Wirtschaftliche Entwicklung und Unfallversicherung:

Transkript

1 Wirschafliche Enwicklung und Unfallversicherung: Vom Zusammenhang von Konjunkur und Prävenion Prof. Dr. Bernd Süssmuh Friedrich-Alexander-Universiä Erlangen-Nürnberg Technische Universiä München, CESifo München Dr. Thomas Kohsall Insiu für Arbei und Gesundhei, DGUV Dresden Vorläufige Version, vorbereie für das 9. Dresdner Forum Prävenion 2010 Zusammenfassung. Sei Ende des ersen Jahrzehns des 20. Jahrhunders is der Verlauf der durch die gesezlichen Unfallversicherungsräger erfassen Arbeisunfallszahlen je Tausend Vollarbeier rasan gefallen. Ab dem Ende des zweien Jahrzehns des 20. Jahrhunders gil dies auch für die Saisik der ödlichen Arbeisunfälle. Zeigleich sind die um Inflaionseinflüsse bereinigen Prävenionsausgaben sei den 1950er Jahren um das Zwanzigfache angesiegen. Vor dem Hinergrund dieser langfrisigen Enwicklung unersuch die vorliegende Sudie die konjunkurelle Dynamik des Zusammenhangs von Aufwand und Nuzen der Unfallverhüung auf aggregierer und sekoraler Ebene. Es zeig sich, dass es sich sowohl beim Unfallgeschehen als auch bei den realen Prävenionsausgaben um deulich prozyklische Variablen handel, die dem Konjunkurzyklus mi geringer Verzögerung folgen. Auf Indusrieebene is dieser konjunkurelle Gleichlauf insbesondere gegeben für die Sekoren Bau, Gesundhei und Chemie. Prävenionsausgaben zeigen eine asymmerische Wirkung auf das Unfallgeschehen im Konjunkurverlauf. Ein ausgepräger negaiver Zusammenhang von Arbeisunfällen und Prävenionsausgaben beseh im Abschwung. Ab 1. April 2010 Inhaber des Lehrsuhls für Volkswirschafslehre, insbes. Ökonomerie, Insiu für empirische Wirschafsforschung, Universiä Leipzig. Für ausgezeichnee und akräfige Unersüzung im Rahmen dieses Projeks wird René Naarmann, Fabian Feierabend, Basian Gawellek, Maria Huber, Alexander von Kozebue und Andrea Wilhelm gedank. 1

2 1. Einleiung und Moivaion Die Geschiche der deuschen gesezlichen Unfallversicherung (UV) reich zurück ins Jahr 1884, als im Rahmen der Reichsversicherungsordnung (RVO) das Unfallversicherungsgesezes erlassen wurde. Dabei haben die wesenlichen Srukurmerkmale der UV von 1884 bis heue Besand. Wie man in Abbildung 1 erkenn is der Verlauf der durch die gesezlichen Unfallversicherungsräger erfassen Arbeisunfallszahlen je Vollarbeier sei Ende des ersen Jahrzehns des 20. Jahrhunders rasan gefallen. Ab dem Ende des zweien Jahrzehns des 20. Jahrhunders gil dies auch für die Saisik der ödlichen Arbeisunfälle je Vollarbeier Abb. 1 Linkes Diagramm: Arbeisunfälle je Vollarbeier; reches Diagramm: Tödliche Arbeisunfälle je Vollarbeier; graue Linie mi einem HP(100)-Filer exrahiere Trendfunkion (Hodrick und Presco, 1997); Daen: Arbeisunfälle und ödliche Arbeisunfälle jeweils im engeren Sinne und je Vollarbeier, : Wickenhagen (1980: Übersich 1, 3, 4, S. 246, ); : BMAS (2009: Tab. TM1, TM2, S ); : Geschäfs- und Rechnungsergebnisse der gewerblichen Berufsgenossenschafen, Haupverband der gewerblichen Berufsgenossenschafen (HVBG) 1.1 Volailiä und Regimewechsel. In Abbildung 1 sind neben den ursprünglichen Zeireihen (blaue Linien) auch die mi dem wei verbreieen Verfahren nach Hodrick und Presco (1997) dem so genannen HP-Filer ermielen Trendfunkionen als graue Linien dargesell. Die Trendkomponene wurde dabei so berechne, dass die folgende Opimierungsvorschrif erfüll wird: T T ( y τ ) u.d.nb. [( τ + 1 τ ) ( τ τ 1) ] λ τ, = 1 = 2 min wobei y die Originalreihe, τ den von der Zeireihe abzuziehenden Trend und λ einen so genannen Gläungsparameer bezeichne, der für Jahresdaen in der Regel auf einen Wer von 100 gesez wird (Hodrick und Presco, 1997; Ravn und Uhlig, 2002). Die gefileren, das 2

3 heiß rendbereinigen, Reihen oder auch Konjunkurkomponenen sind unen in Abbildung 2 dargesell. Insbesondere an der durch den 2. Welkrieg unerbrochenen Zeireihe der nich-ödlichen Arbeisunfälle fäll auf, dass in der Periode von die kurz- und mielfrisigen Schwankungen um den Trend särker ausfallen als in der Nachkriegszei. Um diesen Rückgang in der Volailiä des Unfallgeschehens auch quaniaiv deulich zu machen, empfiehl es sich, auf deskripive Volailiäsmaße zurückzugreifen. Exemplarisch werden hier die folgenden Volailiäsmaße für den jeweiligen Zeiraum (vor und nach dem 2. Welkrieg) berechne: 1 v [ y ( y) ] σ τ 1 =, τ T m v T y 1 T y 1 T 1 =. 2 T y Bei beiden Maßen v 1 und v 2 handel es sich um bewähre Saisiken zur Volailiäsmessung; so wurde v 1, das die Sandardabweichung der rendbereinigen Zeireihe in Bezug zu ihrem mileren Trendwer (Medianwer der Trendfunkion τ Tm ) sez, beispielsweise von Süssmuh (2002a) benuz. Ebenso gebräuchlich is die Verwendung von v 2, das die Absoluwere der ersen Differenzen der ungefileren Reihe auf ihren arihmeischen Mielwer normier. Es komm beispielsweise bei Chrisiano (1988) und Fizgerald (1997) zum Einsaz. Die Ergebnisse für die in Abbildung 1 dargesellen Zeireihen sind in Tabelle 1 ausgewiesen. Tab. 1. Volailiä des Arbeisunfallgeschehens in Deuschland vor und nach dem 2. Welkrieg Arbeisunfälle je Vollarbeier Tödliche Arbeisunfälle je Vollarbeier Periode: v 1 0,107 0,047 0,105 0,104 v 2 0,071 0,048 0,071 0,076 Vergleich man die beiden Beobachungszeiräume vor und nach dem 2. Welkrieg mieinander, halbier sich für beide beracheen Maße v 1 und v 2 die Volailiä der Arbeisunfälle mi nich-ödlichem Ausgang je Vollarbeier in ewa. Für v 2 handel es sich genau genommen um eine Redukion von ewa 40 Prozen, während der v 1 -Wer im Übergang um mehr als die Hälfe zurückgeh. Dieser Bruch finde sich allerdings nich in der Volailiä der ödlichen Arbeisunfälle je Vollarbeier wieder. Für beide Mehoden änder sich die Volailiä der 1 Für eine ausführliche Darsellung weierer (asympoisch äquivalener) Volailiäsmaße sei hier auf die Übersich von McKenzie (1999) verwiesen. 3

