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This paper fits within a broader research programme concerned with the processes that link labour market precarity and social exclusion. Labour market insecurity manifests itself most directly in the form of unemployment, and other elements in the programme seek to measure the impact of precarity, and unemployment in particular, on poverty and social exclusion in the eight countries covered. One of the principal concerns of the programme is however the extent to which institutional differences across countries with respect to the labour market and social protection are a significant factor mediating the relationship between labour market precarity and social exclusion. This paper focuses on the effectiveness of cash transfers, the central element of social protection systems, in alleviating the effects of unemployment on income poverty. The structures of social protection systems vary greatly across European Union member states, and in many cases have altered significantly in recent years in response to high unemployment (see Hauser et al, 1998). Using data from the mid-1980s and the mid-1990s for six member countries, the paper compares the effectiveness of different systems in lifting or keeping the unemployed out of poverty, and how this has been affected by the way systems have responded to the challenges produced by developments in the labour market in the past decade. The specific role of social insurance-based unemployment-linked transfers versus other cash transfers is also considered, to assess the extent to which social insurance has been able to cope with changes in the labour market over the period. The data come from a variety of national large-scale household surveys. The paper is structured as follows. Section 2 discusses the data and methods to be employed in measuring the impact of cash transfers on poverty risks for the unemployed. Section 3 looks at the overall risks of poverty for the unemployed before and after cash transfers, and how these changed between the mid-1980s and mid-1990s. Section 4 looks at the role of social insurance-based unemployment payments versus other cash transfers. Section 5 examines the extent to which the impact of transfers varies by gender and by duration of unemployment. Section 6 highlights the key patterns identified and what these tell us about the relationship between the type of welfare regime a country operates and effectiveness in alleviating poverty among the unemployed.
Empirische Wohlstandsanalysen können prinzipiell anhand dreier Indikatoren durchgeführt werden: Anhand des Privaten Verbrauchs, anhand des verfügbaren Einkommens oder anhand des Nettovermögens.1 Während es für die Definition der Indikatoren des Privaten Verbrauchs und des verfügbaren Einkommens zumindest einigermaßen akzeptierte internationale Konventionen gibt, ist dies bezüglich der Definition des privaten Vermögens nicht annähernd der Fall. Im Unterschied zu den Volkseinkommensrechnungen sind Volksvermögensrechnungen im internationalen Maßstab deutlich weniger gut ausgebaut. Dies mag damit zusammenhängen, daß bei einer Bestandsgröße wie dem privaten Vermögen Aspekte der Verwertung, Nutz-ung, sozialen Absicherung wie auch der Verleihung von Macht2 intensiver zum Tragen kommen als bei einer Stromgröße wie dem privat verfügbaren Haushaltseinkommen. Aus welchen Bestandteilen sich das Gesamtvermögen zusammenzusetzen hat, ist daher einem heftigeren Diskurs als bei den anderen Wohlstandsindikatoren ausgesetzt. Es herrscht beispielsweise Uneinigkeit darüber, ob das Human- oder das Sozialvermögen sinnvolle Vermögenskomponenten sind. Eine eher negative Einschätzung in diesem Zusammenhang wird üblicherweise damit begründet, daß beide potentiellen Gesamtvermögensbestandteile das Kriterium der interpersonellen Veräußerbarkeit nicht bzw. nur unzureichend erfüllen.1 Auch ist die Forschung vor zum Teil schwer überwindbare Bewertungsprobleme einzelner Vermögenskomponenten gestellt, und zwar stärker als bei den beiden anderen Wohlstandsindikatoren, bei denen zumindest die überwiegende Anzahl an Teilelementen mittels nachvollziehbarer Marktpreise vergleichsweise einfach bewertet werden kann. Hinzu kommt die schlechtere Datenlage hinsichtlich der Erfassung privaten Vermögens im Vergleich zum Privaten Verbrauch bzw. verfügbaren Haushaltseinkommen, was nicht zuletzt auf die - in Befragungen - (noch) größere Sensibilität der Interviewten bezüglich der Beantwortung vermögensbezogener Fragen im Vergleich zu den beiden anderen Wohlstandsindikatoren zurückzuführen ist. Alles in allem bleibt festzuhalten, daß allein die Deskription der Höhe und Verteilung privat gehaltenen Vermögens eine höchst komplexe Aufgabe ist. Es ist daher keineswegs unwahrscheinlich, daß verschiedene Vermögensanalysen selbst auf einer einheitlichen Datengrundlage zu zum Teil entgegengesetzten Aussagen gelangen werden. Diesen letztgenannten Gedanken aufgreifend, werden in der vorliegenden Studie in beispielhafter Form drei auf Basis der Einkommens- und Verbrauchsstichprobe (EVS) 1988 durchgeführte Analysen zur bundesdeutschen Vermögensverteilung privater Haushalte einer vergleichenden Betrachtung unterzogen. Es wird gezeigt, an welchen Stellen Abweichungen zwischen den einzelnen Studien auftreten und worauf diese (vermutlich) zurückzuführen sind. Das vorliegende Arbeitspapier ist wie nachfolgend aufgebaut. Kapitel 2 vermittelt einen Eindruck von der Datenbasis, auf der die drei genannten Studien jeweils basieren, Kapitel 3 schildert kurz die Konstruktionselemente der drei behandelten Analysen, und in Kapitel 4 werden in einer Gegenüberstellung der drei Studien Unterschiede kausal herausgearbeitet. Es folgt in Kapitel 5 eine Bewertung der Untersuchungsergebnisse.
Performance and storage requirements of topology-conserving maps for robot manipulator control
(1989)
A new programming paradigm for the control of a robot manipulator by learning the mapping between the Cartesian space and the joint space (inverse Kinematic) is discussed. It is based on a Neural Network model of optimal mapping between two high-dimensional spaces by Kohonen. This paper describes the approach and presents the optimal mapping, based on the principle of maximal information gain. It is shown that Kohonens mapping in the 2-dimensional case is optimal in this sense. Furthermore, the principal control error made by the learned mapping is evaluated for the example of the commonly used PUMA robot, the trade-off between storage resources and positional error is discussed and an optimal position encoding resolution is proposed.
The structure of the compulsory pension system (CPS) in the Federal Republic of Germany has been changed fundamentally. The federal government has decided to introduce a private pension system on a voluntary basis. The payments to this voluntary system are to constitute a capital stock to supplement the payments of the compulsory pension system. Comprehensive fiscal subsidies will be introduced to support this change to the pension system. This paper discusses the special situation of families with children. The second section investigates the extent to which families with children were able to accumulate private wealth in the last ten years in Germany. In the third section the main features of the intended changes to the compulsory pension system are described, and an overview of the planned fiscal subsidies is provided. In the fourth and final section we attempt to evaluate the changes with particular attention to the situation of families.
Die Struktur der Gesetzlichen Rentenversicherung (GRV) in der Bundesrepublik Deutschland ist grundsätzlich geändert worden. Die Bundesregierung hat die Einführung einer zusätzlichen privaten Alterssicherung auf freiwilliger Basis beschlossen. Hierdurch soll ein Kapitalstock gebildet werden, der die Leistungen der GRV ergänzt. Zur Förderung dieser Systemänderung der Alterssicherung werden umfangreiche fiskalische Unterstützungsmaßnahmen eingeführt. Im Rahmen des hier vorliegenden Beitrags wird auf die besondere Situation der Familien mit Kindern eingegangen. Im zweiten Abschnitt wird untersucht, inwieweit Familien mit Kindern in den letzten zehn Jahren in Deutschland in der Lage waren, privates Vermögen aufzubauen. Im dritten Abschnitt werden die beabsichtigten Änderungen des Systems der gesetzlichen Rentenversicherung in den Grundzügen dargestellt, und es wird ein Überblick über die geplanten fiskalischen Fördermaßnahmen gegeben. Im abschließenden vierten Abschnitt wird eine Bewertung der Änderungen vor allem in Bezug auf die Situation von Familien versucht.
