Convergence of economic structures of german cities

In einem neoklassischen Wachstumsmodell Solowscher Prägung existiert ein Mechanismus, der regionale Einkommensdisparitäten auszugleichen vermag. Fragen der ökonomischen Angleichung wurden daher klassischerweise zwischen weiter und weniger weit entwickelten Region en mit einem Fokus auf dem ProKopf- Einkommen betrachtet. Diese Art der Konvergenz, wenn nämlich arme Volkswirtschaften höhere Wachstumsraten als reiche Volkswirtschaften aufweisen, wird absolute bzw.unbedingte /3-Konuergenz genannt. Unbedingte /3-Konvergenz lieB sich aber in vielen Fällen empirisch nicht verifizieren.

Hierfür wurden mehrere Gründe angeführt:

Einerseits sei es wichtig, nur Regionen mit vergleichbaren Voraussetzungen bezüglich ihrer Wachstumsraten zu vergleichen. Falls Konvergenz für solcherart vergleichbare Regionen vorliegt, spricht man, Sala-i- Martin (1996) folgend, von bedingter ß-Konvergenz.

Bedingte ß-Konvergenz impliziert, dass nur diejenigen Volkswirtschaften im langfristigen Wachstumsgleichgewicht dasselbe Pro-Kopf-Einkommen erreichen, die bestimmte Voraussetzungen erfüllen, wie z.B. gleiche Ausstattung mit Humankapital, Infrastruktur und institutionelle Stabilität.

Ein weiteres Problem wird darin gesehen, dass ein hohes Maß an sektoraler oder regionaler Aggregation, die ein hohes Maß an Heterogenität verbirgt, irreführend sein kann.

Vgl. Erber und Gagemann (2002), S. 328

In einer Untersuchung des Einflusses von Standortfaktoren auf den Wirtschaftsstandort Bielefeld kommen Frohn, Niermann und Niermann (2000) zu einem vergleichbaren Ergebnis: „Die Ergebnisse deuten darauf hin, dass eine Konvergenz der Bielefelder Wirtschaftsstruktur hin zu einer repräsentativen nordrhein-westfälischen Stadt stattfindet.” In dieser Arbeit werden ebenfalls sektorale Beschäftigtenanteile eines Basiszeitpunktes dem in einem darauf folgenden Zeitraum gegenübergestellt.

Die Vermutung, dass auch Wirtschaftsstrukturen einem Konvergenzprozess unterworfen sind, scheint durchaus plausibel zu sein; ihr steht aber eine Theorie entgegen, die besagt, dass auch eine Arbeitsteilung zwischen Regionen erfolgt - und zwar durch Clusterbildung. Eine solche Clusterbildung würde aber eine Divergenz der Wirtschaftsstrukturen - zumindest partiell - implizieren.

Nach Porter (1990) bestehen Cluster aus einer Vielzahl von Unternehmen, die durch enge und vielfältige Beziehungen miteinander vernetzt sind und die gesamte Wertschöpfungskette abdecken. Sofern diese Cluster als Kompetenzzentren und somit als Attraktoren für andere Unternehmen wirken, kann dies zu einer Divergenz der regionalen Wirtschaftsstrukturen führen. Diesem Paradigma folgt im Moment auch die Mehrheit der Kommunalberater und regionalen Wirtschaftsförderer. Als Konsequenz für die regionale Wirtschaftspolitik ergibt sich daraus, regional existierende Cluster weiter zu fördern und Stärken der regionalen Wirtschaftsstruktur weiter zu stärken.

Eine gute und detailliertere Darstellung der den Konvergenz- und Divergenzvermutungen zu Grunde liegenden Theorien findet sich in der oben bereits zitierten Arbeit von Möller (2000).

Eine Konvergenz der regionalen Wirtschaftsstrukturen deutet hingegen eher darauf hin, dass die bislang unterrepräsentierten Wirtschaftsbereiche unter sonst gleichen Bedingungen höhere Wachtumspotenziale aufweisen.

Die Basis der Branchenanalyse stellt ein Datensatz dar, der die Beschäftigung in den verschiedenen Wirtschaftszweigen (untergliedert in 58 Sektoren) für die Jahre 1990 und 1998 umfasst. Das Zusammentragen dieser Daten für die einzelnen Kommunen erwies sich als sehr aufwändig. Da diese Daten bei den jeweiligen Statistischen Landesämtern eingeholt werden mussten und die Landesämter nicht mit bundesweit einheitlichen Verfahren für die Datenaufbereitung arbeiten, ergab sich hier ein sehr großer Koordinationsaufwand.

