Durch welche Faktoren l\u00e4sst sich erkl\u00e4ren, um wie viel die Nominall\u00f6hne in der Schweiz im Durchschnitt von einem Jahr zum andern ansteigen? Die folgende Analyse zeigt, dass diese Entwicklung weit gehend durch das im Vorjahr bestehende Verh\u00e4ltnis von Angebot und Nachfrage auf dem Arbeitsmarkt bestimmt wird. Inflationsrate und Produktivit\u00e4tsentwicklung spielen eine untergeordnete Rolle. Die durch eine Regressionsanalyse ermittelten Zusammenh\u00e4nge sind im Zeitablauf erstaunlich stabil. Allerdings haben sich die Lohnbildungszusammenh\u00e4nge zu Beginn des neuen Jahrtausends – zumindest vor\u00fcbergehend – zu Ungunsten der Lohnbeziehenden ver\u00e4ndert. F\u00fcr n\u00e4chstes Jahr ist mit einem Wachstum der Nominall\u00f6hne von 1,3% zu rechnen. Die f\u00fcr die Analyse verwendeten Daten und Methoden k\u00f6nnen im vorliegenden Beitrag nur unvollst\u00e4ndig dargestellt werden. Ein Hintergrundpapier, welches die Daten und Methoden beschreibt, ist beim Autor zu beziehen (tobias.bauer@efk.admin.ch).
\n
\nDas Bundesamt f\u00fcr Statistik (BFS) weist mit seinem schweizerischen Lohnindex die \u00abreine\u00bb Lohnentwicklung aus und misst somit die Lohnver\u00e4nderung, die f\u00fcr die einzelnen Arbeitnehmenden bei gleicher Arbeit und gleicher Stellung von Bedeutung ist. Lohnver\u00e4nderungen, die aufgrund einer beruflichen Ver\u00e4nderung entstehen, fliessen nicht ein, ebenso wenig erfolgsabh\u00e4ngige Lohnbestandteile (Boni), deren H\u00f6he von einem Jahr zum andern schwanken kann. Vgl. BFS (2007). Die Entwicklung der Lohnsumme kann somit von der Entwicklung des Lohnindexes deutlich abweichen. Dieser Umstand hat in letzter Zeit auch zu erheblicher Kritik gef\u00fchrt, wonach das BFS die Lohnsteigerungen zu tief ausweise. Vgl. Muhl (2006). \u00a0 Die folgende Analyse bezieht sich bewusst auf die reine Lohnentwicklung gem\u00e4ss BFS. Mit diesem Konzept wird die Entwicklung des Preises der Arbeit am besten angegeben. Zugleich wird damit auch der Zuwachs in der Lohnt\u00fcte beim Gros der Arbeitnehmenden ad\u00e4quat erfasst. Nicht zu vergessen ist dabei aber, dass dieser Lohnanstieg f\u00fcr eine Minderheit der Lohnbeziehenden, welche sich beruflich ver\u00e4ndern und welche in bedeutenderem Mass Boni erhalten, deutlich st\u00e4rker ausgefallen ist. \u00a0 Von 1970 bis 2007 lag der j\u00e4hrliche Zuwachs der Nominall\u00f6hne nach dem BFS-Konzept zwischen 0,3% (1999) und 12,4% (1971). Im Jahresdurchschnitt lag der nominale Lohnanstieg bei 4,1%.