4 ödlichen Arbeisunfallsaisik um weniger als 10 Prozen. Während der v 1 -Wer im Übergang marginal abnimm, seig die durch v 2 gemessene Volailiä sogar um ewa 7 Prozen. Deulich wird dieser Unerschied im Regimewechsel von ödlichen und nich-ödlichen Arbeisunfallszahlen bei Berachung der Wachsumsraen (Abbildung 3). Auf der einen Seie nimm die Sreuung der Wachsumsraen der nich-ödlichen Arbeisunfälle je Vollarbeier (gemessen an ihrer Sandardabweichung) von der Periode auf den Zeiraum signifikan ab, indem sie sich mehr als halbier. Auf der anderen Seie beräg der Rückgang in der Sreuung der Wachsumsraen der ödlichen Arbeisunfälle für den Regimeübergang vergleichsweise geringen 8 Prozen. Die jüngere Lieraur schreib den nichödlichen Arbeisunfällen eher die Eigenschaf zu durch Poliikmaßnahmen im weiesen Sinne woruner naürlich auch Prävenions- und Unfallverhüungsmaßnahmen fallen beeinflussbar zu sein (Boone und van Ours, 2006, S ). 2 Folg man dieser Argumenaion kann der Rückgang der Volailiä der nich-ödlichen Arbeisunfälle als ein langfrisiger Erfolg der frühen Ansrengungen und Reformen der gesezlichen Unfallversicherung (insbesondere der Kodifikaion der RVO 1911 und der Ausweiung von Risiken und Versicherungspflich im 2. und 6. Änderungsgesez, 1925 und 1942) gesehen werden. 3 Die langfrisige und kurzfrisige, möglicherweise asymmerische, Prävenionsausgabenelasiziä der Unfallsaisik werden wir an späerer Selle, in Abschni 4, näher beleuchen und quanifizieren Abb. 2 Konjunkurkomponenen der Arbeisunfälle und ödlichen Arbeisunfälle je Vollarbeier (Daenquelle: s. Abb. 1); Trendbereinigung: HP(100)-Filer (Hodrick and Presco, 1997) 2 Allerdings solle erwähn werden, dass Boone und van Ours (2006) in ihrer Inerpreaion sowei gehen, die ödlichen Arbeisunfälle als vollkommen exogen und dami als unabhängig von jeglicher Poliikmaßnahme zu unersellen. Diese Ansich wird von uns nich geeil. 3 Dies sez naürlich voraus, dass es sich bei der Gläung oder Sabilisierung der Arbeisunfälle im Zeiablauf asächlich um ein Desideraum handel, worüber noch zu sprechen sein wird. 4

5 Abb. 3 Wachsumsraen der Arbeisunfälle und ödlichen Arbeisunfälle je Vollarbeier (Quelle: s. Abb. 1) Zusammenfassend kann man feshalen, dass obschon der Bruch für die Arbeisunfallsaisiken wesenlich weniger sark ausfäll als für andere volkswirschafliche Größen, 4 es dennoch gerechferig erschein, von zwei gerennen Regimen auszugehen. Ein Grund lieg in dem langfrisigen sekoralen und srukurellen Wandel der Indusrienaionen in dieser Zei. Wirschafshisoriker daieren den ewa ein halbes Jahrhunder andauernden und durch die Schlüsselechnologien Elekriziä und Chemie geprägen 3. Kondraieff-Zyklus vom Ende des 19. Jahrhunders bis zum Ende des 2. Welkriegs. Der Beginn einer 4. Kondraieff-Welle gekennzeichne von echnologischen Neuerungen in Bereichen wie der Mikroelekronik und der Auomobilindusrie wird üblicherweise in den 1950er Jahren gesehen (Solomou, 1998). Insbesondere der erse Teil des links in Abbildung 1 gezeigen Diagramms schein der Dynamik eines solchen 3. Kondraieff-Zyklus zu folgen. In den frühen Arbeien von Kondraieff (1925), Schumpeer (1939) und Mensch (1979) wurde bei dieser langfrisig wellenarigen Dynamik von einer durchschnilichen Periodenlänge der Bewegung von Jahren ausgegangen. Heue herrsch uner quaniaiven Wirschafshisorikern die Meinung vor, dass insbesondere für die deusche Volkswirschaf beding durch die iefen Einschnie der beiden Welkriege ( war shocks and adjusmens ; siehe Solomou, 1998, S. 91) die langfrisige periodische Dynamik dominier wird von so genannen Kuznes Swings (Kuznes, 1930) mi einer durchschnilichen Periodenlänge von Jahren (Mez, 1992; Solomou 1998). 1.2 Sabilisierung als Ziel. Im akuellen Jahrbuch Prävenion wird die Vision Zero, eine Wel ohne Arbeis-, Schul- und Wegeunfälle, skizzier. Dieses visionäre Fernziel sag aber für sich genommen noch nichs aus über die angesrebe Beschaffenhei des Pfades, über den dieser langfrisige Zusand oder Seady Sae erreich werden soll. So kann die 4 Anders als für andere Größen, läss sich hier auch kein signifikaner Srukurbruch für den 1. Welkrieg ausmachen, was an der Tasache des vorwiegend exraerriorialen Safindens dieses Krieges liegen mag. 5

6 Trajekorie enweder gla verlaufen oder durch Sprünge und/oder Zyklen gekennzeichne sein. Das ebenso im Jahrbuch Prävenion definiere Schlüsselkonzep der Corporae Social Responsibiliy (CSR) is hier hilfreicher. Die CSR ergänz die soziale Veranworung der Unernehmen bezüglich nachhaliger Produke, umwelschonender Produkionsverfahren ec. um den Schuz der eigenen Miarbeier. Warum genau sind nun der Miarbeierschuz und die Sabilisierung von Arbeisunfällen aus wohlfahrsökonomischer Sich nachhalig und ersrebenswer? Die Anwor lieg zunächs einmal in der Schaffung von Planungssicherhei bei den Unfallversicherungsrägern und den Unernehmen geschaffen wird. Ein glaer Verlauf der Arbeisunfälle bedeue ein Weniger an ransiorischen Ausfällen von Arbeiskräfen und dami verbundenen Fähigkeis- und Erfahrungsverlusen, was sich auch in weniger sarken Produkiviäsverlusen widerspiegel (Marin und Rogers, 1997). Zudem senk die geseigere Planungssicherhei in der mileren Fris die Invesiionsunsicherhei, insbesondere für irreversible Invesiionen, und kann so zu einer Seigerung der Produkiviä führen (Dixi und Pindyck, 1994). Welche Möglichkei beseh für die UV, auf eine derarige Gläung hinzuwirken? Neben dem jüngeren Prävenionsdiensleisungsversändnis, ein Anreizsysem durch Beiragsausgleichsverfahren und Prämienmodelle zu insallieren, is dies ähnlich wie in der Fiskalpoliik vor allem die Möglichkei einer konrazyklischen, sabilisierenden Prävenionsausgabenpoliik. Allerdings is davon auszugehen, dass dies ebenso in Analogie zur saalichen Fiskalpoliik Probleme des Timings, der Verzögerung in Wirkung und Implemenierung sowie Fragen nach der Wirksamkei einer konrazyklischen Prävenionsausgabenpoliik aufwirf. Aus empirischer Sich gil es daher zunächs zu klären, ob die UV in ihrer jüngeren Geschiche, das heiß nach dem 2. Welkrieg, die Prävenionsausgaben asächlich als ein derariges Sabilisierungsinsrumen eingesez ha Abb. 4 Linkes Diagramm: Reale Prävenionsausgaben (blau) und reales BIP (grau) in Mio. EUR (in Preisen von 1990); Reches Diagramm: zugehörige Wachsumsraen; Daen: HVBG, Michell (1992), Maddison (1995), Eurosa 6