This investigation of the wealth of private households as a possible indicator for the prosperity of a society indicated a strong increase in wealth for the Federal Republic of Germany since 1970. This applies both to the macro-economic results of the financial accounting of the Deutsche Bundesbank and to the micro-economic results of the Income and Consumption Surveys of the Federal Statistical Office. However, substantial differences become clear in the content expressed by these two different sets of data. While the financial accounting of the Deutsche Bundesbank shows an increase of net assets of around 808 per cent over 27 years (from 1.3 trillion DM in the year 1970 to 12.1 trillion DM in 1997), calculations on the basis of the Income and Consumption Surveys yield a corresponding value of only 280 per cent in a 25-year period, with a substantially lower overall magnitude in later investigations (from 2.2 trillion DM in 1973 to only 8.3 trillion DM in 1998). Investigation of the EVS data pointed out the great importance of property for the wealth situation of private households. However, not every household has property in the form of housing and real estate. In West Germany, ownership rates have increased substantially since 1962. However, since 1993 these rates have stagnated at about 50 per cent. The analysis of the distribution of wealth for West German households yielded a decline in the concentration of wealth in the period from 1973 to 1993, both in terms of the shares of total wealth held by individual quintiles of households, and as expressed by the Gini coefficients. However, this trend did not continue in the years between 1993 and 1998. For the year 1998 it can be determined that the lowest 40 per cent of households in West Germany had practically no wealth, while the highest quintile claimed over 60 per cent of total assets. For East Germany, strong tendencies are established toward adapting to the values in the West German Länder. This concerns first the absolute level of net assets, even though in 1998 these amounted to just 38 per cent of the analogous value in West German households, in terms of the average value per household. Similarly, the ownership rates of housing and real estate also rose dramatically after reunification. The inequality of the distribution of wealth in East Germany was reduced somewhat by this broader basis of real-estate ownership over the course of time, such that the Gini coefficient decreased slightly in the period from 1993 to 1998. However, it is also true for the new Länder in the Federal Republic that the lowest 40 per cent of households have practically no wealth, while the highest quintile of East German households claim over 70 per cent of total assets, even higher than its share in West Germany. Furthermore, the distribution of wealth is remarkably congruous in East and West Germany. Both the distribution of wealth as expressed by the quintile values and the results of the Gini coefficients yield similar results, whereby the trend in both regions is toward convergence. The similarity of these results must be regarded as nothing less than amazing, considering that the two regions followed different economic models for over forty years: the social free-market economy (Soziale Marktwirtschaft) in the Federal Republic of Germany, and the socialist planned economy (Sozialistische Planwirtschaft) in the German Democratic Republic.
Die Entwicklung des aggregierten Privatvermögens und seine Verteilung in Deutschland seit 1970
(2002)
Die hier vorgestellte Untersuchung des Vermögens privater Haushalte als ein möglicher Indikator für den Wohlstand einer Gesellschaft hat für die Bundesrepublik Deutschland einen starken Anstieg der Vermögen seit 1970 aufgezeigt. Dies gilt sowohl für die makroökonomischen Resultate der Finanzierungsrechnung der Deutschen Bundesbank als auch für die mikroökonomischen Ergebnisse der Einkommens- und Verbrauchsstichproben des Statistischen Bundesamts. Allerdings werden auch wesentliche Unterschiede im Aussagegehalt der einzelnen Datensätze deutlich. Während die Finanzierungsrechnung eine Steigerung des Nettovermögens um 808 Prozent in 27 Jahren aufweist (von 1,3 Billionen DM im Jahr 1970 auf 12,1 Billionen DM im Jahr 1997) lautet der entsprechende Prozentwert auf der Berechnungsbasis der Einkommens- und Verbrauchsstichproben nur 280 Prozent in 25 Jahren bei einer wesentlich niedrigeren Gesamthöhe in späteren Untersuchungen (von 2,2 Billionen DM im Jahr 1973 auf nur 8,3 Billionen DM im Jahr 1998). Die Untersuchung der Daten der EVS hat aufgezeigt, welch große Bedeutung das Immobilienvermögen für die Vermögenssituation der privaten Haushalte hat. Allerdings ist es nicht so, dass alle Haushalte über Eigentum an Grund- und Hausbesitz verfügen. In Westdeutschland hat es zwar eine starke Steigerungen der Eigentümerquote seit 1961 gegeben. Seit 1993 ist jedoch eine Stagnation bei etwa 50 Prozent zu konstatieren. Die Analyse der Vermögensverteilung nur bezogen auf die westdeutschen Haushalte hat im Zeitraum von 1973 bis 1993 eine abnehmende Konzentration sowohl bei der Betrachtung der Anteile einzelner Haushaltsquintile am Nettogesamtvermögen als auch bei der Analyse des Gini-Koeffizienten ergeben. Allerdings hat sich dieser Trend in den Jahren bis 1998 nicht weiter fortgeführt. Für das Jahr 1998 ist in Westdeutschland feststellbar, dass die unteren 40 Prozent der Haushalte über praktisch kein Vermögen verfügen, während das oberste Quintil über 60 Prozent des Gesamtvermögens aufweisen kann. Für Ostdeutschland sind starke Anpassungstendenzen hin zu den Werten der westdeutschen Bundesländer festzustellen. Dies betrifft einerseits die absolute Höhe der Vermögenswerte, auch wenn diese bisher nur 38 Prozent des entsprechenden Wertes westdeutscher Haushalte bei einer Betrachtung der Durchschnittswerte je Haushalte im Jahr 1998 erreichen. Andererseits ist auch die Eigentümerquote an Haus- und Grundbesitz nach der Wiedervereinigung stark angestiegen. Durch dieses Immobilieneigentum auf breiterer Basis wird die Ungleichheit der Vermögensverteilung in Ostdeutschland im Zeitablauf etwas verringert, so dass der Gini-Koeffizient in den Jahren von 1993 zu 1998 leicht gesunken ist. Jedoch kann auch für die neuen Bundesländer festgestellt werden, dass die unteren 40 Prozent der Haushalte über praktisch kein Vermögen verfügen, während das oberste Quintil ostdeutscher Haushalte sogar über 70 Prozent des Gesamtvermögens aufweisen kann. Feststellbar ist weiterhin eine hohe Übereinstimmung der Vermögensverteilung in Ost- und Westdeutschland. Sowohl die Vermögensverteilung auf der Basis der Quintilswerte als auch die Resultate der Gini-Koeffizienten weisen ähnliche Ergebnisse auf, wobei eine starke Angleichungstendenz zwischen beiden Landesteilen gegeben ist. Diese Ähnlichkeit der Ergebnisse kann nur als erstaunlich bezeichnet werden, wenn man bedenkt, dass beide Landesteile für über 40 Jahre unterschiedlichen wirtschaftspolitischen Leitbildern gefolgt sind – die Bundesrepublik Deutschland der sozialen Marktwirtschaft und die Deutsche Demokratische Republik der sozialistischen Planwirtschaft.
Einkommensverteilung in Deutschland : Strukturanalyse der Ungleichheit nach Einkommenskomponenten
(2000)