<\/p>\n
\nDiese Entwicklung l\u00e4sst sich weit gehend durch die Lage auf dem Arbeitsmarkt im Vorjahr erkl\u00e4ren. Wie in Grafik 1 und Kasten 1 Gleichung 1: NL-Ver\u00e4nd = 5.23 + 1.54 AM-Anspannung-1 (**) (**) (einbezogene Periode 1970-2007; korr. R2 = 0.922)Gleichung 2: NL-Ver\u00e4nd = 4.59 + 1.40 AM-Anspannung-1 + 0.178 Inf-Rate-1 (**) (**) (*) (einbezogene Periode 1970-2007; korr. R2 = 0.930)Gleichung 3: NL-Ver\u00e4nd = 1.733 + 0.552 AM-Anspannung-1 + 0.976 Inf-Rate-1 (**) (**) (**) (einbezogene Periode 1997-2007, korr. R2 = 0.907)Legende:NL-Ver\u00e4nd: Nominallohnver\u00e4nderung gem\u00e4ss BFS (in %);AM-Anspannung-1: Indikator der Arbeitsmarktanspannung im Vorjahr (vgl. Fussnote 1);Inf-Rate-1: Inflationsrate im Vorjahr gem\u00e4ss BFS (in %);(**) Signifikant bei Signifikanzniveau von 1%;(*) Signifikant bei Signifikanzniveau von 5%. ersichtlich ist, wird die effektive Lohnentwicklung durch die einfache Gleichung 1, welche lediglich einen Indikator der \u00abArbeitsmarktanspannung\u00bb des Vorjahres (im Folgenden: AM-Anspannung-1) als Erkl\u00e4rungsfaktor verwendet, gut angen\u00e4hert. Der R2-Wert von 0,922 bedeutet, dass mit der Gleichung 92,2% der Variation der Lohnentwicklung erkl\u00e4rt werden. Der Indikator der Arbeitsmarktanspannung gibt das Verh\u00e4ltnis von Nachfrage und Angebot auf dem Arbeitsmarkt wieder. F\u00fcr die Operationalisierung der Nachfrage wird dabei auf die \u00aboffenen Vollzeitstellen\u00bb und f\u00fcr das Angebot auf die Anzahl an \u00abGanzarbeitslosen\u00bb gem\u00e4ss Staatssekretariat f\u00fcr Wirtschaft (Seco) abgestellt. Dabei wird der Indikator Arbeitsmarktanspannung (AM-Anspannung) als nat\u00fcrlicher Logarithmus des Quotienten aus offenen Vollzeitstellen (OFST) zu Ganzarbeitslosen (GALO) definiert: AM-Anspannung = ln (OFST\/GALO). Angesichts der verschiedenen Modifikationen in der Erfassung von Arbeitslosigkeit und angebotenen Stellen durch das Seco ist die Aussagekraft des Indikators besonders bemerkenswert. Sie d\u00fcrfte darauf zur\u00fcckzuf\u00fchren sein, dass die Verbesserungen der statistischen Erfassung die Zahl der offenen Stellen und der Ganzarbeitslosen in \u00e4hnlichem prozentualem Umfang erh\u00f6ht haben d\u00fcrften und der Indikator AM-Anspannung dadurch kaum ver\u00e4ndert wurde. \u00a0 Die durch eine Regressionsanalyse ermittelte Gleichung 1 l\u00e4sst sich wie folgt interpretieren: Wenn sich offene Stellen und Arbeitslose im Vorjahr gerade entsprechen (AM-Anspannung- 1= 0), dann resultiert ein Lohnzuwachs von 5,2%. Je h\u00f6her (tiefer) der Wert von AM-Anspannung-1, desto st\u00e4rker liegt der errechnete Lohnzuwachs \u00fcber (unter) dem Wert von 5,2%. Der starke Einfluss der Arbeitsmarktanspannung in einem bestimmten Jahr auf die Lohnver\u00e4nderung des Folgejahres ist an sich nicht erstaunlich. Der Preis der Arbeit ist prim\u00e4r vom Verh\u00e4ltnis von Angebot und Nachfrage abh\u00e4ngig. Die um ein Jahr verz\u00f6gerte Reaktion der L\u00f6hne kann mit dem in der Schweiz \u00fcblichen Mechanismus der Lohnverhandlungen zwischen den Sozialpartnern im Herbst des Vorjahres erkl\u00e4rt werden. Die vor dem Hintergrund der dann ersichtlichen Wirtschaftslage ausgehandelten Lohnerh\u00f6hungen treten im Allgemeinen in einem Schritt auf Anfang des folgenden Jahres in Kraft, im Lauf des Jahres bleiben die L\u00f6hne dann weit gehend stabil.