7 Abb. 5 Linkes Diagramm: Reale Prävenionsausgaben (blau) in Mio. EUR und Arbeisunfälle je Vollarbeier (grün); Reches Diagramm: zugehörige Wachsumsraen; Daen: HVBG, Michell (1992), Eurosa Die vorliegenden Daen zu den Prävenionsausgaben ensammen der so genannen Konenklasse 59 Unfallverhüung und Erse Hilfe. In diese Kaegorie fallen die Kosen für die Hersellung von Unfallverhüungsvorschrifen, Kosen der Überwachung und Beraung der Unernehmen, Kosen der Ausbildung, Zahlungen an Verbände für Unfallverhüung, sonsige Kosen der Unfallverhüung und die Kosen der ersen Hilfe. Wie man bereis durch ewas genauere Inspekion der in den Abbildungen 4 und 5 dargesellen Kurvenverläufe sehen kann, läss sich das Prävenionsausgabeverhalen der UV in den lezen 5 Jahrzehnen als prozyklisch bezeichnen. Bei deaillierer Berachung der zweien Teilabbildung von Abbildung 4 sieh man, dass die Wachsumsraen der realen Prävenionsausgaben den Wachsumsraen im realen Bruoinlandsproduk mi einer Verzögerung von ewa einem Jahr folgen. Die Prozykliziä der Wachsumsraen der Prävenionsausgaben zu den Wachsumsraen der Arbeisunfälle is eher von konemporärer Naur, das heiß nich verschoben in der Phase des Zyklus. Gleiches gil für den nich dargesellen Verlauf der Wachsumsraen der ödlichen Arbeisunfälle je Vollarbeier in der Periode nach dem 2. Welkrieg. Von einem konrazyklischen Einsaz der Prävenionsausgaben kann daher ausgenommen die Enwicklung der lezen 5-10 Jahre für den Beobachungszeiraum von 1950 bis 2008 nich die Rede sein. 1.3 Theorie und exisierende Lieraur. Eine umfangreiche frühe Lieraur zu unserer Problemaik hemaisier den Zusammenhang von Kapaziäsauslasung und Arbeisunfällen im Konjunkurverlauf. Da in Rezessionen allgemein weniger gearbeie wird, unersell man, dass die Arbeiskräfe durch die geringere Belasung aufmerksamer sind und dass die Zei, während der die Arbeiskräfe Unfällen ausgesez sind, generell kürzer bemessen is (Schus- 7

8 er und Rhodes, 1985). Ähnlich laue die Hypohese von Smih (1972), nach der Übersunden die Zahl der Arbeisunfälle grundsäzlich erhöhen. Harwig e al. (1997) sellen heraus, dass ein Weniger an Arbeiern in konjunkurellen Abschwüngen auch ein Weniger an unerfahrenen Arbeinehmern bedeuen kann, da in der Regel unerfahrene sowie ungeschicke Arbeiskräfe zuers ausgesell werden. Da wenige neue Arbeiskräfe hinzukommen, geh auch die Grundgesamhei der vorers ungeüben und unerfahrenen Arbeiskräfe zurück. Aufgrund der Daenlage und der Normierung unserer Arbeisunfallsreihen auf Vollarbeier werden wir diese Hypohesen im Rahmen der vorliegenden Arbei nich näher unersuchen. Ein weierer Erklärungsansaz für die Prozykliziä von Arbeisunfällen finde sich in der breien und zunehmenden Lieraur zu sraegischem Over- und Under-Reporing - Verhalen der Arbeinehmer. Die grundsäzliche Idee, wonach die Angs vor Arbeisplazverlus Beschäfige dazu veranlassen kann, die Bekanngabe von Arbeisunfällen (sofern möglich) aufzuschieben oder zu unerlassen geh zurück auf den Beirag von Kossoris (1938). Leigh (1985) sell in diesem Zusammenhang zwei enscheidende Nebeneffeke hoher Arbeislosigkei in den Vordergrund: Einerseis kann davon ausgegangen werden, dass vor allem Arbeinehmer, die hohe Fehlzeien aufweisen, mi größerer Wahrscheinlichkei von einer Sellensreichung beroffen sind. Zum anderen dürfe sich für Arbeiskräfe, die im Zuge der Rezession nich enlassen wurden, die Angs vor einem Arbeisplazverlus aufgrund der Erlebnisse während des Abschwungs erhöh haben und dami das Vermeiden von Fehlzeien und Arbeisunfällen in den Vordergrund gerück sein. Die Arbeien von Harwig e al. (1997), Brooker e al. (1997), Saloniemi und Oksanen (1998), Boone und van Ours (2006) sowie Davies e al. (2009) finden empirische Belege für den Beirag zur Prozykliziä von Arbeisunfällen und/oder Fehlzeien dieser Reporing Behavior -Effeke. Dabei werden in der Regel unerschiedliche Schweregrade der Unfälle unerschieden. So finde ewa die Sudie von Saloniemi und Oksanen (1998) keine Belege für eine Prozykliziä von Arbeisunfällen mi ödlichem Ausgang ein Resula, das von unseren Ergebnissen nich gesüz werden kann. Eine bemerkenswere Pionierarbei, die nich weniger als 90 verschiedene Unfallgruppen unerscheide (allerdings lediglich für die drei Sichjahre 1956, 1962 und 1968) und für die gewerbliche Wirschaf Deuschlands unersuch, is Neuber (1971). Eine weiere These, die sich in der Lieraur finde, is die Abhängigkei der Prozykliziä von der sekoralen Srukur und ihrer Enwicklung, da Wirschafsbereiche wie ewa der Bau- Sekor durch die Flukuaion des Arbeisores erhöhen Unfallrisiken ausgesez sind. Auch hier is für Deuschland die Sudie von Neuber (1971) hervorzuheben. Eine sekoral ief gegliedere neuere empirische Unersuchung is Bolduc e al. (2001). Im Rahmen unserer Arbei 8

9 werden wir die sekorale Srukur durch die in Abbildung 6 dargesellen Vollarbeieraneile berücksichigen. In sekoraler Hinsich werden wir uns auf die folgenden fünf Sekoren konzenrieren: Bau, Meallerzeugung und -verarbeiung, Chemie, Verkehr und Gesundhei Vollarbeieraneil Aneil Bau Aneil Verkehr & Gesundhei Abb. 6 Vollarbeieraneile (Bau und Diensleisungssekoren Verkehr und Gesundhei): ; Daen: HVBG Ein anderer prominener Erklärungsansaz der Prozykliziä von Arbeisunfällen, der aus der jüngeren Lieraur hervorsich, sell das Moral-Hazard-Problem in den Vordergrund, welches aufri, sofern Ersazleisungen in Zusammenhang mi Arbeislosenversicherung und -unersüzung in subsiuiver Beziehung zu Unfallversicherungsrenen sehen. Abbildung 7 gib grob die Enwicklung von Arbeislosenunersüzung und Arbeislosenhilfe in der Bundesrepublik nach dem 2. Welkrieg wieder. 9

10 0.8 Arbeilosenunersüzung (ALG) 0.6 Arbeislosenhilfe Abb. 7 Arbeislosenunersüzung (ALG) und Arbeislosenhilfe in der Bundesrepublik Deuschland; die durchgezogenen Linien bilden die Norm-Säze ab, die gesrichelen Linien das arihmeische Miel aus dem erhöhen und dem Norm-Saz; Daen: Lamper (1985, 1990) Welche Rolle die Prävenionsausgaben der UV für die Enwicklung der Arbeisunfälle in der Bundesrepublik sei Ende des 2. Welkriegs spielen wurde nach unserem Wissenssand bisher lediglich in der unveröffenlichen Sudie von Kemény und Scherer (1999) unersuch. 2. Klassische Korrelaionsanalyse In diesem Abschni werden wir die sei Kydland und Presco (1990) eabliere Mehodik der angewanden Konjunkurforschung einsezen. Die Eckpfeiler dieses weigehend deskripiven Ansazes sind (i) die Verwendung eines Bandpass- oder Highpass- Filers wie beispielsweise des HP-Filers zur Ermilung der Konjunkurkomponenen der zu unersuchenden Reihen und (ii) eine ausführliche Korrelaionsanalyse, welche die Vor- und Nachlauf-Beziehungen der Zeireihen ausreichend berücksichig. Ergänzend kann eine Robusheisanalyse dahingehend vorgenommen werden, dass zudem sochasische Trendbereinigungsverfahren (erse logarihmiere Differenzen, d.h. approximaiv Wachsumsraen) in Schri (i) berücksichig werden. Zudem werden wir ein alernaives deerminisisches Trendbereinigungsverfahren benuzen, um die Sensiiviä der Korrelaionen hinsichlich der Trendbereinigung zu unersuchen. Wir benuzen hierzu den von Ravn und Uhlig (2002) vorgeschlagenen HP-Filer mi einem Gläungsgewich von λ = 6,25 für Jahresdaen. 5 5 In qualiaiver Hinsich können wir sämliche in dieser Sudie dargesellen Ergebnisse auch besäigen uner Einsaz von unlängs an Populariä gewinnenden Bandpass-Filern. Eingesez wurden insbesondere die Filer von Baxer und King (1999), A Hearn und Woiek (2001) sowie Chrisiano und Fizgerald (2003). Die ausführlichen Ergebnisse sind auf Anfrage erhällich. 10