Ergebnisse von Verteilungsanalysen fallen je nach der Bezugseinheit - Haushalt oder Person - recht unterschiedlich aus. Dies gilt sowohl für das Niveau von Verteilungsindikatoren und deren Entwicklung im Zeitverlauf, als auch hinsichtlich der Beiträge einzelner Einkommens- und Abgabearten zu der gemessenen Ungleichheit. Auf der Basis der Einkommens- und Verbrauchsstichproben 1988 und 1993 und unter Verwendung der "älteren OECD-Skala" hat sich gezeigt, dass die Ungleichheit der personellen Verteilung der Nettoäquivalenzeinkommen im Beobachtungszeitraum in den alten Ländern zugenommen hat, aber nach wie vor wesentlich gleichmäßiger als die unveränderte Verteilung der Haushaltsnettoeinkommen auf Haushalte ist. In den neuen Ländern ist der Unterschied zwischen der haushaltsbezogenen und der personenbezogenen Einkommensverteilung noch deutlicher bei insgesamt geringerer Ungleichheit als in den alten Ländern. Auch die Zerlegung der aggregierten Ungleichheit nach Einkommenskomponenten führt zu teilweise abweichenden Ergebnissen in Abhängigkeit von der Bezugseinheit, da bei einzelnen Haushaltstypen im Durchschnitt jeweils unterschiedliche Einkommensarten dominieren. Entgegen gängigen Vorstellungen über Verteilungsstrukturen zeigt sich allerdings generell, dass die Verteilungsungleichheit zum größten Teil durch die Bruttoeinkommen aus unselbständiger Arbeit bestimmt wird. Zwar sind die Selbständigen- und Vermögenseinkommen erwartungsgemäß wesentlich ungleicher verteilt, durch ihren vergleichsweise geringen Anteil am Gesamteinkommen ist ihr Einfluss auf die Gesamtverteilung aber - insbesondere in Ostdeutschland, aber auch in Westdeutschland - begrenzt. Dies wird bei der Analyse der personellen Verteilung allerdings weniger deutlich als bei der Bezugnahme auf Haushalte. Wiederum im Gegensatz zu verbreiteten Annahmen wird die Ungleichheit der Verteilung der Haushaltseinkommen durch staatliche Transferzahlungen nicht oder nur unwesentlich gemildert. Dies ist aber nur auf den ersten Blick überraschend, da nur ein geringer Teil der Transfers vorrangig vertikalen, interpersonellen Umverteilungszielen dient. Die Leistungen der Sozialversicherung und vergleichbarer Systeme bezwecken hauptsächlich eine intertemporale Umverteilung und Lebensstandardsicherung bei Eintritt bestimmter Risikotatbestände (Alter, Tod des Ernährers, Unfall, Arbeitslosigkeit, Krankheit), so dass sie die Verteilung der Einkommen aus unselbständiger Arbeit abgeschwächt wiederspiegeln. Demzufolge geht auch von ihnen keine merkliche Verminderung der Ungleichheit der Nettoeinkommensverteilung auf der Haushaltsebene bzw. sogar eine leichte Erhöhung der Ungleichheit der personellen Verteilung der Nettoäquivalenzeinkommen in Westdeutschland aus. Aber selbst von den steuerfinanzierten Transfers geht unter Bezugnahme auf Haushalte insgesamt nur ein sehr geringer nivellierender Effekt aus. Hier wird die konzeptionelle Schwäche des analytischen Ansatzes am ungewichteten Haushaltseinkommen besonders deutlich. Denn mit dem Haushaltseinkommen wird ohne eine Berücksichtigung der Haushaltsgröße und -struktur die Bedarfssituation der Haushaltsmitglieder, die für viele steuerfinanzierte Transfers maßgeblich ist, nur unzureichend erfasst. Dementsprechend erweist sich der ausgleichende Effekt der Transfers der Gebietskörperschaften unter Bezugnahme auf Personen als recht deutlich, wenn auch in Westdeutschland im Vergleich zum Anteil am Einkommensaggregat als unterproportional. Bei einer weiteren Aufspaltung des heterogenen Komplexes der steuerfinanzierten Transfers in das einkommensunabhängige Kindergeld, Einkommensübertragungen mit Entschädigungscharakter und Transfers mit dem vorrangigen Ziel vertikaler Umverteilung zeigt sich aber auch für Westdeutschland eine weit überproportionale Reduzierung der Ungleichheit der Verteilung der Nettoäquivalenzeinkommen durch i. e. S. bedarfsabhängige Transfers. Absolut gesehen macht der ausgleichende Effekt zwar in den alten Ländern weniger als ein Zehntel, in den neuen Ländern ungefähr ein Fünftel der entsprechenden Effekte der persönlichen Steuern aus; unter Berücksichtigung des geringen Volumens der Transfers mit vorwiegend vertikaler Ausrichtung ergibt sich aber eine recht hohe Effizienz. Sie scheint in Westdeutschland zwischen 1988 und 1993 allerdings etwas zurückgegangen zu sein, ähnlich wie der ausgleichende Einfluss der persönlichen Steuern. Schließlich zeigt sich für das Kindergeld eine nur mäßige relative Reduzierung der Ungleichheit der personellen Einkommensverteilung, die 1993 in West- wie in Ostdeutschland nur ungefähr zwei Dritteln des Anteils am Einkommensaggregat entspricht. Dies ist angesichts der horizontalen Ausrichtung des Familienlastenausgleichs in Deutschland nicht verwunderlich, könnte aber für eine Zieldiskussion im Zusammenhang mit Reformüberlegungen Anlass geben.
Ziel der hier vorgestellten Arbeit ist es, einen Eindruck über die Größenordnung der Kosten eines Bürgergeldmodells als alternatives Grundsicherungssystem zu gewinnen. Dazu wurde eine formale („impact“-) Partialinzidenzanalyse mit Hilfe einer statischen Simulation auf der Basis von Mikrodaten der Einkommens- und Verbrauchsstichproben 1983 und 1988 durchgeführt. Die Ergebnisse können nur als ungefähre Orientierungspunkte interpretiert werden, zumal sie sich auf den Transferbereich beschränken. Bei der Konkretisierung des sozio-kulturellen Existenzminimums wurde im wesentlichen an das bestehende Sozialhilferecht angeknüpft, und für das anzurechnende Einkommen wurde schwerpunktmäßig ein Transferentzugssatz von 50% unterstellt. Die Berechnungen führen zu erheblichen Mehrkosten des Bürgergeldmodells gegenüber dem gegenwärtigen Nebeneinander verschiedener Mindestsicherungsleistungen (mit deutlich höheren Transferentzugssätzen), die z. gr. T. durch die auch oberhalb des Existenzminimums (bis zu dessen doppeltem Betrag) bestehenden potentiellen Ansprüche bedingt sind. Die Nettokosten hätten 1988 fast ein Drittel des Aufkommens der Lohn- und Einkommensteuer ausgemacht, so daß die hier vorgestellte Reformvariante als kaum finanzierbar bezeichnet werden kann. Es wäre wohl utopisch anzunehmen, daß die möglichen positiven Anreizeffekte des verminderten Transferentzugssatzes zu einer Senkung des Bürgergeldvolumens in ähnlicher Größenordnung führen würde. Mit Blick auf die Gegenwart ist zudem zu bedenken, daß seit der Wiedervereinigung das Transfervolumen im Falle der Einführung eines Bürgergeldes wesentlich höher als in der hier präsentierten Simulationsrechnung ausfallen dürfte, und zwar auch in Relation zum Volkseinkommen. Denn die schrittweise Angleichung der Einkommen in Ostdeutschland an das westdeutsche Niveau bewirkt, daß in der Übergangszeit die Haushaltseinkommen in den neuen Bundesländern vergleichsweise häufiger und tendenziell stärker unterhalb des Existenzminimums liegen als in Westdeutschland - es sei denn, für Ostdeutschland würde das relevante Existenzminimum deutlich niedriger als hier vorgeschlagen definiert; dies wäre aber nicht sinnvoll und politisch kaum tragbar. Eine Reform der sozialen Mindestsicherung nach dem Muster einer Negativen Einkommensteuer würde also zu erheblichen Mehrkosten führen. Bei allen Vorteilen, die ein Bürgergeldsystem mit 50%igem Transferentzugssatz haben mag, ist die Finanzierungsfrage völlig offen; bei höherem Transferentzugssatz wäre das Problem zwar weniger gravierend, aber nicht gelöst.
Im vorliegenden Papier werden drei Ansätze zur Reform des Familienleistungsausgleichs (FLA) mit jeweils zwei Varianten dargestellt und hinsichtlich ihrer fiskalischen Effekte und Wirkungen in verschiedenen Segmenten der Einkommensverteilung systematisch verglichen. – Mit dem weitestgehenden Konzept, der Kindergrundsicherung, wird ein Existenz sicherndes und zu versteuerndes Kindergeld in Höhe von monatlich 502 Euro bzw. 454 Euro pro Kind vorgeschlagen. Die bisherigen kindbedingten Freibeträge und mehrere Sozialleis-tungen könnten entfallen bzw. reduziert werden. – Daneben werden Kindergelderhöhungen auf einheitlich 238 Euro bzw. 328 Euro pro Kind und Monat, die allen Kindern – auch denen im SGB II-Leistungsbezug – zugute kommen sollen, untersucht. Das Kindergeld wäre wie bisher nicht zu versteuern, die bisherigen kindbedingten Freibeträge würden aber entfallen. – Schließlich wird der Vorschlag einer deutlichen Erhöhung des Kinderzuschlags bei reduzierter Mindesteinkommensgrenze und Wegfall der Höchsteinkommensgrenze erörtert. Zudem ist bei diesem Ansatz ein nochmals erhöhter Kinderzuschlag bei Alleinerziehenden – analog zum Mehrbedarfszuschlag nach dem SGFB II – (erste Variante) oder eine Herabsetzung der Transferentzugsrate auf Nichterwerbseinkommen von 100% auf 70% (zweite Variante) vorgesehen. Die zu erwartenden fiskalischen Belastungen der einfachen Kindergelderhöhung (ohne Be-steuerung) können ohne Weiteres hochgerechnet werden (16 bzw. 35 Mrd. Euro p. a.), die der anderen Reformmodelle sind aber ohne mikroanalytische Fundierung unter Berücksichtigung der Einkommensverteilung kaum abschätzbar. Zwar lassen sich auch die Bruttokosten der Kindergrundsicherung auf einfachem Wege ermitteln (Multiplikation der Kindergeld-Kinder mit der Betragshöhe), die Aggregate der davon abzusetzenden zahlreichen Einsparungen bei anderen Sozialleistungen und insbesondere der Steuermehreinnahmen sind allerdings nicht