-143.

4

3 Daten und empirische Spezikation

3.1 Daten

Als umfassende Beschäftigungsgröÿe wurde die Anzahl der Erwerbstätigen in der Bundesrepublik Deutschland, die im Rahmen der Volkswirtschaftlichen

10 ausgewählt. Per-

Gesamtrechung ermittelt wird, nach dem Inländerkonzept sonen mit mehreren Beschäftigungsverhältnissen werden hierbei nur einfach gezählt. Als erwerbstätig gelten alle Arbeitnehmer (Arbeiter, Angestellte, Beamte, geringfügig Beschäftigte, Soldaten), Selbstständige und mithelfende Familienangehörige. Die Erwerbstätigenzahlen werden auf Basis 48 (!) verschiedener Quellen ermittelt, wobei zu berücksichtigen ist, dass ein Anteil der Daten aus Teil- und Stichprobenerhebungen ermittelt wird, die Daten vorläug sind und teilweise noch nach Jahren Korrekturen vorgenommen werden. Ein Groÿteil der Daten stammt aus den Meldungen der Bundesagentur für Arbeit über sozialversicherungspichtige und geringfügig Beschäftigte. Bei der Mo-

11 verwendet.Als zu

dellspezikation werden monatliche Durchschnittswerte erklärende Gröÿe wurde die prozentuale Veränderung der Erwerbstätigkeit im Vergleich zum Vorjahresmonat festgelegt, um damit die für Beschäftigung typische Saisongur zu eliminieren. Es wurden monatliche Zeitreihendaten von 1991-2006 ausgewählt, da in diesem Zeitraum vergleichbare Datensätze für die Erwerbsttätigkeit und für die Erklärungsgröÿen vorliegen. Um das ökonometrische Modell zu spezizieren, wurden Zeitreihen für Erklärungsgröÿen aus

12 verarbeitet. Im folgenden werden alle Gröÿen, verschiedenen Internetquellen

die in den verschiedenen Modellen berücksichtigt wurden, erläutert:

• Ifo-Indices (Geschäftsklima, Geschäftslagebeurteilung, Geschäftslage-erwartung): Monatlich werden ca. 7000 Unternehmen aus verschiedenen Branchen (Verarbeitendes Gewerbes, Bauhauptgewerbe, Groÿhandel und Einzelhandel) gebeten, eine Einschätzung zur aktuellen Geschäftslage und zu den Erwartungen der nächsten 6 Monate abzugeben. Die Ant-worten werden nach Bedeutung der Branche gewichtet und ein Saldo aus positiven und negativen Einschätzungen gebildet. Das Geschäftsklima berechnet sich über einen Mittelwert aus Geschäftslagebeurteilung 10 Erwerbstätige mit Wohnort in Deutschland.

11 Quelle: Statistisches Bundesamt, http://www.destatis.de.

12 http://www.deutsche-bundesbank.de, http://www.destatis.de;

http://www.pub.arbeitsamt.de/hst/services/statistik/detail/a.html; www.cesifo-group.de;

http://www.zew.de.

5

und Geschäftslageerwartung sowie einer anschlieÿend normierten Index- 13 . bildung

• ZEW-Index (Konjunkturerwartungen): Zur Bildung des Konjunktur-erwartungsindexes werden monatlich ca. 350 Finanzmarktexperten im Rahmen eines Finanzmarkttests zu Ihrer Einschätzung der Entwicklung wichtiger ökonomischer Gröÿen (z. B. Inationsrate, Zinsen, Aktienkurse, Konjunktur) befragt. Der Erwartungsindex ergibt sich dann aus den Ant-worten auf die Frage nach der wirtschaftlichen Entwicklung, und zwar als

14 .

Saldo aus den positiven und negativen Einschätzungen der Experten • Oene Stellen: Als weitere Erklärungsgröÿe wurde die Anzahl der ge-meldeten oenen Stellen der Bundesagentur für Arbeit verwendet. Als gemeldete oene Stelle gilt ein Arbeitsplatz mit einer vorgesehenen Beschäftigungsdauer von mehr als sieben Tagen. Die tatsächliche Anzahl

15 , weil viele oene Stellen nicht der der oenen Stellen ist deutlich gröÿer

Arbeitsagentur gemeldet werden. Für die Prognose ist aber die prozentuale Veränderung zum Vorjahresmonat der gemeldeten oenen Stellen ausreichend.