Bei den verwendeten Daten handelt es sich primär um solche aus der Beschäftigtenstatistik, und zwar den Anteilen der sozialversicherungspflichtig Beschäftigten nach Wirtschaftsbereichen für 1990 und 1998 (für alle Städte mit mehr als 100 000 Einwohnern in den alten Bundesländern).

Dieser Datenmatrix liegt die in Tabelle 1 wiedergegebene Branchengliederung zugrunde.

In die Analyse gingen die Zahlen der sozialversicherungspflichtig Beschäftigten in diesen Wirtschaftssektoren in allen 70 Großstädten der alten Bundesländer in den Jahren 1990 und 1998 ein.

Damit ist ein hinreichend großes Ausmaß an Disaggregiertheit gewährleistet, um mögliche Verzerrungen zu vermeiden und der von Möller (2000) formulierten Forderung Rechnung zu tragen:

„In der Tat wären Untersuchungen auf Grundlage einer feineren Branchengliederung sehr aufschlussreich. Die entsprechenden Daten sind aber bisher auf kleinräumiger Ebene nicht zugänglich.“ (Möller 2000, S. 371)

Ferner ist anzumerken, dass auf diese Weise dem von Klemmer (1995) genannten Grundsatz „dass nur Vergleichbares miteinander verglichen werden sollte“, gefolgt wird. Beispielsweise wird dadurch von Sondereinflüssen wie der Zentrum-Peripherie-Problematik abstrahiert.

Die hier vorliegende Analyse ist motiviert durch die empirische Beobachtung, dass tendenziell diejenigen Branchen überdimensionale Wachstumspotenziale aufweisen, die bislang eher unterrepräsentiert waren. Dieser Zusammenhang soll zunächst exemplarisch für den Wirtschaftszweig der unternehmensnahen Dienstleistungen dargestellt werden. Dieser Wirtschaftsbereich wird betrachtet, da er allgemein als der Motor für Beschäftigungsgewinne angesehen wird.

Gegenübergestellt werden einerseits die Anteile der Beschäftigten, die im Jahr 1990 im Wirtschaftsbereich der unternehmensnahem Dienstleistungen beschäftigt waren. Diese Anteile variieren zwischen 1,9 % in Wolfsburg und 11,5 % in Offenbach. Andererseits werden die Wachstumsraten in Prozent der Beschäftigten in diesem Wirtschaftsbereich betrachtet. Diese variieren zwischen +18,3 % in Stuttgart (von 31 077 Beschäftigen im Jahr 1990 auf 36 771 Beschäftigte im Jahr 1998) und +171,3 % in Paderborn (von 2 049 Beschäftigen im Jahr 1990 auf 5 559 Beschäftigte im Jahr 1998).

Abbildung 1

Werden nun diese in einem Streudiagramm gegeneinander abgetragen, zeigt sich ein deutlicher negativer Zusammenhang. Die Wachstumsraten sind in denjenigen Städten tendenziell höher, die von einem niedrigeren Niveau aus gestartet sind.

Dieses Muster ist jedoch nicht nur in diesem Wirtschaftsbereich zu beobachten. In der Abbildung 2 sind die anteilsmäßigen Bestände der sozialversicherungspflichtig Beschäftigten in den sechs wichtigsten Wirtschaftszweigen im Jahr 1990 den Wachstumsraten der Zahl der sozialversicherungspflichtig Beschäftigten gegenübergestellt. In diesem Fall sind die sechs wichtigsten Branchen diejenigen, die die meisten Arbeitnehmer beschäftigen. Ein negativer Zusammenhang zwischen dem Beschäftigtenbestand zu Beginn des Betrachtungszeitraums und dem Wachstum der Zahl der Beschäftigten innerhalb des Betrachtungszeitraums ergibt sich für fast alle Wirtschaftsbereiche. Ein negativer Korrelationskoeffizient bedeutet, dass diejenigen Städte, die bezüglich der Beschäftigtenzahlen einer Branche von einem niedrigen Niveau aus gestartet sind, tendenziell höhere Wachstumsraten aufweisen als diejenigen Städte, die schon 1990 einen überdurchschnittlichen Beschäftigtenanteil in dieser Branche aufwiesen.

Abbildung 2

Die Korrelationskoeffizienten wurden für diejenigen Branchen ermittelt, die die feinste verfügbare Zerlegung der gesamten Wirtschaft bilden. Branchen, die in einer detaillierteren Untergliederung Vorlagen, wurden hier nicht betrachtet.

Da beispielsweise der Sektor mit der Kurzbezeichnung Metall noch weiter untergliedert ist, wird er folglich nicht explizit berücksichtigt

Dies ist ein deutlicher empirischer Hinweis, dass die regionalen Wirtschaftsstrukturen bundesdeutscher Großstädte sich im Zeitraum von 1990 bis 1998 einander angenähert haben.