11 Tab. 2. Korrelaionsanalyse: Arbeisunfälle und reales BIP Wachsumsraen BIP(-3) BIP(-2) BIP(-1) BIP BIP(+1) BIP(+2) BIP(+3) AU: ,1805-0,0522 0,4911 0,0564 0,1234-0,1291 0,0276 (1,185) (-0,333) (3,122) (0,479) (0,863) (-1,525) (0,265) TAU: ,0306-0,2717 0,2617-0,0796 0,1803-0,2920-0,0867 (0,197) (-2,067) (1,327) (-0,497) (1,177) (-2,086) (-0,654) AU: ,2775 0,1232 0,6056-0,4657-0,4012 0,1165-0,1076 (1,772) (0,625) (4,472) (-1,847) (-1,577) (0,588) (-0,632) TAU: ,1422 0,4282 0,1531-0,0127-0,3547 0,3260-0,1775 (-1,112) (1,974) (0,526) (-0,039) (-1,764) (2,010) (-0,730) HP(100) AU: ,1458-0,2272 0,4544-0,0143 0,1391-0,1592-0,0830 (0,576) (-1,684) (2,886) (-0,077) (0,555) (-1,144) (-1,119) TAU: ,0138-0,3204 0,1062-0,0755 0,1204-0,2934-0,1858 (-0,059) (-1,921) (0,683) (-0,441) (0,476) (-1,226) (-1,379) AU: ,1545 0,0304 0,3612-0,2056-0,2518 0,1743-0,1414 (1,155) (0,185) (1,935) (-1,239) (-1,071) (0,924) (-0,926) TAU: ,0527 0,2084-0,0254 0,1847-0,2511 0,2944-0,1294 (-0,463) (1,359) (-0,174) (1,066) (-1,414) (1,950) (-1,100) HP(6,25) AU: ,1039-0,2101 0,5546 0,0341 0,2482-0,0790 0,2671 (0,568) (-1,351) (4,238) (0,290) (1,086) (-0,767) (2,007) TAU: ,0692-0,3155 0,1381-0,0721 0,1591-0,2690 0,0838 (-0,343) (-1,866) (0,787) (-0,531) (0,740) (-1,296) (0,615) AU: ,1327 0,0594 0,3666-0,1409-0,0869 0,1377 0,0764 (1,307) (0,442) (2,213) (-0,947) (-0,514) (0,881) (0,637) TAU: ,0448 0,2089 0,0002 0,1807-0,1772 0,2686-0,0407 (-0,388) (1,516) (0,001) (1,120) (-1,035) (2,045) (-0,317) Anmerkungen: AU Arbeisunfälle je Vollarbeier; TAU Tödliche Arbeisunfälle je Vollarbeier; BIP reales BIP (preisbereinig mi BIP-Deflaor); fe gedruck: signifikan auf mind. 5%-Niveau; in Klammern sind -Were angegeben, die auf Auokorrelaions- und Heeroskedasiziäs-konsisenen Sandardfehlern basieren (Newey und Wes, 1987); Daen: HVBG, Maddison (1995), Eurosa Finden sich signifikane Korrelaionen bei gleicher Lead-/Lag-Srukur für die verschiedenen Filer und Verfahren kann von einem robusen Zusammenhang ausgegangen werden. Wir folgen hier Auoren wie Canova (1998), die raen, dieses Vorgehen den kaum rennscharfen so genannen Einheiswurzeless (Banerjee e al., 1993; Diebold und Senhadji, 1996) und dem Absellen auf ein Trendbereinigungsverfahren vorzuziehen. Die in Tabelle 2 ausgewiesenen Korrelaionskoeffizienen zeigen deulich den prozyklischen Verlauf der nich-ödlichen Arbeisunfälle, die dem BIP im Absand von einer Periode nachlaufen. Es is auch bemerkenswer, dass sich diese um ein Jahr phasenverschobene Prozykliziä der nich-ödlichen Arbeisunfälle in den Perioden vor und nach der Unerbrechung durch den 2. Welkrieg finden. Die Korrelaion is hoch und lieg je nach Filer zwischen 37 und 60 Prozen. Eine Korrelaion der ödlichen Arbeisunfälle je Vollarbeier beseh dagegen nich für alle der angewanden Trendbereinigungsverfahren. 11

12 Tab. 3. Korrelaionsanalyse: Reale Prävenionsausgaben und reales BIP, Wachsumsraen BIP(-3) BIP(-2) BIP(-1) BIP BIP(+1) BIP(+2) BIP(+3) 0,0063-0,1736 0,6069-0,1197 0,2480-0,5684 0,2233 (0,054) (-0,987) (3,202) (-0,771) (1,835) (-2,645) (1,651) HP(100) HP(6,25) 0,3934 0,0196 0,4907 0,1246 0,1433-0,1924-0,0091 (2,698) (0,125) (2,980) (0,620) (1,001) (-1,646) (-0,101) 0,1818 0,0440 0,4285 0,1274 0,1031-0,2843 0,0438 (0,918) (0,218) (2,321) (0,553) (0,599) (-2,752) (0,442) Anmerkungen: BIP- und Prävenionsausgaben-Reihen wurden jeweils mi dem BIP-Deflaor preisbereinig; fe gedruck: signifikan auf mind. 5%-Niveau; in Klammern sind -Were angegeben, die auf Auokorrelaions- und Heeroskedasiziäskonsisenen Sandardfehlern basieren (Newey und Wes, 1987); Daen: HVBG, Michell (1992), Maddison (1995), Eurosa Wie man an den Ergebnissen in Tabelle 3 sieh, sind die realen Prävenionsausgaben ähnlich hoch korrelier mi dem Konjunkurzyklus in der BIP-Reihe und laufen diesem mi ewa einer Periode nach. Der Korrelaionskoeffizien lieg je nach Filer zwischen 42 und 60 Prozen. Tab. 4. Korrelaionsanalyse: Arbeisunfälle und Produkion im Bau-Sekor, Wachsumsraen IP(-3) IP(-2) IP(-1) IP IP(+1) IP(+2) IP(+3) AU 0,0119-0,0504-0,1375 0,3778 0,1425 0,0550 0,1062 (0,139) (-0,448) (-0,742) (2,287) (1,674) (0,591) (0,737) TAU 0,3737-0,3505 0,1652 0,0829 0,0232 0,0460-0,2946 (3,507) (-2,503) (1,195) (0,489) (0,193) (0,371) (-1,757) HP(100) AU 0,0199-0,1659-0,2857 0,4024 0,1333 0,0345-0,0569 (0,175) (-1,005) (-1,301) (2,079) (1,444) (0,282) (-0,516) TAU 0,2264-0,2358 0,1960-0,0074-0,0044 0,0535-0,1007 (1,489) (-1,404) (1,092) (-0,035) (-0,026) (0,439) (-0,862) HP(6,25) AU -0,0130-0,1053-0,2473 0,3763 0,1227 0,0312 0,0985 (-0,131) (-0,927) (-1,424) (2,130) (1,212) (0,277) (0,552) TAU 0,2219-0,2041 0,1542 0,0082 0,0081 0,0456-0,1397 (1,939) (-1,315) (1,076) (0,063) (0,050) (0,388) (-1,036) Anmerkungen: AU Arbeisunfälle je Vollarbeier; TAU Tödliche Arbeisunfälle je Vollarbeier; IP Indusrielle Produkion (Index mi 1962 = 100); fe gedruck: signifikan auf mind. 5%-Niveau; in Klammern sind -Were angegeben, die auf Auokorrelaions- und Heeroskedasiziäs-konsisenen Sandardfehlern basieren (Newey und Wes, 1987); Daen: HVBG, Hoffmann (1965), Saisisches Bundesam (Jahrbücher) Die zyklische Komponene der Produkion im Bausekor verläuf offenbar konemporär prozyklisch zur Konjunkurkomponene der nich-ödlichen Arbeisunfälle. Die prominene Rolle der Bauindusrie hinsichlich der Höhe und Prozykliziä der Arbeisunfälle finde sich auch in der auf Querschnisdaen basierenden empirischen Lieraur wieder, die in der Regel bis zu 10 Volkswirschafen und wesenlich kürzere als die hier unersuchen Beobachungszeiräume berücksichig (vgl. ewa Boone und van Ours, 2006). 12