offensichtlich. Eine erste Überschlagsrechnung hat ergeben, dass die Nettokosten der ersten „großzügigen“ Variante der Kindergrundsicherung (502 Euro) denen der Kindergelderhöhung auf das sächliche Existenzminimum (322 Euro) ohne Besteuerung ungefähr gleich sind (in der Größenordnung von 35 Mrd. Euro). Eine genauere Quantifizierung kann aber nur auf der Ba-sis repräsentativer Mikrodaten und eines Simulationsmodells erfolgen, da insbesondere der Besteuerungseffekt der Kindergrundsicherung von der faktischen Einkommensverteilung abhängt. Auch eine Kostenschätzung für die Kinderzuschlagsreform bedarf mikroanalytischer Verfahren; ungeachtet dessen würde diese auf einen begrenzten Einkommensbereich gerichte-te Reform aber eindeutig die geringsten Kosten verursachen. Für einen systematischen Vergleich der Verteilungswirkungen der Reformvorschläge werden in der vorliegenden Arbeit Modellrechnungen für zwei ausgewählte Haushaltstypen präsen-tiert. Dabei wird deutlich, dass mit dem vergleichsweise begrenzten Konzept der Ausweitung des Kinderzuschlags die Situation von Familien in prekären Einkommensverhältnissen bis zu Familien der unteren Mittelschicht deutlich verbessert werden könnte. Inwieweit dieser Effekt eintreten würde, hängt allerdings auch vom Inanspruchnahmeverhalten ab; bisher ist die Nicht-Inanspruchnahme von Kinderzuschlag und Wohngeld weit verbreitet. Zudem würde sich die Situation der ärmsten Familien, die auf SGB II-Leistungen angewiesen sind, nicht verbessern, und am oberen Rand würden die Entlastungseffekte des FLA als Folge der kind-bedingten Freibeträge weiterhin mit dem elterlichen Einkommen zunehmen. Demgegenüber würden sich bei den Varianten der Kindergelderhöhung (ohne Besteuerung) die deutlichen Verbesserungen gegenüber dem Status quo gleichmäßig über das Einkommensspektrum vom Niedriglohnsegment – bei unverändert problematischen Effekten des Kinderzuschlags (Ein-kommensbruchstelle bei Höchsteinkommensgrenze) – bis in obere Schichten verteilen und erst am oberen Rand mit steigendem Einkommen sinken (infolge des Wegfalls der bisherigen kindbedingten Freibeträge). Die Förderungen durch die Kindergrundsicherung schließlich würden am stärksten im unteren und unteren Mittelbereich ausfallen und – im Gegensatz zu anderen Konzepten – insbesondere verdeckte Armut systembedingt, also quasi „automatisch“, weitgehend abbauen. Im oberen Mittelbereich und hauptsächlich in höheren Schichten würden die Transfers dagegen mit zunehmendem Einkommen kontinuierlich abnehmen. Insgesamt würde dies zu einem vergleichsweise stetig steigenden Verlauf des verfügbaren Familieneinkommens führen; die wegen der hohen Transferentzugsraten des Kinderzuschlags – gegebenenfalls in Kombination mit Wohngeld – häufigen Befürchtungen negativer Arbeitsanreize im unteren Einkommensbereich wären gegenstandslos. Inwieweit die hier diskutierten Reformkonzepte zu einem Abbau von Kinder- und Familien-armut und zu weniger Ungleichheit der personellen Einkommensverteilung führen können, lässt sich allein auf der Basis von Modellrechnungen allerdings nicht absehen. Dazu bedarf es detaillierter Analysen auf der Basis von repräsentativen Mikrodaten, die die faktische Ein-kommensverteilung abbilden und Simulationsrechnungen zur Quantifizierung der Effekte der Reformvarianten – unter Einbeziehung der Finanzierung der jeweiligen Nettokosten – ermöglichen. Daran wird im Projekt „Vom Kindergeld zu einer Grundsicherung für Kinder“ auf Basis der Daten des Sozio-ökonomischen Panels (SOEP) 2007 gearbeitet; die Repräsentativität des Datensatzes hinsichtlich des Nachweises von Einkommens-, insbesondere Transferar-ten wurde bereits geprüft – mit gutem Ergebnis.
Vom Kinderzuschlag zum Kindergeldzuschlag : ein Reformvorschlag zur Bekämpfung von Kinderarmut
(2007)
Ausgehend von einer kritischen Analyse des im Zuge der Hartz IV-Reform 2005 eingeführten Kinderzuschlags wird in der vorliegenden Studie ein Reformkonzept zur Bekämpfung von Kinderarmut entwickelt und eine quantitative Abschätzung der unmittelbaren Reformwirkungen vorgenommen. Bei der Gestaltung des Reformvorschlags wurde an Grundprinzipien des allgemeinen Familienleistungsausgleichs angeknüpft. Dieser sollte unabhängig von der jeweiligen Armutsursache das Existenzminimum des Kindes nicht nur von der Steuer freistellen, sondern im Bedarfsfall durch positive Transfers – mit einem Kindergeldzuschlag – gewährleisten. Dies erfordert a) die Aufstockung des Kindergeldes durch einen Zuschlag auf die Höhe des sächlichen Existenzminimums, also um maximal 150 Euro auf 304 Euro – bei Alleinerziehenden wegen besonderer Mehrbedarfe für das erste Kind um maximal 250 Euro auf 404 Euro; b) den Verzicht auf eine zeitliche Befristung des Kindergeldzuschlags; c) die Berücksichtigung des Familieneinkommen nach Abzug eines Freibetrages in Höhe des pauschalisierten Existenzminimums der Eltern bzw. des Elternteils (1.238 Euro bzw. 860 Euro); d) eine mäßige (mit Besteuerungsgrundsätzen vereinbare) Anrechnung des zu berücksichtigenden Einkommens – wir schlagen eine Transferentzugsrate von 50% vor; e) den Verzicht auf eine Berücksichtigung des Vermögens. Wesentliche Unterschiede des Reformkonzepts gegenüber dem derzeitigen Kinderzuschlag liegen in der Ersetzung der „spitzen“ Berechnung des elterlichen Existenzminimums durch eine Pauschale und in dem Verzicht zum Einen auf eine explizite Höchsteinkommensgrenze – aus der Transferentzugsrate ergibt sich freilich eine implizite Höchsteinkommensgrenze – und zum Anderen auf eine Mindesteinkommensgrenze. Es bleibt den Eltern also unbenommen, den Kindergeldzuschlag in Anspruch zu nehmen, selbst wenn ihre Einkommensverhältnisse und individuellen Wohnkosten auf einen höheren ALG II-Anspruch schließen lassen, den sie aber nicht wahrnehmen – sei es aus Stigmatisierungsangst, aus Unwissenheit, weil sie den Verweis auf kleine Ersparnisse befürchten oder sich von dem bürokratischen Aufwand abschrecken lassen. Aus vorliegenden Schätzungen geht hervor, dass aus den genannten Grün den das Ausmaß verdeckter Armut groß ist. Dem könnte durch einen vergleichsweise unbürokratischen Kindergeldzuschlag entgegengewirkt werden, insbesondere wenn der Leistungsträger, also die Familienkasse, verpflichtet wird, bei sehr geringem Einkommen des Antragstellers diesen auf möglicherweise bestehende höhere ALG II-Ansprüche hinzuweisen. Zur Abschätzung der unmittelbaren Reformwirkungen wurde ein Mikrosimulationsmodell entwickelt und mit den Daten des Sozio-ökonomischen Panels 2006 in mehreren Varianten gerechnet. Auf der Basis einer bereinigten Stichprobe ergeben sich – je nach Reformvariante – 3 Mio. bis 3,6 Mio. potenziell begünstigte Kinder, was etwa einem Sechstel bzw. einem Fünftel aller Kinder, für die Kindergeld bezogen wird, entspricht. Unter den Kindern von Alleinerziehenden würde die Empfängerquote mit gut einem Drittel weit überdurchschnittlich ausfallen. Die fiskalischen Bruttokosten des Reformmodells würden sich auf 3,7 Mrd. bzw. 4,5 Mrd. Euro jährlich (11% bzw. 13% der derzeitigen Kindergeldausgaben) belaufen; sie würden durch einige Einsparungen beim nachrangigen Wohngeld, bei ausbildungsbedingten Transfers sowie beim ALG II – sofern einige Anspruchsberechtigte den Bezug des Kindergeldzuschlags vorziehen – etwas vermindert werden. Der durchschnittliche Zahlbetrag pro Bedarfsgemeinschaft mit Anspruch auf Kindergeldzuschlag liegt bei 190 Euro p. M., der Median bei 150 Euro. Mit dem insgesamt begrenzten Mittelaufwand kann eine erhebliche Verminderung relativer Einkommensarmut von Familien erreicht werden. Die derzeit bei etwa 18% liegende Armutsquote von Kindern, für die Kindergeld bezogen wird, würde nach Einführung des Kindergeldzuschlags um etwa vier Prozentpunkte zurückgehen, die aller Mitglieder in den Familien von 16% um drei Prozentpunkte. Mit etwa zwei Dritteln lebt der größte Teil der potenziellen Anspruchsberechtigten in erwerbstätigen Familien, und die relative stärkste Verminderung der Armutsquote ergibt sich bei Familien mit Vollzeiterwerbstätigkeit. Die mit dem Kindergeldzuschlag zu bewirkende Verminderung von Kinderarmut würde wegen der hohen Erwerbsquote von Familien also mit einem Abbau von Armut trotz Arbeit einhergehen. Besonders große Reformwirkungen zeigen sich bei den Alleinerziehenden, für welche die Simulation eine