Um auszuschließen, dass es sich bei den im vorigen Abschnitt gefundenen negativen Korrelationen lediglich um ein statistisches Artefakt handelt, das durch die sogenannte „Regression zum Mittelwert“ hervorgerufen wurde, soll in einem folgenden Schritt das Ausmaß der Unterschiedlichkeit der Wirtschaftsstrukturen der einzelnen Städte von der repräsentativen Wirtschaftsstruktur gemessen werden. Das Phänomen der „Regression zum Mittelwert” wird anschaulich bei Smith (1997) dargestellt und diskutiert.

In diesem Abschnitt wird der Frage nachgegangen, ob die Wirtschaftsstrukturen sich tatsächlich messbar einer repräsentativen Wirtschaftsstruktur angenähert haben.

Dabei wird die sektorale Gliederung mit Wirtschaftsabteilungen (1,2,4, 5, 6, 7, 9 und 10 gemäß Tabelle 2) und Wirtschaftsunterabteilungen (31, 32, 33, 34, 35, 36, 37, 38, 39, 81, 82, 83, 84, 85 gemeinsam mit 86) verwendet. Das sind 22 Wirtschaftsbereiche, die eine Zerlegung der gesamten Volkswirtschaft bilden.

Unter den Städten werden diejenigen betrachtet, die bei Verwendung dieser Untergliederung in den Betrachtungsjahren 1990 und 1998 keine fehlenden Werte aufweisen. Beispielsweise können Angaben aus Geheimhaltungsgründen fehlen, wenn einzelne Unternehmen identifiziert werden könnten, weil in der betreffenden Branche nur sehr wenige Unternehmen in der jeweiligen Stadt unternehmerisch tätig sind.

Dies trifft auf 52 der 82 deutschen Großstädte zu. Für diese 52 Städte wird nun die typische Wirtschaftsstruktur - ausgedrückt in Beschäftigungsanteilen der einzelnen Branchen - für die Jahre 1990 und 1998 durch Mittelwertbildung bestimmt.

Aus der Tabelle 3 lässt sich auch ein deutlicher Trend zur Tertiärisierung ablesen.

Im folgenden Schritt wird gemessen, wie stark die Branchenstrukturen der einzelnen Städte von diesen durchschnittlichen Branchenstrukturen abweichen. Ein Abstandsmaß für die 52 Städte von dieser repräsentativen Wirtschaftsstruktur ergibt sich, falls für jede Stadt die quadrierten Abstände der Beschäftigtenan- teile von den durchschnittlichen Beschäftigtenantei- len über alle Branchen aufaddiert werden. Die resultierenden Werte und die Veränderungen zwischen den Jahren 1990 und 1998 sind der Tabelle 4 zu entnehmen.

In fast allen Fällen - genau gesagt in 44 von 52 Fällen - hat sich die Wirtschaftsstruktur der Städte der repräsentativen Wirtschaftsstruktur angenähert. Die Hypothese, dass der Abstand der Städte von der repräsentativen Wirtschaftsstruktur nicht abgenommen hat, lässt sich damit ebenfalls unter Verwendung eines Vorzeichentests überprüfen. Auch hier kann die Hypothese, dass keine Konvergenz stattgefunden hat, hoch signifikant abgelehnt werden.

Der p-Wert dieses Tests beträgt 3,5.10^-8

Auf der Basis dieser sektoral differenzierten Beschäftigungszahlen der Städte lässt sich natürlich nicht nur das Ausmaß der Unterschiedlichkeit zu einer repräsentativen Stadt messen, sondern auch das Ausmaß der Unterschiedlichkeit der Wirtschaftsstrukturen der Städte untereinander. Auf der Basis dieser Distanzstruktur wurde eine Clusteranalyse durchgeführt. Das zugehörige Dendrogramm ist in der Abbildung 3 dargestellt. Dieser Abbildung ist zu entnehmen, welche Städte ähnliche Branchenstrukturen aufweisen und wie stark die einzelnen Branchenstrukturen von der repräsentativen Wirtschaftsstruktur abweichen.

Abbildung 3

Vieles deutet darauf hin, dass das Ausmaß der Unterschiedlichkeit der Branchenstrukturen deutscher Großstädte abnimmt. Falls dieser Trend sich fortsetzt, hat dies auch Auswirkungen auf die regionale Wirtschaftsförderung und hier insbesondere auf den Aspekt der Bereitstellung von Gewerbeflächen. Aus Sicht einer Kommune bedeutet dies, dass neue Arbeitsplätze am ehesten in den Branchen zu erwarten sind, die einerseits regional unterrepräsentiert sind und andererseits generell zu den Wachstumsbranchen gezählt werden können.