13 Tab. 5. Korrelaionsanalyse: Arbeisunfälle und Produkion in der Chemischen Indusrie, Wachsumsraen IP(-3) IP(-2) IP(-1) IP IP(+1) IP(+2) IP(+3) AU -0,0550 0,1291 0,4154 0,6650-0,0236-0,2613-0,2056 (-0,489) (1,310) (4,880) (8,749) (-0,127) (-1,877) (-2,299) TAU -0,2214 0,4354-0,0773 0,2214-0,1963 0,0337-0,1100 (-2,169) (2,882) (-0,409) (1,801) (-1,555) (0,248) (-0,815) HP(100) AU -0,0750 0,0543 0,2914 0,4229 0,0647-0,1472-0,0408 (-0,722) (0,540) (2,802) (4,326) (0,422) (-0,996) (-0,416) TAU -0,2242 0,2696 0,0707 0,0842-0,2805 0,0855-0,0142 (-2,387) (2,943) (0,873) (1,298) (-3,273) (0,690) (-0,184) HP(6,25) AU 0,0385 0,1313 0,3927 0,5171 0,1295-0,1513-0,0553 (0,346) (0,959) (2,059) (2,917) (0,620) (-0,927) (-0,406) TAU -0,1559 0,2997 0,1290 0,1365-0,1968 0,1198 0,0098 (-2,015) (2,196) (0,988) (1,194) (-1,733) (0,729) (0,070) Anmerkungen: AU Arbeisunfälle je Vollarbeier; TAU Tödliche Arbeisunfälle je Vollarbeier; IP Indusrielle Produkion (Index mi 1962 = 100); fe gedruck: signifikan auf mind. 5%-Niveau; in Klammern sind -Were angegeben, die auf Auokorrelaions- und Heeroskedasiziäs-konsisenen Sandardfehlern basieren (Newey und Wes, 1987); Daen: HVBG, Hoffmann (1965), Saisisches Bundesam (Jahrbücher) Für das Verhälnis von konjunkureller Dynamik und nich-ödlichen Arbeisunfällen des Chemie-Sekors weisen die Ergebnisse in Tabelle 5 auf einen prozyklischen Zusammenhang mi einem Nachlauf der Unfälle von weniger oder gleich einer Periode hin. Die konemporäre Korrelaion is dabei gemessen an den Koeffizienen relaiv hoch und lieg bei ewa 50 Prozen. Die Korrelaionskoeffizienen für die ödlichen Arbeisunfälle deuen eine weniger ausgepräge Prozykliziä mi zwei oder drei Perioden Nachlauf an. Tab. 6. Korrelaionsanalyse: Arbeisunfälle und reale Ausgaben im Gesundheis-Sekor, Wachsumsraen Ausg(-3) Ausg(-2) Ausg(-1) Ausg Ausg(+1) Ausg(+2) Ausg(+3) AU 0,0331-0,0901 0,4662 0,1507 0,0512 0,2159 0,2310 HP(100) HP(6,25) (0,489) (-1,227) (5,130) (1,944) (0,696) (2,848) (1,987) TAU 0,5400-0,0720-0,0242-0,2457 0,1710-0,0461-0,1317 (7,921) (-1,000) (-0,839) (-4,223) (3,598) (-0,844) (-1,301) AU -0,0086-0,0470 0,5015 0,2012 0,0408 0,2992 0,4271 (-0,153) (-0,834) (6,481) (2,304) (0,687) (2,156) (2,871) TAU 0,3495-0,0107 0,1784-0,5603 0,1816 0,0407-0,0866 (2,323) (-0,111) (4,006) (-5,931) (2,235) (0,543) (-1,210) AU -0,0352-0,1101 0,5089 0,1738-0,0075 0,2568 0,3088 (-0,451) (-1,198) (4,482) (1,960) (-0,078) (1,568) (3,388) TAU 0,5745 0,1726 0,2574-0,2882 0,3034 0,1644 0,0118 (3,859) (1,408) (3,023) (-2,651) (2,573) (1,572) (0,142) Anmerkungen: AU Arbeisunfälle je Vollarbeier; TAU Tödliche Arbeisunfälle je Vollarbeier; Ausg reale Ausgaben (preisbereinig mi BIP-Deflaor, in Preisen von 1990); fe gedruck: signifikan auf mind. 5%-Niveau; in Klammern sind -Were angegeben, die auf Auokorrelaions- und Heeroskedasiziäs-konsisenen Sandardfehlern basieren (Newey und Wes, 1987); Daen: HVBG, Hoffmann (1965), Saisisches Bundesam (Jahrbücher) 13

14 Tabelle 6 ennimm man, dass die nich-ödlichen Arbeisunfälle prozyklisch mi einer geringen Verzögerung (von 1 Jahr) den realen Ausgaben in der Gesundheisindusrie folgen. Die Korrelaion zum ersen Lag fäll dabei mi ewa 50 Prozen relaiv hoch aus. Auch für die ödlichen Arbeisunfälle is ein signifikaner Zusammenhang gegeben. Die beiden zyklischen Komponenen verlaufen allerdings deulich außer Phase, das heiß um ewa drei Jahre phasenverschoben. Für die ebenso unersuchen Sekoren Meall und Verkehr verzichen wir auf eine ausführliche Darsellung der Korrelaionsanalyse. Was die Verkehrsindusrie anbelang, kann für die reale Bruowerschöpfung im Verkehrssekor (von 1955 bis 2007) ein schwacher und kaum robuser prozyklischer Zusammenhang zur konjunkurellen Komponene der ödlichen Arbeisunfälle gefunden werden allerdings mi einem Vorlauf der Unfälle von zwei Perioden. Der Produkionsindex im Meallsekor zeig dagegen eine wenig robuse leiche Konrazykliziä mi einem Nachlauf der nich-ödlichen Unfälle von zwei Perioden. 3. Univariae Spekralanalyse In diesem Kapiel werden wir mi spekralanalyischem Insrumenarium (frequenzbereichsökonomerisch) die Zeireihen der Arbeisunfälle, des realen BIP und der realen Prävenionsausgaben für die uns jeweils zur Verfügung sehenden Beobachungszeiräume charakerisieren. Die in den Reihen enhalenen Zykliziäen, ihre Periodenlänge, ihre Regelmäßigkei und ihr relaiver Beirag zur Gesamdynamik der Reihen werden uns Anhalspunke liefern für eine iefer gehende Inerpreaion der Ergebnisse der Korrelaionsanalyse. Zu diesem Zweck werden zunächs auoregressive (AR-) Prozesse an die rendbereinigen 6 Reihen und an die Wachsumsraen (Dlog) der Reihen angepass. Die Auswahl der anzupassenden Ordnung der AR-Prozesse erfolg, wie es übliche Praxis is, auf der Grundlage von Informaionskrierien (hier auf der Basis des Schwarz schen BIC). Die Koeffizienen werden dann mi Hilfe einer Fourier-Transformaion in den Frequenzbereich überragen. Die grundsäzliche Idee dahiner is, dass sich jede Zeireihe als eine Superimposiion, also Überlagerung, rigonomerischer Funkionen von unerschiedlicher Periode und Phase darsellen läss. Um uns hier auf die Inerpreaion der Ergebnisse konzenrieren zu können, sei der ineressiere Leser für eine ausführliche Darsellung der Mehodik auf die folgenden Tiel verwiesen: 6 Im folgenden werden die Ergebnisse für den HP(6,25)-Filer nach Ravn und Uhlig (2002) präsenier. Sie unerscheiden sich in qualiaiver Hinsich nich von Ergebnissen bei Verwendung von Bandpass-Filern oder eines HP(100)-Filers. 14