Reduzierung der derzeit bei 40% liegenden Armutsquote um etwa acht Prozentpunkte ergibt. Dennoch verbliebe die Armutsquote auch nach Einführung des Kindergeldzuschlags auf einem bedrückend hohen Niveau. Dies ist ganz überwiegend auf die große Zahl der Alleinerziehenden mit Bezug von ALG II und Sozialgeld bzw. Sozialhilfe zurückzuführen, die annahmegemäß nach der Reform im Grundsicherungsbezug verbleiben, den vorrangigen Kindergeldzuschlag also nicht in Anspruch nehmen. Bei den Paarfamilien zeigt sich – relativ gesehen – ein ähnlicher Effekt des Kindergeldzuschlags wie bei den Alleinerziehenden; die Armutsquote von derzeit 12,5% würde um ein Fünftel auf 10% zurückgehen. Dabei fällt die Reformwirkung umso größer aus, je mehr Kinder in der Familie leben. Bei den trotz Einführung des Kindergeldzuschlags unter der relativen Armutsgrenze verbleibenden Paarfamilien handelt es sich zu einem geringeren Teil als bei den Alleinerziehenden um Empfänger von nachrangigen allgemeinen Grundsicherungsleistungen und zu einem größeren Teil um Fälle, bei denen auch das um den Kindergeldzuschlag erhöhte Einkommen die Armutsgrenze nicht erreicht. Ihre Situation würde sich dennoch durch die Reform erheblich verbessern, da die relative Armutslücke im Durchschnitt von 21% auf 14% zurückgehen würde; dies entspricht einer Einkommenserhöhung von durchschnittlich 267 Euro. Abschließend bleibt darauf hinzuweisen, dass der hier vorgestellte Reformvorschlag lediglich als erster Schritt zu einer allgemeinen Grundsicherung für Kinder zu verstehen ist. Er wurde unter dem Aspekt einer schnellen Umsetzbarkeit entwickelt, sollte aber weiter reichende Überlegungen nicht verdrängen. Diese haben nicht nur das sächliche Existenzminimum des Kindes, sondern darüber hinaus den verfassungsgerichtlich festgestellten Betreuungs- und Erziehungs- oder Ausbildungsbedarf (BEA) in den Blick zu nehmen. Er wird im Rahmen der Einkommensbesteuerung durch einen Freibetrag berücksichtigt (§ 32 Abs. 6 EStG), ist in die Bemessung des hier vorgestellten Kindergeldzuschlags aber nicht eingegangen. Eine systematische Weiterentwicklung des Familienleistungsausgleichs im Steuerrecht würde die Einführung eines einheitlichen (Brutto-) Kindergeldes zur Abdeckung von sächlichem Existenzminimum und BEA erfordern, das entsprechend der Leistungsfähigkeit der Eltern, also nach dem allgemeinen Einkommensteuertarif, zu versteuern wäre (Lenze 2007).
Die Auswertungen der EVS 2003 zur Höhe und Struktur der Konsumausgaben der Paarhaushalte mit einem Kind im unteren Einkommensbereich erfolgten vorrangig mit dem Ziel, Anhaltspunkte zur Beurteilung des gegenwärtigen Niveaus der mit Arbeitslosengeld II und Sozialgeld gegebenen Grundsicherung von Familien zu erarbeiten. Die Ergebnisse vermitteln einen ersten Eindruck über die insgesamt stark eingeschränkten Teilhabemöglichkeiten von Familien mit Bezug von Grundsicherungsleistungen. ...
Die vorliegende Untersuchung der effektiven Stundenlöhne in Deutschland erfolgte im Hin-blick auf die Frage nach der Ungleichheit ihrer Verteilung und der Einhaltung eines Kriteri-ums minimaler Leistungsgerechtigkeit. Ausgangspunkt ist die Annahme eines komplexen Gerechtigkeitsempfindens in der Gesellschaft, das neben dem Marktmechanismus als einem Motor für Leistung und leistungsabhängige Einkommen auch individuelle Anstrengungen sowie die Folgen faktischer Marktunvollkommenheiten bzw. faktischen Marktversagens berücksichtigt. Zur Approximation der ergänzenden Aspekte von Leistungsgerechtigkeit wird an relative Lohnpositionen angeknüpft: Lohneinkommen, die einen gesellschaftlichen Mittelwert sehr weit – bezogen auf den Durchschnitt um mehr als die Hälfte, und alternativ bezogen auf den Median um mehr als ein Drittel – unterschreiten, gelten als Indikator für Zielabweichungen. Implizit wird damit unterstellt, dass individuelle Leistungsunterschiede begrenzt, die aus dem Marktmechanismus folgende Differenzierungen aber grenzenlos sind. Die sich aus dem hier gewählten Kriterium ergebenden Niedriglohngrenzen entsprechen ungefähr alternativ abgeleiteten Grenzwerten, die aus der Norm folgen, dass eine Vollzeiterwerbstätigkeit mindestens das eigene sozio-kulturelle Existenzminimum zuzüglich einer Leistungskomponente sichern sollte. Neben dem Aspekt minimaler Leistungsgerechtigkeit für den unteren Rand der Verteilung werden keine weiteren konkreten Normen zur Beurteilung der Zielangemessenheit der beobachteten Verteilung der Lohnsätze gesetzt. Dies würde den Rahmen dieser Untersuchung sprengen. Die empirische Analyse auf Basis des Sozio-ökonomischen Panels (SOEP) und der Einkommens- und Verbrauchsstichprobe (EVS) konzentriert sich auf das Jahr 2003 und wird ergänzt um einige Auswertungen für 1998, die allerdings nur mit dem SOEP durchgeführt werden können. Obwohl aus dem SOEP generell eine größere Ungleichheit der Verteilung resultiert, halten sich die Unterschiede zwischen den Ergebnissen beider Datenquellen in Grenzen. ...
Zusammenfassung und Schlussfolgerungen Die verschiedenen Alternativrechnungen zur Bemessung des Eckregelsatzes auf Basis der Daten der EVS 2003 und der normativen Setzungen der derzeit gültigen Regelsatzverordnung (RSV) haben zu Beträgen leicht über (Variante 1b) bis mäßig unter (Variante 4b) dem gegenwärtigen Satz von 345 Euro geführt. Da sich aus einer kritischen Betrachtung der grundlegenden Vorentscheidungen, auf denen die RSV aufbaut, einige fragwürdige bzw. nicht konsistente Einzelregelungen ergeben haben, erscheint das seit 2005 gültige Niveau des gesetzlich anerkannten Existenzminimums als tendenziell zu gering, zumal der Eckregelsatz auch für den Leistungsanspruch von Familien mit Kindern maßgeblich ist. Darüber hinaus ist zu bedenken, dass die Herausnahme der Sozialhilfebezieher aus der Referenzgruppe gemäß RSV unter theoretischen Gesichtspunkten nicht hinreichend ist, um Zirkelschlüsse - vom Ausgabeverhalten der Hilfebedürftigen auf deren Existenzminimum - zu vermeiden. Denn nur etwa die Hälfte bis drei Fünftel der Bedürftigen nehmen ihre HLu-Ansprüche wahr, die weiteren Anspruchsberechtigten leben in verdeckter Armut. Die Referenzgruppe zur Ermittlung des sozio-kulturellen Existenzminimums müsste also auch um die so genannte Dunkelziffer der Armut (Personen in verdeckter Armut) bereinigt werden, was vermutlich zu einem leicht erhöhten (regelsatzrelevanten) Ausgabenniveau führen und Forderungen nach einer moderaten Anhebung des Eckregelsatzes unterstreichen würde. Abschließend soll der letztlich normative Charakter jeglicher Definition des Existenzmi-nimums nochmals verdeutlicht werden, aus dem die Notwendigkeit einer gesellschaftspoliti-schen Diskussion dessen, was ein menschenwürdiges Dasein und Chancengerechtigkeit - nicht nur im formalen, sondern im materiellen Sinne - ermöglicht, folgt. Dass mit dem so genannten Statistik-Modell der Regelsatzbemessung keineswegs Objektivität bzw. Wertur-teilsfreiheit, eher nur Überprüfbarkeit oder Nachvollziehbarkeit erreicht wird, haben die An-merkungen zu den regelsatzrelevanten Anteilssätzen einzelner Ausgabenpositionen in Kapitel 3.2 gezeigt. Wie stark der Einfluss normativer Vorentscheidungen auf das Niveau des sozio-kulturellen Existenzminimums ist, zeigt sich aber bereits in der Auswahl der Alleinstehenden als Referenzgruppe. Damit wird bei der Analyse des regelsatzrelevanten Ausgabeverhaltens auf eine Gruppe Bezug genommen, die überdurchschnittlich von relativer Einkommensarmut betroffen ist.13 Alternativ könnten auch die Paarhaushalte ohne Kinder mit ihrem vergleichs-weise geringen Armutsrisiko als Referenzgruppe definiert werden. Nach einer ersten Abschätzung ergibt sich für das unterste Quintil von Paaren ohne Kind ein regelsatzrelevanter Konsum in Höhe von gut 700 Euro; bei gegebenen Regelsatzproportionen folgt daraus ein Existenzminimum (ohne Kosten für Unterkunft und Heizung) von gut 390 Euro gegenüber derzeit 345 Euro bei Alleinstehenden und von etwa 1.130 Euro gegenüber 828 Euro bei Paa-ren mit einem Kind. Mit diesem Beispiel ist nicht die Empfehlung einer entsprechend starken Leistungsanhebung verbunden, sondern lediglich ein Hinweis darauf, dass das derzeitige Ver-fahren der Regelsatzbemessung restriktiv angelegt ist und mit aktuellen Daten eher eine Er-höhung als eine Absenkung des Niveaus des Existenzminimums begründet werden kann.