• Umlaufrendite festverzinslicher Wertpapiere: Es wurden die Durch-schnitte der Umlaufrenditen inländischer Inhaberschuldverschreibungen

16 . Diese können als Alternativrendite bei als Erklärungsgröÿen verwendet

Investitionsentscheidungen von Unternehmen aufgefasst werden.

Um die Modelle hinreichend zu spezizieren, wurden weitere Gröÿen aus- 17 ,die aber aus verschiedenen Gründen (mangelnde aktuelle Verfüggewählt

barkeit, Multikollinearitätsprobleme), in den Modellen nicht weiter verwendet wurden. Bei weiteren ökonomischen Gröÿen (Arbeitskosten, Preisveränderungen) war kein signikanter kurzfristiger Zusammenhang erkennbar, in mittel-und langfristigen Modellen spielen diese Faktoren aber eine Rolle. 13 Genaue Ermittlung siehe unter http://www.cesifo-group.de.

14 Vgl. Ermittlung unter http://www.zew.de.

15 Vgl. Franz (2003), S.102-105.

16 Siehe http://www.deutsche-bundesbank.de.

17 U. a. Auftragseingänge in der Industrie, Anzahl der Kurzarbeiter, Exporte, Bruttoin-landsprodukt.

6

3.2 Empirische Spezikation

Das ökonometrische Modell wird im folgenden für verschiedene Verzögerungen (drei, sechs, neun und zwölf Monate) für den Zeitraum von 1992-2006 spezifziert. Diese Ex-post-Prognosen werden hinsichtlich der Stabilität betrachtet und dienen als Ausgangsbasis für die Ex-ante-Prognosen für das Jahr 2007. Formal lassen sich die empirischen Modelle wie folgt darstellen:

Der geschätzte Wert der heutigen Beschäftigungsveränderung lässt sich also aus ökonomischen Gröÿen, die bereits vor drei, sechs, neun und zwölf Monaten vorlagen, erklären. Für die Ex-ante-Prognose für 2007 bedeutet das, dass man mithilfe ökonomischer Gröÿen vom Dezember 2006 die Beschätigungsveränderung im Dezember 2007 prognostizieren kann. Die Schätzung erfolgt mithilfe des linearen Regressionsmodells, bei dem allerdings nicht nur exogene Gröÿen, sondern auch die Beschäftigungsveränderung selbst als endogene Gröÿe, einbezogen werden. Als Ergebnis werden die geschätzten Koezienten γ) auf ökonomische Plausibilität untersucht, nicht-signikante Einuss(

gröÿen (zum Signikanzniveau von p=0.05) werden grundsätzlich nicht berücksichtigt. Die Modelle werden sukzessive um verschiedene Gröÿen erweitert und

18 ausgewählt. Die

dabei die Spezikation mit dem höchsten Bestimmtheitsmaÿ Stabilität der Modelle wird mit dem Chow-Test und dem Chow-Vorhersagetest analysiert. Die Spezikation und die Prognoseergebnisse (EViews-Auszüge und Diagramme) sind im Anhang dargestellt, die Analyse der Ergebnisse der einzelnen Modelle erfolgt im nächsten Kapitel.

4 Schätzergebnisse und Modellkritik

4.1 Schätzergebnisse

Die Schätzergebnisse der verschiedenen Modelle werden in Tabelle 2 zusammengefasst. Als ausgewählte Kenngröÿen werden die Koezienten der einzelnen Einussgröÿen, die Standardabweichung zur Messung der Prognosegüte und das Bestimmtheitsmaÿ dargestellt. Die zugrundeliegenden EViews- 18 DieAnalyse erfolgte auf Basis des unkorrigierten Bestimmtheitsmaÿes, da der Unterschied zum korrigierten Bestimmtheitsmaÿ aufgrund der geringen Zahl der Erklärungsgröÿen

vernachlässigbar ist.

7

Ergebnisse und die graphische Darstellung der einzelnen Prognosen nden sich im Anhang. Im folgenden werden die Prognosemodelle im Detail erläutert.