15 Koopmans (1995), Lükepohl (2005) und Süssmuh (2002b). Für diese Zwecke genüg es, mi einigen Basiskonzepen verrau zu sein. Zur Inerpreaion der in den folgenden Abbildungen gezeigen Spekraldicheschäzungen is es ewa elemenar zu wissen, dass auf der Abszisse die Kreisfrequenz abgeragen is, die sich, wie man an den uner den Grafiken angegebenen Maßen sieh, umrechnen läss in die Periodenlängen in Jahren der in den Zeireihen enhalenen Zyklen. Es gil darüber hinaus, dass die Regelmäßigkei der in der Reihe enhalenen zyklischen Komponene/n umso ausgepräger (weniger ausgepräg) is, je konzenrierer und schärfer umrissen (flacher) die Konur einer geschäzen Spekraldiche ausfäll. Die Spekraldiche eines Weißen Rauschens, das heiß einer rein sochasischen Zeireihe ohne jegliche Sysemaik, is im Unerschied zu einer sich aus zyklischen Komponenen zusammensezenden Zeireihe flach und weis keine Spize, die Spekralmasse (Power) an einer oder mehreren Frequenzen konzenrier, auf. Die durchgezogenen Linien beziehen sich jeweils auf die mi dem HP(6,25)-Filer rendbereinige Reihe, die gesrichelen Linien auf zugrundeliegende Reihen in Wachsumsraen (Dlog). Die zenralen darüber hinaus angegebenen Spekralmaße sind der Modulus (mod) und die Signal-o-Noise-Raio (SNR), die sich folgendermaßen inerpreieren lassen: je größer der mod ausfäll, deso weniger gedämpf sind die Ampliuden einer enhalenen zyklischen Komponene, das heiß deso prominener ihre Rolle für die gesame Dynamik der Reihe. Die SNR gib das Verhälnis der Varianz des Signals zur Varianz der in der Reihe enhalenen Sörung an. Je größer der SNR-Wer ausfäll, deso särker is die Dynamik einer Zeireihe von den enhalenen Periodiziäen gepräg und deso zyklischer fäll der Verlauf der Reihe insgesam aus. Wie man an den in Abbildung 6 gezeigen Spekraldicheschäzungen sieh, is die Dynamik der Arbeisunfälle im Zeiraum vor dem 2. Welkrieg gekennzeichne von verhälnismäßig niedrigen Frequenzen, das heiß langen (8- bis 10-jährigen) Zyklen, die von ewa 3- jährigen Flukuaionen überlager werden. 15

16 Abb. 6 Geschäze Spekraldichen der Arbeisunfälle (links nich-ödlich: AU, rechs ödlich: TAU): AU Periodenlänge mod SNR AR-Ordnung HP(6,25) 8,21 0,84 0,29 5 2,97 0,49 Dlog 8,49 0,69 0,18 5 2,52 0,68 TAU Periodenlänge mod SNR AR-Ordnung HP(6,25) 8,15 0,87 0,47 5 3,49 0,65 Dlog 10,16 0,79 0,15 5 2,96 0,56 Abb. 7 Geschäze Spekraldichen der Arbeisunfälle (links nich-ödlich: AU, rechs ödlich: TAU): AU Periodenlänge mod SNR AR-Ordnung HP(6,25) 4,85 0,83 0,38 5 2,61 0,71 Dlog 2,77 0,70 0,06 5 5,53 0,61 TAU Periodenlänge mod SNR AR-Ordnung HP(6,25) 6,50 0,80 0,23 5 3,15 0,70 Dlog 4,70 0,72 0,10 5 2,52 0,65 16

17 Abb. 8 Geschäze Spekraldichen der realen BIP-Reihe: Vor 2. WK: und nach 2. WK: Periodenlänge mod SNR AR-Ordnung HP(6,25) 7,40 0,85 0,28 5 3,22 0,71 Dlog 3,23 0,64 0,02 5 9,10 0, Periodenlänge mod SNR AR-Ordnung HP(6,25) 7,26 0,88 0,99 5 3,48 0,76 Dlog 4,98 0,64 0,45 5 2,72 0,87 Abb. 9 Geschäze Spekraldichen der realen Prävenionsausgaben-Zeireihe: Nach 2. WK: Periodenlänge mod SNR AR-Ordnung HP(6,25) 8,67 0,91 0,73 5 3,70 0,87 Dlog 4,37 0,69 0,07 5 2,29 0,48 Der lange, niedrig-frequene Zyklus is dabei ausgepräger, was man an den in Abbildung 6 gezeigen Spekraldichefunkionen und den relaiv größeren mod-weren erkenn. Diese Erkennnis bekräfig unser aus der genauen Berachung der Grafiken in den Abbildungen 1 bis 3 gewonnenes Ergebnis. Genauso besäig sich der Eindruck, dass für den Zeiraum von kein wesenlicher Unerschied in der konjunkurellen Dynamik von Arbeisunfällen und ödlichen Arbeisunfällen beseh. Für alle Spekraldichen der Abbildungen 6 bis 9 fäll auch auf, dass die durch relaiv regelmäßigere Zykliziä gepräge Dynamik in den HP- 17

18 gefileren Reihen (durch die durchgezogene Linie dargeselle Dichefunkion) zu finden is. Neben der schärferen Konur der Dichen is dies auch an den relaiv höheren SNR-Weren abzulesen. Abbildung 7 beleg, dass die Dynamik der Unfallreihen nach dem 2. Welkrieg durch eine insgesam komplexere Dynamik mi weniger Regelmäßigkei und periodischer Sysemaik gekennzeichne is. Es fäll auf, dass die mi dem HP-Filer rendbereinigen Reihen gefundenen Zyklenlängen eher zu den geschäzen Periodenlängen für den Zeiraum vor dem 2. Welkrieg korrespondieren als dies die Ergebnisse für die Wachsumsraen un. Für die Wachsumsraen der Arbeisunfälle fäll der lange Zyklus kürzer und der kurze Zyklus ausgepräger aus als bei Verwendung des deerminisischen Trendbereinigungsverfahrens. Diese kurze in ewa 3-jährige Periodiziä schein besonders relevan im Gesundheissekor. Sie erklär relaiv eindeuig das für diesen Sekor gefundene Korrelaionsmuser (Tabelle 6), das gekennzeichne is von hohen konemporären Korrelaionen und hohen signifikanen Korrelaionen zum drien Lag und drien Lead. Ein Vergleich der Spekraldichen und -maße in Abbildung 8 und 9 zeig nochmals deulich die äußer ähnliche konjunkurelle Dynamik von realen Prävenionsausgaben und BIP für beide Filer-Mehoden. Allerdings kann man gegeben die Unerschiede in den SNR-Weren davon ausgehen, dass die Dynamik der Prävenionsausgaben im Vergleich zu der des Inlandproduks insgesam erraischer und weniger zyklisch ausfäll. 4. Elasiziässchäzungen und Fehlerkorrekurmodelle Die folgende Mehodik fuß auf dem so genannen Dynamischen OLS- (DOLS-) Modellansaz nach Sock und Wason (1993). Sie wird u.a. dazu benuz, asymmerische Reakionen der Seuerbasis und des Seueraufkommens auf konjunkurelle Schwankungen zu quanifizieren (Sobel and Holcombe, 1996; Bruce e al., 2006). Gemäß dem DOLS-Ansaz werden langfrisige Elasiziäen aus einfachen Ein- Gleichungs-Koinegraionsbeziehungen geschäz j ln AU = β 0 + β1 ln PA + γ g = j g ln PA + g + ϕ, (1) wobei AU die Arbeisunfälle je Vollarbeier und PA die realen Prävenionsausgaben bezeichnen sollen. Den Lag- und Lead-Operaor, der durch die Summaion der ersen Differenzen zu unerschiedlichen vorwärs- und rückwärs-gericheen Verschiebungen der realen Prävenionsausgaben geschrieben wird, benöig man im Rahmen der DOLS- Mehode, um möglichen Endogeniäs- und Auokorrelaionsproblemen Rechnung zu ra- 18