Sozialpolitische Auseinandersetzungen kursieren gegenwärtig verschärft um die Gestaltung der Sicherung des sozio-kulturellen Existenzminimums, um eine angebliche "Kostenexplosion" bei der Grundsicherung für Arbeitsuchende und um Vermutungen über verbreiteten Leistungsmissbrauch. Der Blick ist also stark auf die staatlicherseits auf Basis des Sozialgesetzbuches (SGB) über Transfers "zu bekämpfende" und "bekämpfte" Armut gerichtet. Vor diesem Hintergrund sollen die auf relative Grenzen – 50% des arithmetischen Mittels oder 60% des Medians der Nettoäquivalenzeinkommen – bezogenen Studien über Armut in Deutschland um eine Armutsanalyse ergänzt werden, die den Einkommensbereich unterhalb des gesetzlichen Existenzminimums in den Fokus nimmt. In der folgenden Untersuchung geht es nicht nur um die Größe der edürftigenBevölkerungsgruppe insgesamt, sondern darüber hinaus um die Bedeutung von Ursachen der Hilfebedürftigkeit – Arbeitslosigkeit, Teilzeiterwerbstätigkeit, niedriges Erwerbseinkommen, Alter –, um geschlechtsspezifische Unterschiede und um die Betroffenheit von Kindern. Hier fehlt es bisher an zeitnahen empirischen Informationen. Daten über die Zahl und Struktur der Empfänger von Grundsicherungsleistungen – also von Arbeitslosengeld II (Alg II) bzw. Sozialgeld, Grundsicherung im Alter und bei Erwerbsminderung oder Hilfe zum Lebensunterhalt (HLu) der Sozialhilfe – vermitteln nur die "halbe Wahrheit". ...
The selection of features for classification, clustering and approximation is an important task in pattern recognition, data mining and soft computing. For real-valued features, this contribution shows how feature selection for a high number of features can be implemented using mutual in-formation. Especially, the common problem for mutual information computation of computing joint probabilities for many dimensions using only a few samples is treated by using the Rènyi mutual information of order two as computational base. For this, the Grassberger-Takens corre-lation integral is used which was developed for estimating probability densities in chaos theory. Additionally, an adaptive procedure for computing the hypercube size is introduced and for real world applications, the treatment of missing values is included. The computation procedure is accelerated by exploiting the ranking of the set of real feature values especially for the example of time series. As example, a small blackbox-glassbox example shows how the relevant features and their time lags are determined in the time series even if the input feature time series determine nonlinearly the output. A more realistic example from chemical industry shows that this enables a better ap-proximation of the input-output mapping than the best neural network approach developed for an international contest. By the computationally efficient implementation, mutual information becomes an attractive tool for feature selection even for a high number of real-valued features.
It is well known that artificial neural nets can be used as approximators of any continous functions to any desired degree. Nevertheless, for a given application and a given network architecture the non-trivial task rests to determine the necessary number of neurons and the necessary accuracy (number of bits) per weight for a satisfactory operation. In this paper the problem is treated by an information theoretic approach. The values for the weights and thresholds in the approximator network are determined analytically. Furthermore, the accuracy of the weights and the number of neurons are seen as general system parameters which determine the the maximal output information (i.e. the approximation error) by the absolute amount and the relative distribution of information contained in the network. A new principle of optimal information distribution is proposed and the conditions for the optimal system parameters are derived. For the simple, instructive example of a linear approximation of a non-linear, quadratic function, the principle of optimal information distribution gives the the optimal system parameters, i.e. the number of neurons and the different resolutions of the variables.
Towards correctness of program transformations through unification and critical pair computation
(2010)
Correctness of program transformations in extended lambda-calculi with a contextual semantics is usually based on reasoning about the operational semantics which is a rewrite semantics. A successful approach is the combination of a context lemma with the computation of overlaps between program transformations and the reduction rules, which results in so-called complete sets of diagrams. The method is similar to the computation of critical pairs for the completion of term rewriting systems. We explore cases where the computation of these overlaps can be done in a first order way by variants of critical pair computation that use unification algorithms. As a case study of an application we describe a finitary and decidable unification algorithm for the combination of the equational theory of left-commutativity modelling multi-sets, context variables and many-sorted unification. Sets of equations are restricted to be almost linear, i.e. every variable and context variable occurs at most once, where we allow one exception: variables of a sort without ground terms may occur several times. Every context variable must have an argument-sort in the free part of the signature. We also extend the unification algorithm by the treatment of binding-chains in let- and letrec-environments and by context-classes. This results in a unification algorithm that can be applied to all overlaps of normal-order reductions and transformations in an extended lambda calculus with letrec that we use as a case study.
Measuring confidence and uncertainty during the financial crisis : evidence from the CFS survey
(2010)
The CFS survey covers individual situations of banks and other companies of the financial sector during the financial crisis. This provides a rare possibility to analyze appraisals, expectations and forecast errors of the core sector of the recent turmoil. Following standard ways of aggregating individual survey data, we first present and introduce the CFS survey by comparing CFS indicators of confidence and predicted confidence to ifo and ZEW indicators. The major contribution is the analysis of several indicators of uncertainty. In addition to well established concepts, we introduce innovative measures based on the skewness of forecast errors and on the share of ‘no response’ replies. Results show that uncertainty indicators fit quite well with pattern of real and financial time series of the time period 2007 to 2010. Business Sentiment , Financial Crisis , Survey Indicator , Uncertainty
This paper provides theory as well as empirical results for pre-averaging estimators of the daily quadratic variation of asset prices. We derive jump robust inference for pre-averaging estimators, corresponding feasible central limit theorems and an explicit test on serial dependence in microstructure noise. Using transaction data of different stocks traded at the NYSE, we analyze the estimators’ sensitivity to the choice of the pre-averaging bandwidth and suggest an optimal interval length. Moreover, we investigate the dependence of pre-averaging based inference on the sampling scheme, the sampling frequency, microstructure noise properties as well as the occurrence of jumps. As a result of a detailed empirical study we provide guidance for optimal implementation of pre-averaging estimators and discuss potential pitfalls in practice. Quadratic Variation , MarketMicrostructure Noise , Pre-averaging , Sampling Schemes , Jumps
SUMMARY RECOMMENDATIONS 1. One of the major lessons from the current financial crisis refers to the systemic dimension of financial risk which had been almost completely neglected by bankers and supervisors in the pre-2007 years. 2. Accordingly, the most needed change in financial regulation, in order to avoid a repetition of such a crisis in the future, consists of influencing individual bank behaviour such that systemic risk is decreased. This objective is new and distinct from what Basle II was intended to achieve. 3. It is important, therefore, to evaluate proposed new regulatory instruments on the ground of whether or not they contribute to a reduction, or containment of systemic risk. We see two new regulatory measures of paramount importance: the introduction of a Systemic Risk Charge (SRC), and the implementation of a transparent bank resolution regime. Both measures complement each other, thus both have to be realized to be effective. 4. We propose a Systemic Risk Charge (SRC), a levy capturing the contribution of any individual bank to the overall systemic risk which is distinct from the institution’s own default risk. The SRC is set up such that the more systemic risk a bank contributes, the higher is the cost it has to bear. Therefore, the SRC serves to internalize the cost of systemic risk which, up to now, was borne by the taxpayer. 5. Major details of our SRC refer to the use of debt that may be converted into equity when systemic risk threatens the stability of the banking system. Also, the SRC raises some revenues for government. 6. The SRC has to be compared to several bank levies currently debated. The Financial Transaction Tax (FTT) does not directly address systemic risk and is therefore inferior to a SRC. Nevertheless, a FTT may offer the opportunity to subsidize on-exchange trading at the expense of off-exchange (over-the-counter, OTC) transactions, thereby enhancing financial market stability. The Financial Activity Tax (FAT) is similar to a VAT on financial services. It is the least adequate instrument among all instruments discussed above to limit systemic risk. 7. Bank resolution regime: No instrument to contain systemic risk can be effective unless the restructuring of bank debt, and the ensuing loss given default to creditors, is a real possibility. As the crisis has taught, bank restructuring is very difficult in light of contagion risk between major banks. We therefore need a regulatory procedure that allows winding down banks, even large banks, on short notice. Among other things, the procedure will require to distinguish systemically relevant exposures from those that are irrelevant. Only the former will be saved with government money, and it will then be the task of the supervisor to ensure a sufficient amount of nonsystemically relevant debt on the balance sheet of all banks. 8. Further issues discussed in this policy paper and its appendices refer to the necessity of a global level playing field, or the lack thereof, for these new regulatory measures; the convergence of our SRC proposal with what is expected to be long-term outcome of Basle III discussions; as well as the role of global imbalances.