Modell 1 Da Zeitreihen häug autokorreliert sind, wird man zunächst versu-

chen, mithilfe autoregressiver Modelle die Beschäftigungsveränderung zu erklä-

19 .Im ersten Modell mit einem Prognosehorizont von drei Monaten erklärt ren

die Veränderung in der Vergangenheit tatsächlich allein 87 % der Varianz des Modells, was auch ökonomisch - aufgrund der Trägheit von Entwicklungen am

20 - plausibel ist. Das Modell kann durch die Hinzunahme Beschäftigungsmarkt

von konjunkturellen Indikatoren weiter verbessert werden. Es ist ökonomisch sinnvoll, dass eine Zunahme der positiven Einschätzungen und Erwartungen der konjunkturellen Lage von Unternehmen und Finanzmarktexperten zu einer Erhöhung der Beschäftigung führt. Die Koezienten lassen sich wie folgt interpretieren: Eine Zunahme des Ifo-Indexes über die Geschäftslagebeurteilung

21 .

um ein Prozentpunkt führt zu einer Beschäftigungszunahme um 0,023 % Die Standardabweichung des Modells beträgt 0,25 %, was bedeutet, dass bei einem Schätzwert von 1% der wahre Wert mit einer Wahrscheinlichkeit von 95% in einem Intervall von 0,5-1,5% liegt, unter der Voraussetzung, dass die Normalverteilungsannahme gilt. Das Prognoseergebnis ist damit sehr zufriedenstellend. 19 Vgl. Gaggmeier (2006), S. 9.

20 Beispielsweise durch restriktive Arbeitsmarktgesetze.

21 Weitere Koezienten sind analog interpretierbar.

8

Modell 2 Im Modell 2 wird ebenso eine Ex-post-Prognose - hier für einen

Zeitraum von sechs Monaten - erstellt. Dabei wird wieder ein Groÿteil der Beschäftigungsveränderung aus der Entwicklung der Vergangenheit erklärt. Es wird wieder der Geschäftslageindex des Ifo-Instituts als erklärende Variable gewählt. Statt eines weiteren Konjunkturindikators wird die Umlaufrendite festverzinslicher Wertpapiere in das Modell aufgenommen. Der ökonomische Zusammenhang zur Beschäftigung besteht insofern, da die Unternehmen Investitionsentscheidungen in der Regel auf Basis eines Alternativzinssatzes treen und diese Durchschnittsrendite das Zinsniveau des Kapitalmarkts abbildet. Steigende Zinsen führen nach dem gesamtwirtschaftlichen Modell zu weniger Investitionen, dies wiederum zu geringer Beschäftigung. Deshalb ist das negative Vorzeichen des Koezienten sinnvoll, der Einuss der Gröÿe ist zudem signikant. Es wurde hier eine Verzögerung von neun Monaten gewählt, da der Zeitraum zwischen Investitionsentscheidung und Beschäftigungsimpuls eher längerfristig ist. Insgesamt werden 75 % der Varianz der Beschäftigungsveränderung erklärt, was ein gutes Ergebnis ist. Das Bestimmtheitsmaÿ könnte man durch Hinzunahme weiterer Variablen (z.B. Nettoproduktionsindex, ZEW-Geschäftslageerwartungen) steigern, allerdings wären dadurch einige Variablen nicht mehr signikant, was auf Multikollinearitätsprobleme zurückzuführen ist.

Modell 3 Es wurde ein weiteres Modell für einen Prognosezeitraum von 6

Monaten erstellt, da eine weitere ökonomisch interessante Gröÿe - die Veränderung der Anzahl der gemeldeten oenen Stellen - einen Erklärungsgehalt liefert. Konkret lässt sich der Koezient wie folgt interpretieren: Wenn sich die Anzahl der oenen Stellen im Vergleich zum Vorjahresmonat um ein Prozent-

22 ,steigt die Beschäftigtenzahl um 0,026 %. Eine Einschränkung punkt erhöht

ist allerdings, dass die Variable in diesem Modell nicht signikant ist (p=0,15), was eventuell daran liegt, dass in den Ifo-Geschäftslageerwartungen bereits ein Teil dieser Information steckt und deshalb die Variable wegen Multikollinearität insignikant wird. Das Modell kann man alternativ auch nur mit dieser Gröÿe und dem autoregressiven Teil spezizieren, allerdings wäre dann das Bestimmtheitsmaÿ nur bei 71 % statt bei Verwendung des Ifo-Indexes bei 77 %. Die Prognosefehler beträgt 0,44 % und ist damit akzeptabel. 22 Anmerkung: Im Dezember 2006 stieg die Anzahl der oenen Stellen um 50 % !