<\/p>\n
\nErstaunlich ist allerdings der vergleichsweise geringe Einfluss weiterer Faktoren, welche in den Lohnrunden jeweils als Argumente f\u00fcr die Forderungen von Seiten der Arbeitnehmerverb\u00e4nde und die Zugest\u00e4ndnisse von Seiten der Arbeitgeberverb\u00e4nde eingebracht werden. Die Determinanten der Lohnentwicklung und der lohnpolitische Verteilungsspielraum werden von Muhl (2007) im Hinblick auf die Lohnrunde 2008 in der Schweiz eingehender dargestellt. Eine grosse Rolle in den Diskussionen spielt die Inflationsrate, die bei einem gegebenen Nominallohnzuwachs die Reallohnver\u00e4nderung bestimmt. Ein wichtiges Argument bei den Lohnverhandlungen ist ebenfalls die Produktivit\u00e4tsentwicklung, die den Spielraum f\u00fcr eine hinsichtlich der Verteilung zwischen L\u00f6hnen und Kapitaleinkommen neutrale Ver\u00e4nderung der Reall\u00f6hne vorgibt. \u00a0 W\u00e4hrend der zus\u00e4tzliche Einbezug der Inflationsrate des Vorjahres (Inf-Rate-1) die Qualit\u00e4t der Erkl\u00e4rungsgleichung signifikant verbessert, ergibt die Produktivit\u00e4tsentwicklung keinen signifikanten Erkl\u00e4rungsbeitrag. Einen gewissen Erkl\u00e4rungswert hat hingegen ein Indikator, der angibt, um wie viel die Reallohnver\u00e4nderung im Vorjahr von der Produktivit\u00e4tsver\u00e4nderung abgewichen ist (Prod-Abweichung-1). \u00a0 Wenn auf die gesamte Periode von 1970-2007 abgestellt wird, so resultiert die Gleichung 2. Die Werte f\u00fcr die Konstante und den Koeffizienten von AM-Anspannung-1 sind gegen\u00fcber Gleichung 1 leicht reduziert, der Koeffizient von 0,178 f\u00fcr Inf-Rate-1 bedeutet, dass die Inflationsrate des Vorjahres sich nur zu einem Bruchteil unabh\u00e4ngig von der Arbeitsmarktlage auf die Lohnentwicklung \u00fcbertr\u00e4gt. Dabei ist anzumerken, dass der Indikator AM-Anspannung auch relativ stark mit der Inflationsrate korreliert ist (Korrelationskoeffizient von 0,66) und sich in der Arbeitsmarktanspannung bis zu einem gewissen Grad auch die Teuerung spiegelt. Durch den Einbezug der Inflationsrate wird die Erkl\u00e4rungskraft der Regressionsgleichung f\u00fcr den Zeitraum von 1970-2007 nur noch geringf\u00fcgig erh\u00f6ht (was bei k\u00fcrzeren Perioden allerdings anders aussehen kann).
<\/p>\n
\nAngesichts der starken Ver\u00e4nderungen, die auf den schweizerischen Arbeitsmarkt in den letzten Jahren einwirkten (Globalisierung, bilaterale Vertr\u00e4ge mit der EU), ist die G\u00fcte der Erkl\u00e4rungsgleichungen \u00fcber die gesamte Periode hinweg bemerkenswert. Grafik 1 zeigt aber, dass die Ann\u00e4herung der Gleichung 1 an die effektive Lohnentwicklung je nach Teilperiode unterschiedlich ist. Von 1971-1974 sowie von 1990-1997 resultiert eine klare Untersch\u00e4tzung, von 1975-1979, von 1987-1989 und von 1999-2002 eine klare \u00dcbersch\u00e4tzung der effektiven Werte. In den \u00fcbrigen Jahren wird die effektive Entwicklung ziemlich genau getroffen (insbesondere in den Perioden 1980-1986 sowie 2003-2007). \u00a0 Um l\u00e4ngerfristige Ver\u00e4nderungen in der Bedeutung der Einflussfaktoren und Br\u00fcche in der Entwicklung zu eruieren, wurde die Regressionsanalyse f\u00fcr s\u00e4mtliche 11-Jahres-Perioden innerhalb der gesamten Periode von 1970-2007 durchgef\u00fchrt (von 1970-1980 bis 1997-2007). Dabei wurden durchgehend die drei Erkl\u00e4rungsfaktoren AM-Anspannung-1, Inf-Rate-1 und Prod-Abweichung-1 eingesetzt, wobei Inf-Rate-1 und Prod-Abweichung-1 in einzelnen Perioden keinen statistisch signifikanten Erkl\u00e4rungsbeitrag ergeben. \u00a0 Im Lauf der Regressionsperioden 1970-1980 bis 1997-2007 ver\u00e4nderten sich die Koeffizienten der drei Einflussfaktoren sowie die Gleichungskonstante deutlich. Der Wert der Konstanten geht im Lauf der Zeit kontinuierlich zur\u00fcck – von rund 5 auf knapp 2. Darin widerspiegelt sich in erster Linie der auch in Grafik 1 ersichtliche R\u00fcckgang des j\u00e4hrlichen Nominallohnzuwachses.