19 gen. Die Länge j des Operaors wird mi Hilfe des Bayesianischen Informaionskrieriums von Schwarz (BIC) ermiel. In jeder Periode können zwei kurzfrisige Effeke aufreen. Die Arbeisunfälle können reagieren auf Veränderungen in den realen Prävenionsausgaben PA und/oder sie können sich auf ihr gleichgewichiges (langfrisiges) Niveau hinbewegen ausgehend von einem Ungleichgewich (ε ), das zu Beginn einer Periode besehen mag, wobei gil ε = ln PA. (2) ln AU β 0 β1 Diese Effeke kann man in einem Fehlerkorrekurmodell der folgenden Ar berücksichigen au au ( pa pa 1 ) + α 2ε η 1 = α + α +, (3) wobei Kleinbuchsaben mi dem Logarihmus Nauralis (ln) logarihmiere Ausdrücke bezeichnen und η eine unabhängig idenisch vereile Zufallsgröße darsell. Parameer α 1 gib uns Inra-Perioden-Effeke, also Anpassungseffeke an Veränderungen der Prävenionsausgaben innerhalb der kurzen Fris, an. Es handel sich somi um ein Maß der kurzfrisigen Prävenionsausgabenelasiziä. Ein zenrales Anliegen unserer Unersuchung is das Offenlegen von Unerschieden zwischen der kurz- und langfrisigen Reakionsinensiä der Arbeisunfälle auf Änderungen in den realen Prävenionsausgaben. Die gewähle ökonomerische Spezifikaion erlaub einen direken Vergleich der beiden. Die kurzfrisige Reakion der Arbeisunfälle auf Ausgabenänderungen fäll größer oder kleiner als die langfrisige Reakion aus, je nachdem ob α 1 größer oder kleiner ausfäll als β 1. Eine weiere ineressane Frage is, wie schnell sich die Arbeisunfälle wieder in ihr (neues) langfrisiges Gleichgewich bewegen, das sich durch die Änderung der Prävenionsausgaben ergeben ha. Parameer α 2 miss den Grad der Anpassung der Arbeisunfallsaisik an ihr langfrisiges Niveau und gib den prozenualen Teil des Ungleichgewichs an, der pro Periode aufgehoben wird. Je größer daher der Absoluwer dieses Anpassungsparameers, deso schneller gleich sich das Unfallgeschehen an die neuen Gegebenheien an und beweg sich hin zu seinem langfrisigen Level. Die kurzfrisige Reakionsinensiä der Arbeisunfälle auf Änderungen der Prävenionsausgaben (Prävenionsausgabenelasiziä) is in Gleichung (2) die gleiche unabhängig davon, ob die jeweiligen Unfallzahlen über (ε > 0) oder uner (ε < 0) ihrem langfrisigen Niveau liegen. Es is allerdings naheliegend, davon auszugehen, dass Arbeinehmer und dami die Arbeisunfälle je nach (konjunkureller) Lage asymmerisch auf Änderungen in der Unfall- 19

20 verhüung durch Änderung der Prävenionsausgaben reagieren. Das Fehlerkorrekurmodell kann so modifizier werden, dass es dieser möglichen Asymmerie Rechnung räg ( D pa ) + α ε + θ ( D ) v au = α +, (4) 0 + α1 pa + θ ε 1 wobei ν eine unabhängig idenisch vereile Zufallsgröße und D eine Dummyvariable bezeichne, welche die relaive Posiion der Arbeisunfälle relaiv zu ihrem langfrisigen (LF) Gleichgewichswer angib. Sie nimm den Wer Null an, wenn die Unfallsaisik uner ihrem Seady-Sae-Wer lieg und den Wer Eins, wenn sie darüber lieg. Tab. 7. Schäzungen der Reakionsinensiä der Arbeisunfälle auf Variaionen im realen BIP Langfrisige Elas. Kurzfrisige El..: symmerisch Kurzfrisige Elasiziä: asymmerisch Uner LF- Gleichgewich Über LF- Gleichgewich. Anpassungsgeschwindigkei Uner LF- Gleichgewich Über LF- Gleichgewich. AU -1,3378-0,5563-0,6194 0,3907-0,0885 0,1475 (-12,126) (-1,440) (-1,564) (1,533) (-2,163) (0,664) TAU -1,7580-0,4424-1,0553 1,4586-0,1308-0,4592 (-17,116) (-0,759) (-2,211) (6,605) (-3,422) (-2,006) Anmerkungen: Arbeisunfälle jeweils je Vollarbeier; fe gedruck: signifikan auf mind. 5%-Niveau; in Klammern sind -Were angegeben, die auf Auokorrelaions- und Heeroskedasiziäs-konsisenen Sandardfehlern basieren (Newey und Wes, 1987). Tabelle 7 zeig die Ergebnisse einer Schäzung von Gleichung (4), in deren Spezifikaion alle pa -Ausdrücke durch y -Ausdrücke ersez wurden, das heiß in der das reale BIP (Y ) die realen Prävenionsausgaben insrumenier. Gesamwirschafliches Einkommen und Prävenionsausgaben gemeinsam in ein Fehlerkorrekurmodell einzubeziehen is aufgrund der Kollineariä, die aus der sarken Kohärenz beider Größen im Zeiablauf resulier (Abbildung 4, Tabelle 3), nich sinnvoll. Wie erware, reagieren beide Unfallypen signifikan und überproporional rückläufig auf die langfrisige (Wachsums-)Enwicklung der deuschen Volkswirschaf (erse Spale in Tabelle 7). Dagegen ha die Konjunkurdynamik des realen BIP keinen signifikanen symmerischen Einfluss auf das Unfallgeschehen in einem einfachen Granger-Engel-Modell, wie es durch die Gleichungen (1), (2) und (3) beschrieben wird. Ein einfaches asymmerisches Modell zusammengesez aus (1), (2) und (4), in dem die realen Prävenionsausgaben durch das BIP insrumenier werden, zeig dagegen klar auf, dass zumindes die ödlichen Arbeisunfälle je Vollarbeier signifikan asymmerisch auf die Schwankungen im realen BIP reagieren. Für die nich-ödlichen Arbeisunfälle is ein ähnliches Reagieren in der kurzen Fris nich eindeuig signifikan (-Were dem Berage nach < 1,96) nachzuweisen. Dies mag daran liegen, dass die nich-ödlichen Arbeisunfälle von sraegischen Überlegungen (Reporing- 20