Many studies show that most people are not financially literate and are unfamiliar with even the most basic economic concepts. However, the evidence on the determinants of economic literacy is scant. This paper uses international panel data on 55 countries from 1995 to 2008, merging indicators of economic literacy with a large set of macroeconomic and institutional variables. Results show that there is substantial heterogeneity of financial and economic competence across countries, and that human capital indicators (PISA test scores and college attendance) are positively correlated with economic literacy. Furthermore, inhabitants of countries with more generous social security systems are generally less literate, lending support to the hypothesis that the incentives to acquire economic literacy are related to the amount of resources available for private accumulation. JEL Classification: E2, D8, G1
This paper investigates the accuracy and heterogeneity of output growth and inflation forecasts during the current and the four preceding NBER-dated U.S. recessions. We generate forecasts from six different models of the U.S. economy and compare them to professional forecasts from the Federal Reserve’s Greenbook and the Survey of Professional Forecasters (SPF). The model parameters and model forecasts are derived from historical data vintages so as to ensure comparability to historical forecasts by professionals. The mean model forecast comes surprisingly close to the mean SPF and Greenbook forecasts in terms of accuracy even though the models only make use of a small number of data series. Model forecasts compare particularly well to professional forecasts at a horizon of three to four quarters and during recoveries. The extent of forecast heterogeneity is similar for model and professional forecasts but varies substantially over time. Thus, forecast heterogeneity constitutes a potentially important source of economic fluctuations. While the particular reasons for diversity in professional forecasts are not observable, the diversity in model forecasts can be traced to different modeling assumptions, information sets and parameter estimates. JEL Classification: G14, G15, G24
Price pressures
(2010)
We study price pressures in stock prices—price deviations from fundamental value due to a risk-averse intermediary supplying liquidity to asynchronously arriving investors. Empirically, twelve years of daily New York Stock Exchange intermediary data reveal economically large price pressures. A $100,000 inventory shock causes an average price pressure of 0.28% with a half-life of 0.92 days. Price pressure causes average transitory volatility in daily stock returns of 0.49%. Price pressure effects are substantially larger with longer durations in smaller stocks. Theoretically, in a simple dynamic inventory model the ‘representative’ intermediary uses price pressure to control risk through inventory mean reversion. She trades off the revenue loss due to price pressure against the price risk associated with remaining in a nonzero inventory state. The model’s closed-form solution identifies the intermediary’s relative risk aversion and the distribution of investors’ private values for trading from the observed time series patterns. These allow us to estimate the social costs—deviations from constrained Pareto efficiency—due to price pressure which average 0.35 basis points of the value traded. JEL Classification: G12, G14, D53, D61
This paper presents a model to analyze the consequences of competition in order-flow between a profit maximizing stock exchange and an alternative trading platform on the decisions concerning trading fees and listing requirements. Listing requirements, set by the exchange, provide public information on listed firms and contribute to a better liquidity on all trading venues. It is sometimes asserted that competition induces the exchange to lower its level of listing standards compared to a situation in which it is a monopolist, because the trading platform can free-ride on this regulatory activity and compete more aggressively on trading fees. The present analysis shows that this is not always true and depends on the existence and size of gains related to multi market trading. These gains relax competition on trading fees. The higher these gains are, the more the exchange can increase its revenue from listing and trading when it raises its listing standards. For large enough gains from multi-market trading, the exchange is not induced to lower the level of listing standards when a competing trading platform appears. As a second result, this analysis also reveals a cross - subsidization effect between the listing and the trading activity when listing is not competitive. This model yields implications about the fee structures on stock markets, the regulation of listings and the social optimality of competition for volume. JEL Classification: G10, G18, G12
This paper proposes the Shannon entropy as an appropriate one-dimensional measure of behavioural trading patterns in financial markets. The concept is applied to the illustrative example of algorithmic vs. non-algorithmic trading and empirical data from Deutsche Börse's electronic cash equity trading system, Xetra. The results reveal pronounced differences between algorithmic and non-algorithmic traders. In particular, trading patterns of algorithmic traders exhibit a medium degree of regularity while non-algorithmic trading tends towards either very regular or very irregular trading patterns. JEL Classification: C40, D0, G14, G15, G20
How ordinary consumers make complex economic decisions: financial literacy and retirement readiness
(2010)
This paper explores who is financially literate, whether people accurately perceive their own economic decision-making skills, and where these skills come from. Self-assessed and objective measures of financial literacy can be linked to consumers’ efforts to plan for retirement in the American Life Panel, and causal relationships with retirement planning examined by exploiting information about respondent financial knowledge acquired in school. Results show that those with more advanced financial knowledge are those more likely to be retirement-ready.
We examined financial literacy among the young using the most recent wave of the 1997 National Longitudinal Survey of Youth. We showed that financial literacy is low; fewer than one-third of young adults possess basic knowledge of interest rates, inflation, and risk diversification. Financial literacy was strongly related to sociodemographic characteristics and family financial sophistication. Specifically, a college-educated male whose parents had stocks and retirement savings was about 45 percentage points more likely to know about risk diversification than a female with less than a high school education whose parents were not wealthy. These findings have implications for consumer policy. JEL Classification: D91
This paper investigates the accuracy and heterogeneity of output growth and inflation forecasts during the current and the four preceding NBER-dated U.S. recessions. We generate forecasts from six different models of the U.S. economy and compare them to professional forecasts from the Federal Reserve’s Greenbook and the Survey of Professional Forecasters (SPF). The model parameters and model forecasts are derived from historical data vintages so as to ensure comparability to historical forecasts by professionals. The mean model forecast comes surprisingly close to the mean SPF and Greenbook forecasts in terms of accuracy even though the models only make use of a small number of data series. Model forecasts compare particularly well to professional forecasts at a horizon of three to four quarters and during recoveries. The extent of forecast heterogeneity is similar for model and professional forecasts but varies substantially over time. Thus, forecast heterogeneity constitutes a potentially important source of economic fluctuations. While the particular reasons for diversity in professional forecasts are not observable, the diversity in model forecasts can be traced to different modeling assumptions, information sets and parameter estimates. JEL Classification: C53, D84, E31, E32, E37 Keywords: Forecasting, Business Cycles, Heterogeneous Beliefs, Forecast Distribution, Model Uncertainty, Bayesian Estimation
This paper analyzes loan pricing when there is multiple banking and borrower distress. Using a unique data set on SME lending collected from major German banks, we can instrument for effective coordination between lenders, carrying out a panel estimation. The analysis allows to distinguish between rents that accrue due to single bank lending, rents that accrue due to relationship lending, and rents that accrue due to the elimination of competition among multiple lenders. We find the relationship lending to have no discernible impact on loan spreads, while both single lending and coordinated multiple lending significantly increase the spread. Thus, contrary to predictions in the literature, multiple lending does not insure the borrower against hold-up. JEL Classification: D74, G21, G33, G34
Zusammenfassung und Ergebnisse Es ist noch zu früh, eine abschließende Bewertung der Entwicklung auf den Finanzmärkten während der letzten zwei Jahre vorzunehmen. In jedem Fall sind aber alle Regelungen auf den Prüfstand zu stellen. Das Aufsichtsrecht hat insgesamt seine Aufgabe, Finanzstabilität zu gewährleisten, nicht erfüllt. Wesentliche Schritte für eine grundlegende Reform sind: - ein striktes Verständnis des Aufsichtsrechts als Sonderordnungsrecht - eine drastische Reduktion der Komplexität der Rechtsvorschriften - die Internationalisierung und Europäisierung der Aufsicht - die Steigerung der Transparenz der Verbriefung einschließlich eines möglichen Zulassungsverfahrens und des Verbots bestimmter gefährlicher „Produkte“ - die vollständige Neuausrichtung der Bewertung von Finanzunternehmen und ihrer „Produkte“ („ratings“) - Die Schaffung geeigneter Regeln und Verfahren, um auch systemisch relevante Institutionen der Marktdisziplin, also ihrem Untergang, auszusetzen - Die Grundlage für kurzfristige Entscheidung über Fortführung, Zerlegung oder Abwicklung eines Instituts als Maßnahme der Gefahrenabwehr muss geschaffen werden. Ein Sonderinsolvenzrecht für Banken ist nicht angezeigt - Die Einbeziehung des menschlichen Verhaltens und der Persönlichkeitsstruktur der maßgebenden Personen in den Finanzinstitutionen
ZUSAMMENFASSUNG UND ERGEBNISSE (1) Die Schaffung des Europäischen Ausschusses für Systemrisiken stößt nicht auf durchgreifende rechtliche Bedenken. (2) Es ist nicht sicher, dass die Errichtung der neuen Europäischen Aufsichtbehörden ohne entsprechende Änderung des Primärrechts zulässig ist. (3) Es kommt entscheidend darauf an, welche rechtsverbindlichen Einzelweisungsbefugnisse tatsächlich den Behörden verliehen werden. (4) Die nach dem Kompromiss vom 2. Dezember 2009 noch verbliebenen Einzelweisungsbefugnisse der Behörden gegenüber Privaten und gegenüber nationalen Aufsichtsbehörden sind rechtlich kaum abgesichert. (5) Wenn die hoheitlichen Befugnisse weitgehend oder vollständig beseitigt werden, bestehen Bedenken im Hinblick auf die Geeignetheit und Erforderlichkeit der Einrichtungen. (6) Die weitreichenden Unabhängigkeitsgarantien sind nicht mit den Anforderungen demokratischer Aufsicht und Kontrolle zu vereinbaren. (7) Für die Einräumung von Unabhängigkeit ist nach deutschem Verfassungsrecht eine ausdrückliche Regelung in der Verfassung, wie in Art. 88 Satz 2 GG, erforderlich. (8) Die transnationale Kooperation von Verwaltungsbehörden bedarf zumindest dann einer gesetzlichen Ermächtigung, wenn faktisch verbindliche Entscheidungen getroffen werden.