9

Modell 4 Im Modell 4 wird eine Prognose für neun Monate durchgeführt,

bei der weiterhin der autoregressive Teil signikanten Erklärungsgehalt liefert. Ein Nachteil von autoregressiven Modellen ist allerdings, dass die Schätzung insbesondere Wendepunkte schlecht vorhersagt und der tatsächlichen Entwicklung hinterherhinkt, wie sich in der graphischen Darstellung der Modelle 1-4

23 . Die Konjunkturindikatoren und monetäre Indikatoren wirken erkennen lässt

dieser Trägheit etwas entgegen. Die Umlaufrendite festverzinslicher Wertpapiere wurde in diesem Modell mit 12 Monaten Verzögerung speziziert, da die anderen Variablen sonst teilweise insignikant werden. Die Geschäftslageerwartungen liefern in etwas längerfristigen Modellen bessere Ergebnisse als die Geschäftslagebeurteilung, was plausibel ist, denn die Erwartungen beziehen sich in der Umfrage auf die Sitution in 6 Monaten und damit hat man einen Vorlauf, den man sich bei Prognosen zu Nutze machen kann. Allerdings beträgt das Bestimmtheitsmaÿ nur noch 61%, was darauf schlieÿen lässt, dass dem Modell Variablen fehlen und es teilweise fehlspeziziert ist.

Modell 5 Erstmals ist der autoregressive Teil der Beschäftigung insigni-

kant, was bei einem Verzögerungszeitraum von 12 Monaten allerdings auch plausibel ist. Es ist nämlich durchaus ökonomisch zweifelhaft, ob die Beschäftigungsveränderung heute noch einen sehr groÿen Einuss auf die Beschäftigungsveränderung in einem Jahr hat. Deshalb wurde in diesem Modell auf diese Einussgröÿe verzichtet. Es wird weiterhin ein Konjunkturindikator und die Umlaufrendite festverzinslicher Wertpapiere verwendet. Insgesamt beträgt das Bestimmtheitsmaÿ des geschätzten Modells 44 %, was nicht mehr zufriedenstellend ist. Oenbar kommen hier auch die Konjunkturindikatoren an die Grenzen ihrer Prognosefähigkeit. Die Aufnahme weiterer Variablen kann zwar zu einer Verbesserung des Bestimmtheitsmaÿes führen, allerdings werden die Variablen wieder insignikant bzw. die Vorzeichen der Koezienten werden u.a. durch Multikollinearität ökonomisch unplausibel. Eventuell müsste man hier Überlegungen zur ökonomischen Theorie der Beschäftigung machen, die etwa längerfristige Beschäftigungsaspekte (z. B. Arbeitskosten) einbezieht. Aus diesen Modellen wurden trotz einiger Probleme, die im Kapitel 4.2 Modellkritik diskutiert werden, Ex-ante-Prognosen für die jeweiligen Prognosezeiträume erstellt. Es wurden die Prognosen für das Jahr 2007 von vier Modellen ausgewählt und in Abbildung 2 dargestellt: 23 Vgl. Anhang.

10

Abbildung 2: Prognose der Beschäftigungsveränderung für 2007

Die Schätzungen für die Beschäftigungsveränderung liegen in einer Bandbreite von 0,9-1,8 %, wobei zu Beginn des Jahres mit einem deutlichen Aufschwung am Beschäftigungsmarkt zu rechnen ist und sich diese positive Entwicklung im Laufe des Jahres geringfügig abschwächt. Die hier vorgestellten Prognosen sind etwas optimistischer als die Prognosen des Sachverständigenrates, der von einer

24 .

Zunahme der Erwerbstätigkeit im Jahresdurchschnitt um 0,65 % ausgeht

25 kann

Angesichts des positiven Starts auf dem Arbeitsmarkt im Januar 2007 durchaus mit der im Modell prognostizierten Entwicklung gerechnet werden.