21 Verhalen, Moral-Hazard-Problem bei Subsiuionsbeziehung von Unfallrenen und Lohnersazleisungszahlungen im Arbeislosigkeisfall) und Reformbemühungen (wie ewa der Maschinenrichlinie von 1989) in der UV beeinfluss werden. Diese Einflüsse wurden bisher noch nich berücksichig. Tab. 8. Schäzungen der Reakionsinensiä der Arbeisunfälle auf Prävenionsausgabenvariaion Langfrisige Elasiziä Kurzfrisige El.: symmerisch Kurzfrisige Elasiziä: asymmerisch Uner LF- Gleichgewich Über LF- Gleichgewich. Anpassungsgeschwindigkei Uner LF- Gleichgewich Über LF- Gleichgewich. AU -0,6544 0,3960-0,6065 0,4698-0,0711-0,0827 (-20,913) (2,721) (-3,014) (5,611) (-0,944) (-0,098) TAU -0,8690 0,2626-0,9175 0,3738-0,2871-0,1560 (-25,628) (1,354) (-2,434) (3,250) (-1,706) (0,694) (1), (2), (5), (6) AU 0,3403-0,5610 0,4438-0,1482-0,0672 (2,078) (-2,732) (4,567) (-1,537) (0,571) TAU 0,1498-1,0954 0,3481-0,4867-0,2542 (0,686) (-2,373) (2,462) (-2,547) (1,070) (1), (2), (7), (8) AU 0,3249-0,7025 0,3846-0,1479-0,0949 (1,671) (-2,706) (4,990) (-1,514) (0,349) TAU 0,0753-1,2471 0,2217-0,5824-0,2833 (0,300) (-2,639) (2,639) (-2,912) (1,322) (1), (2), (9), (10) AU 0,1597-0,7844 0,2427-0,3543-0,1164 (0,823) (-2,586) (3,738) (-3,093) (1,629) TAU -0,0192-1,8875 0,1009-0,6080-0,3630 (-0,075) (-3,420) (3,473) (-3,243) (0,972) Anmerkungen: Arbeisunfälle jeweils je Vollarbeier; fe gedruck: signifikan auf mind. 5%-Niveau; in Klammern sind -Were angegeben, die auf Auokorrelaions- und Heeroskedasiziäs-konsisenen Sandardfehlern basieren (Newey und Wes, 1987). Tabelle 8 zeig die Ergebnisse unserer Modellspezifikaion mi den realen Prävenionsausgaben als zenraler erklärender Variable. Neben den Spezifikaionen (3) und (4) der symmerischen und asymmerischen Modellkomponenen der kurzfrisigen Dynamik werden die folgenden Modifikaionen dieser beiden Komponenen in Erwägung gezogen: au au ( pa pa 1 ) + α 2ε 1 + α 3 ALZ + α BAU η 1 = α + α +, (5) ( D pa ) + α ε + θ ( D ε ) + α ALZ + BAU v au = α + (6) 0 + α1 pa + θ α 4 ( pa pa 1) + α2ε 1 + α3alg + α4alh + α BAU au au 1 = α 0 + α1 5 + η, (7) 21

22 au = α 0 + α pa + α ALG θ + α ALH 4 1 ( D pa ) + α ε + θ ( D ε ) + α BAU v (8) au au au = α 1 0 = α + α 0 + α ALH + α BAU 5 + α pa ( pa pa ) + θ 1 R + α i = 6 i + α BAU α 2ε 1 + α 3 ALG + α 4 ALH, (9) REF + η ( D pa ) + α ε + θ ( D ε ) + α BAU R + i = 6 i 1 1 α REF + v + α ALG 3, (10) wobei ALZ die Zahlungen im Arbeislosigkeisfall angeben und einen arihmeisches Miel aus der Summe des Durchschniswers aus Normalsaz und erhöhem Saz der Arbeislosenunersüzung (des Arbeislosengeldes, der Arbeislosenversicherung, ALG I) und der Arbeislosenhilfe (ALG II); vgl. Abbildung 7. Die Daengrundlage zur Ersellung dieser Variable bilde Lamper (1985, 1990). Die Variable BAU drück den Aneil der Vollarbeier im Bau- Sekor an der Gesamzahl der Vollarbeier aus; vgl. Abbildung 6 und die Diskussion zur Sonderrolle des Bau-Sekors in Abschni 1.3. Die Größen ALG und ALH differenzieren den Einfluss der Zahlungen im Arbeislosigkeisfall in die Deerminanen Arbeislosengeld und Arbeislosenhilfe. Zulez werden in den Spezifikaionen (9) und (10) mögliche Srukurbrüche durch Reformansrengungen und Gesezesänderungen im Rahmen der UV, wie ewa die Maschinenrichlinie Ende der 1980er Jahre, berücksichig. Zunächs kann man auf Basis der in Tabelle 8 zusammengefassen Ergebnisse für die Wirksamkei der realen Prävenionsausgaben auf das Unfallgeschehen in der langen Fris, das heiß für die Periode nach dem 2. Welkrieg, folgendes feshalen: Die realen Gesamausgaben für Prävenion in Höhe von 14,04 Milliarden Euro haben die Zahl der nich-ödlichen Arbeisunfälle um ewa 1,57 Millionen Unfälle, die Anzahl der ödlichen Arbeisunfälle um ewa Unfälle reduzier gemäß unserer in der ersen Spale von Tabelle 8 ausgewiesenen, saisisch hoch-signifikanen Schäzung der langfrisigen Elasiziä. Symmerische Reakionen der nich-ödlichen Unfälle auf die Prävenionsausgabenvariaion in der kurzen Fris werden nur solange als saisisch signifikan geschäz, solange nich dem separieren Einfluss von Arbeislosenunersüzung und -hilfe und dem Einfluss durch Reformen der UV durch zusäzliche erklärende Variablen Rechnung geragen wird. Für beide Arbeisunfallgaungen kann man feshalen, dass die Prävenionsausgaben im Abschwung die Unfallzahlen reduzieren und diese im Aufschwung erhöhen, wobei wir hier Auf- und Abschwung definieren als die Auslenkung aus ihrem langfrisigen Gleichgewichsniveau. Da der Redukionseffek im Abschwung durchgehend vom Berage her den erhöhenden Effek über- 22

23 rag, wirk die Prävenionsausgabenpoliik in der Summe sabilisierend auf das Unfallgeschehen. Es gil auch feszuhalen, dass die kurzfrisigen Elasiziässchäzungen (Absoluwere der 3. Spale in Tabelle 8) die langfrisigen Elasiziässchäzungen (Absoluwere der 1. Spale in Tabelle 8) für die ödlichen Arbeisunfälle in allen Spezifikaionen vom Wer her überreffen. Für die nich-ödlichen Unfälle gil dasselbe in all den Spezifikaionen, welche die Arbeismarkpoliik, die Sonderrolle der Bauindusrie und die Srukurbrüche durch Eingriffe der UV 7 berücksichigen. Dies is ein bemerkensweres Ergebnis, denn es rechferig den Einsaz der Prävenionsausgaben als ein sabilisierendes Insrumen auch in der kurzen und mileren Fris. Diese särkere Reakion gil für die ödlichen Unfälle auch wenn man berücksichig, dass die bisherige Prävenionsausgabenpoliik in Lagen oberhalb des Gleichgewichs eine desabilisierende Wirkung hae. Dieser konerkarierende Effek bleib aber im Fall der ödlichen Ausgaben in den präferablen, lezen Spezifikaionen so gering, dass der Neoeffek in der mileren Fris den langfrisigen Effek überrag. Dies gil nich für die nich-ödlichen Unfälle. Hier überriff erwarungsgemäß die langfrisige Elasiziässchäzung dem Berage nach ihr komposies, asymmerisch geschäzes Pendan in der kurzen Fris. Die Modellspezifikaionen (1), (2), (9) und (10) sellen die Schäzungen mi der höchsen Anpassungsgüe sowohl für ödliche als auch nich-ödliche Arbeisunfälle dar. Die Modelle erklären ewa ein Vierel der Gesamvariaion in den Zeireihen zum Unfallgeschehen der Nachkriegsperiode. Exemplarisch zeig Tabelle 9 das ausführliche Ergebnis einer Schäzung des durch (1), (2), (9) und (10) spezifizieren Fehlerkorrekurmodells korrespondierend zu den in der vorlezen Zeile von Tabelle 8 ausgewiesenen Elasiziäen für nich-ödliche Arbeisunfälle. Auf der Grundlage der in den Tabellen 8 und 9 dargesellen asymmerischen Elasiziäswere kann man feshalen, dass eine einprozenige Erhöhung der realen Prävenionsausgaben im Abschwung die (ödlichen) Arbeisunfälle je Vollarbeier um 0,8 (1,8) Prozen reduzier. Elasiziäen sind ein lokales Maß, das heiß sie variieren je nach Daenpunkkombinaion, an der man sie berechne. Berechne man die Effeke zu den jeweiligen Mielweren, läss sich die folgende Aussage reffen: Eine Aufsockung der realen Prävenionsausgaben im Ab- 7 Die hier berücksichige Auswahl an Eingriffen sez sich zusammen aus dem UV-Neuregelungsgesez (1963), der in ewa mi der deuschen Wiedervereinigung koinzidierenden Maschinenrichlinie (1989) und dem Arbeisschuzgesez sowie der nahezu parallel dazu vollzogenen Umsezung des Sieben Sozialgesezbuchs, SGB VII (1996/1997). 23