This paper shows the equivalence of applicative similarity and contextual approximation, and hence also of bisimilarity and contextual equivalence, in the deterministic call-by-need lambda calculus with letrec. Bisimilarity simplifies equivalence proofs in the calculus and opens a way for more convenient correctness proofs for program transformations. Although this property may be a natural one to expect, to the best of our knowledge, this paper is the first one providing a proof. The proof technique is to transfer the contextual approximation into Abramsky's lazy lambda calculus by a fully abstract and surjective translation. This also shows that the natural embedding of Abramsky's lazy lambda calculus into the call-by-need lambda calculus with letrec is an isomorphism between the respective term-models.We show that the equivalence property proven in this paper transfers to a call-by-need letrec calculus developed by Ariola and Felleisen.
This note shows that in non-deterministic extended lambda calculi with letrec, the tool of applicative (bi)simulation is in general not usable for contextual equivalence, by giving a counterexample adapted from data flow analysis. It also shown that there is a flaw in a lemma and a theorem concerning finite simulation in a conference paper by the first two authors.
A logical framework consisting of a polymorphic call-by-value functional language and a first-order logic on the values is presented, which is a reconstruction of the logic of the verification system VeriFun. The reconstruction uses contextual semantics to define the logical value of equations. It equates undefinedness and non-termination, which is a standard semantical approach. The main results of this paper are: Meta-theorems about the globality of several classes of theorems in the logic, and proofs of global correctness of transformations and deduction rules. The deduction rules of VeriFun are globally correct if rules depending on termination are appropriately formulated. The reconstruction also gives hints on generalizations of the VeriFun framework: reasoning on nonterminating expressions and functions, mutual recursive functions and abstractions in the data values, and formulas with arbitrary quantifier prefix could be allowed.
Opting out of the great inflation: German monetary policy after the break down of Bretton Woods
(2009)
During the turbulent 1970s and 1980s the Bundesbank established an outstanding reputation in the world of central banking. Germany achieved a high degree of domestic stability and provided safe haven for investors in times of turmoil in the international financial system. Eventually the Bundesbank provided the role model for the European Central Bank. Hence, we examine an episode of lasting importance in European monetary history. The purpose of this paper is to highlight how the Bundesbank monetary policy strategy contributed to this success. We analyze the strategy as it was conceived, communicated and refined by the Bundesbank itself. We propose a theoretical framework (following Söderström, 2005) where monetary targeting is interpreted, first and foremost, as a commitment device. In our setting, a monetary target helps anchoring inflation and inflation expectations. We derive an interest rate rule and show empirically that it approximates the way the Bundesbank conducted monetary policy over the period 1975-1998. We compare the Bundesbank´s monetary policy rule with those of the FED and of the Bank of England. We find that the Bundesbank´s policy reaction function was characterized by strong persistence of policy rates as well as a strong response to deviations of inflation from target and to the activity growth gap. In contrast, the response to the level of the output gap was not significant. In our empirical analysis we use real-time data, as available to policy-makers at the time. JEL Classification: E31, E32, E41, E52, E58
Pion and strangeness puzzles
(1996)
Data on the mean multiplicity of strange hadrons produced in minimum bias proton--proton and central nucleus--nucleus collisions at momenta between 2.8 and 400 GeV/c per nucleon have been compiled. The multiplicities for nucleon--nucleon interactions were constructed. The ratios of strange particle multiplicity to participant nucleon as well as to pion multiplicity are larger for central nucleus--nucleus collisions than for nucleon--nucleon interactions at all studied energies. The data at AGS energies suggest that the latter ratio saturates with increasing masses of the colliding nuclei. The strangeness to pion multiplicity ratio observed in nucleon--nucleon interactions increases with collision energy in the whole energy range studied. A qualitatively different behaviour is observed for central nucleus--nucleus collisions: the ratio rapidly increases when going from Dubna to AGS energies and changes little between AGS and SPS energies. This change in the behaviour can be related to the increase in the entropy production observed in central nucleus-nucleus collisions at the same energy range. The results are interpreted within a statistical approach. They are consistent with the hypothesis that the Quark Gluon Plasma is created at SPS energies, the critical collision energy being between AGS and SPS energies.
The data on average hadron multiplicities in central A+A collisions measured at CERN SPS are analysed with the ideal hadron gas model. It is shown that the full chemical equilibrium version of the model fails to describe the experimental results. The agreement of the data with the off-equilibrium version allowing for partial strangeness saturation is significantly better. The freeze-out temperature of about 180 MeV seems to be independent of the system size (from S+S to Pb+Pb) and in agreement with that extracted in e+e-, pp and p{\bar p} collisions. The strangeness suppression is discussed at both hadron and valence quark level. It is found that the hadronic strangeness saturation factor gamma_S increases from about 0.45 for pp interactions to about 0.7 for central A+A collisions with no significant change from S+S to Pb+Pb collisions. The quark strangeness suppression factor lambda_S is found to be about 0.2 for elementary collisions and about 0.4 for heavy ion collisions independently of collision energy and type of colliding system
The transverse momentum and rapidity distributions of net protons and negatively charged hadrons have been measured for minimum bias proton-nucleus and deuteron-gold interactions, as well as central oxygen-gold and sulphur-nucleus collisions at 200 GeV per nucleon. The rapidity density of net protons at midrapidity in central nucleus-nucleus collisions increases both with target mass for sulphur projectiles and with the projectile mass for a gold target. The shape of the rapidity distributions of net protons forward of midrapidity for d+Au and central S+Au collisions is similar. The average rapidity loss is larger than 2 units of rapidity for reactions with the gold target. The transverse momentum spectra of net protons for all reactions can be described by a thermal distribution with temperatures' between 145 +- 11 MeV (p+S interactions) and 244 +- 43 MeV (central S+Au collisions). The multiplicity of negatively charged hadrons increases with the mass of the colliding system. The shape of the transverse momentum spectra of negatively charged hadrons changes from minimum bias p+p and p+S interactions to p+Au and central nucleus-nucleus collisions. The mean transverse momentum is almost constant in the vicinity of midrapidity and shows little variation with the target and projectile masses. The average number of produced negatively charged hadrons per participant baryon increases slightly from p+p, p+A to central S+S,Ag collisions.
A statistical model of the early stage of central nucleus--nucleus (A+A) collisions is developed. We suggest a description of the confined state with several free parameters fitted to a compilation of A+A data at the AGS. For the deconfined state a simple Bag model equation of state is assumed. The model leads to the conclusion that a Quark Gluon Plasma is created in central nucleus--nucleus collisions at the SPS. This result is in quantitative agreement with existing SPS data on pion and strangeness production and gives a natural explanation for their scaling behaviour. The localization and the properties of the transition region are discussed. It is shown that the deconfinement transition can be detected by observation of the characteristic energy dependence of pion and strangeness multiplicities, and by an increase of the event--by--event fluctuations. An attempt to understand the data on J/psi production in Pb+Pb collisions at the SPS within the same approach is presented.