4.2 Modellkritik

Im folgenden werden einige Probleme aufgezeigt, die bei der Prognoseerstellung nur teilweise berücksichtigt wurden. Bei der Schätzung wurden erklärende Variablen in das Modell aufgenommen, die miteinander korreliert sind, was dann zu einem Problem führt, wenn die weitere Variable keinen zusätz- 26 .Die Standardabweichungen der Koezienlichen Erklärungsgehalt liefert

ten werden groÿ und die Einussgröÿen insignikant. Diesem Problem wurde in der Weise begegnet, dass die Anzahl der erklärenden Gröÿen relativ gering gehalten wurde und sukzessive die Variablen in das Modell aufgenommen wurden, die den gröÿten Erklärungsgehalt (Bestimmtheitsmaÿ) unter der Nebenbedingung der Signikanz (p=0,05) enthielten. Als weitere Modellannah-

27 wurdedie Konstanz der Varianz der Fehlerterme (Homoskedastizität) me

24 Vgl. Jahresgutachten des Sachverständigenrates (2006), S. 3.

25 Veränderung der Erwerbstätigkeit um +1,4 %!

26 Zum Multikollinearitätsproblem siehe Winker (2006), S. 157-163.

27 Vgl. Kapitel 2.2 Methodik.

11

verletzt, was zu verzerrten Standardfehlern der Koezienten führt und da- 28

mit die Anwendung der Teststatistik in Frage stellt. Durch den White-Test wurde festgestellt, dass die Annahme der Homoskedastizität abzulehnen ist. Eine weitere zentrale Annahme für die Schätzgleichungen ist die Strukturkonstanz. In den spezizierten Modellen wurde für verschiedenene Zeitpunkte (Anfang der Jahre 1999, 2000, teilweise 2003 und 2005) Strukturbrüche festge-

29 ,d.h. die Koezienten und deren Standardabweichung sind nicht über stellt

die Zeit konstant. Diese Strukturbrüche haben verschiedene Ursachen: Zum einen führen die Neuberechnungen der Erwerbstätigenzahlen und Veränderungen ihrer Denition zu Inkonsistenzen der Zeitreihe, zum anderen werden die Zahlen durch nicht-konjunkturelle Faktoren verzerrt. Beispielsweise erhöhen arbeitsmarktpolitische Förderungen - wie etwa die Arbeitsgelegenheiten mit Mehraufwandsentschädigung- zu Veränderungen der Beschäftigtenzahlen, die nicht ohne weiteres modelliert werden können. Diese sogenannten Ein-Euro-Jobs haben beispielsweise seit Anfang des Jahres 2005 zu einer Erhöhung der

30 . Dem Problem der Struktur-Erwerbstätigenzahlen um ca. 300.000 geführt

brüche könnte mithilfe der Verkürzung des Schätzzeitraums begegnet werden, was allerdings aufgrund der Strukturbrüche in jüngerer Vergangenheit zu Prognosen mit viel zu kurzen Datenreihen führen würde. Es könnte auch eine Mo- 31 versuchtwerden, allerdings ist die konkrete dellierung mit Dummy-Variablen

Realisation aufgrund der unbestimmbaren Dauer der Eekte nicht einfach. Eine Variante, die dem Problem eher aus dem Weg geht als es zu lösen, ist die Schätzung der wichtigsten Teilmenge der Erwerbstätigenzahlen, nämlich der sozialversicherungspichtigen Beschäftigten. Es wurde dieselbe methodische Vorgehensweise wie bei den Modellen 1-5 gewählt und dabei als zu erklärende Gröÿe ebenfalls die Veränderung zum Vorjahresmonat betrachtet. Es

32 mit einem Prognosehorizont von 12 Monaten speziziert, wurde ein Modell

bei dem eine Konjunkturvariable (Ifo-Geschäftslagebeurteilung) und die Anzahl der gemeldeten oenen Stellen als erklärende Variablen verwendet wurde. Das Ergebnis ist deutlich besser als das Ergebnis des umfassenden Erwerbstätigenmodells: Es können 73,5 % der Varianz der Schätzung erklärt werden und das Modell ist über den Zeitraum stabil. Die Aussichten für den Beginn des Jahres 2007 sind sehr positiv (Steigerung um über + 2 %!), zur Jahresmitte 28 Vgl. Erläuterungen von Winker, (2006), S. 164-168.

29 Mit dem Chow-Test und Chow-Vorhersagetest, Erläuterungen in Winker (2006), S. 179.

30 Vgl. Gutachten des Sachverständigenrats, S. 357.

31 Vgl. Erläuterungen von Winker, (2006), S. 192-196.

32 Vgl. Modell 6 im Anhang.

12

fällt die Veränderung etwas niedriger aus (+ 1 %). Insgesamt ist dies ein gutes Modell, allerdings muss man hier einschränken, dass nur Daten ab Mitte

33 und damit nicht mehrere Konjunkturzyklen erfasst 1999 verwendet wurden wurden.

5 Fazit und Ausblick

Als Ergebnis lässt sich festhalten, dass mit ökonometrischen Modellen Prognosen für die Beschäftigungsentwicklung erstellt werden können. Die Beschäftigungsveränderung kann mit ökonomisch sinnvollen Erklärungsgröÿen in einem kurzfristigen Zeitraum bis zu zwölf Monaten vorhergesagt werden. Der Vorteil der ökonometrischen Modelle liegt darin, dass diese gut interpretierbar sind und mithilfe weiterer Erklärungsgröÿen verbessert werden können. Die Ergebnisse müssen allerdings unter Berücksichtigung der diskutierten Zeitreihenprobleme unter Vorbehalt betrachtet werden. Eine verbesserte Modellspezikation wäre unter vollständiger Modellierung dieser Aspekte möglich. Insbesondere die Strukturbrüche sollten beachtet werden, die Schätzung einer Teilgröÿe (Sozialversicherungspichtige Beschäftigte) ist möglich, aber als Problemlösung nur bedingt befriedigend. Es muss weiter darauf hingewiesen werden, dass

34 bei der Modellspezikation nicht eingeossenicht-konjunkturelle Faktoren

sind und dass auch die Mehrwertsteuererhöhung unberücksichtigt blieb. Eine genauere Schätzung wäre eventuell auch über die Festlegung des Arbeitsvolumens als zu erklärende Gröÿe möglich.

Trotz der Einschränkungen liefern die Schätzungen verwertbare Ergebnisse, die sich nicht erheblich von den Prognoseergebnissen des Sachverständigenrats

35 der ARGE unterscheiden. Nach den hier durchge-und des Herbstgutachtens

führten Prognosen wird sich die positive Beschäftigungsentwicklung im Jahr 2007 fortsetzen, ein Anstieg der Erwerbstätigenzahlen im Vergleich zum Vorjahr um 1-1,2 % ist durchaus realistisch. Erste Signale aus diesem Jahr deuten bereits auf eine weitere Verbesserung am Beschäftigtenmarkt hin. Das Jahr 2007 könnte tatsächlich zu einer deutlichen Entspannung der Lage am Arbeitsmarkt führen und damit zu einer erfreulichen Entwicklung für viele Menschen in Deutschland werden.

33 Quelle: http://www.deutsche-bundesbank.de, verfügbare Daten ab 06/1999.

34 Beispielsweise Stellenabbau im öentlichen Dienst.

35 Vgl. Herbstgutachten (2006), S. 22.

13

Literaturverzeichnis

[1] Arbeitsgemeinschaft der deutschen wirtschaftswissenschaftlichen Forschungsinstitute: Die Lage der Weltwirtschaft und

der deutschen Wirtschaft im Herbst 2006, auf: http://www.argeinstitute.de, zugegrien am: 6.3.2007. [2] Franz, Wolfgang (2003): Arbeitsmarktökonomik, 5. Auage,

Springer-Verlag, Berlin, Heidelberg.

[3] Gaggmaier, Christian (2006): Indikatoren-Modelle zur Kurzfristprognose der Beschäftigung in Deutschland, IAB-Forschungsbericht Nr.6/2006, auf:

http://doku.iab.de/forschungsbericht/2006/fb0606.pdf, zugegriffen am: 6.3.2007.

[4] Oppenländer, Karl Heinrich (1995): Konjunkturindikatoren,

Oldenburg-Verlag, München, Wien.

[5] Sachverständigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung: Jahresgutachten 2006, auf:

http://www.sachverstaendigenrat-wirtschaft.de, zugegrien am: 6.3.2007.

[6] Winker, Peter (2006): Empirische Wirtschaftsforschung, 2. Auage,

Springer-Verlag, Berlin, Heidelberg.

14

A Anhang