<\/p>\n
\nEine interessante gegenl\u00e4ufige Tendenz zeigt sich bei den Koeffizienten der Arbeitsmarktanspannung und der Inflationsrate. Der Koeffizient von AM-Anspannung-1 geht ziemlich kontinuierlich zur\u00fcck (von rund 2 auf rund 0,5); derjenige von Inf-Rate-1 steigt spiegelbildlich ziemlich kontinuierlich an (von 0 auf 1). Die Bedeutung des Teuerungsausgleichs scheint im Verh\u00e4ltnis zur Bedeutung der Arbeitsmarktlage somit zuzunehmen. Von besonderer Bedeutung ist dieser Effekt ab der Regressionsperiode 1990-2000 (womit die Jahre ab 2001 prognostiziert werden). \u00a0 Der Koeffizient von Prod-Abweichung-1 lag bis zur Regressionsperiode 1989-1999 im Bereich von 0,2, wobei er in den Perio-den 1976-1986 bis 1987-1997 statistisch signifikant ist. Dies l\u00e4sst darauf schliessen, dass der Lohnbildungsprozess bis Ende der Neunzigerjahre Abweichungen der Reallohnentwicklung von der Produktivit\u00e4tsentwicklung systematisch in bescheidenem Ausmass kompensierte. Wenn der Reallohnanstieg um 1 Prozentpunkt unter (\u00fcber) der Produktivit\u00e4tsentwicklung lag, fiel der Lohnanstieg im Folgejahr im Durchschnitt um 0,2 Prozentpunkte h\u00f6her (tiefer) aus. Nach der Regressionsperiode 1989-1999 – d.h. ab dem Prognosejahr 2000 – ging der Koeffizient auf 0 zur\u00fcck, und in der Folge gab es keine systematische Kompensation mehr, wenn der durch die Produktivit\u00e4tsentwicklung gegebene Spielraum lohnm\u00e4ssig unterschritten wurde.
<\/p>\n
\nDie Interpretation der Entwicklungen der Koeffizienten ist insofern nicht einfach, da sich die Effekte zu einem guten Teil kompensieren und in der Folge trotz deutlich ge\u00e4nderter Koeffizienten bei gleichen Voraussetzungen von AM-Anspannung-1, Inf-Rate-1 und Prod-Abweichung-1 keine wesentlichen \u00c4nderungen der prognostizierten Lohnver\u00e4nderungsraten resultieren m\u00fcssen. \u00a0 Deshalb wird in Grafik 2 ein Vorgehen gew\u00e4hlt, welches die gesamte Wirkung der Ver\u00e4nderungen der Koeffizienten einf\u00e4ngt. Im Sinne eines Gedankenexperimentes wird ermittelt, welche Nominallohnver\u00e4nderungen sich bei gleichen Ausgangswerten von AM-Anspannung-1, Inf-Rate-1 und Prod-Abweichung-1 ergeben, wenn die in den unterschiedlichen 11-Jahres-Perioden ermittelten Regressionsgleichungen verwendet werden. Dabei werden die Ausgangswerte der Jahre 1981, 1986, 1991, 1996, 2001 und 2006 eingesetzt. Aus diesem Gedankenexperiment l\u00e4sst sich ersehen, ob Verschiebungen bei den Gewichten der einzelnen Einflussfaktoren bei gegebenen Ausgangswerten die prognostizierten Werte in erheblichem Mass ver\u00e4ndern und somit als grundlegende Ver\u00e4nderungen der Lohnbildungsmechanismen interpretiert werden k\u00f6nnen. \u00a0 Dies kann am Beispiel des Ausgangsjahres 1981, f\u00fcr welches AM-Anspannung-1 0,68, Inf-Rate-1 4,0 und Prod-Abweichung-1 0,75 betrug, illustriert werden: Mit der aus den 11 Vorjahren (1970-1980) berechneten Regressionsgleichung resultiert eine Prognose der Nominallohnentwicklung von 5,9%. Bei Verwendung der Regressionsgleichung f\u00fcr die Periode 1997-2007 beispielsweise resultiert eine vergleichbare Prognose von 6,1%. Hingegen h\u00e4tte sich aufgrund der Regressionsgleichung f\u00fcr die Periode 1994-2004 mit den Ausgangswerten des Jahres 1981 lediglich ein Nominallohnzuwachs von 4,4% ergeben.
<\/p>\n
\nF\u00fcr die in Grafik 2 ausgewiesenen Jahre steigen die prognostizierten Werte bei diesem Gedankenexperiment mit fortlaufenden Regressionsperioden von 1970-1980 bis 1990-2000 mehr oder weniger kontinuierlich an. Das heisst: Bei gleichen Ausgangsbedingungen bez\u00fcglich Arbeitsmarktanspannung, Inflationsrate und Produktivit\u00e4tszuwachs ergab sich im Lauf der Zeit aufgrund von Verschiebungen bei der Bedeutung der einzelnen Einflussfaktoren ein Anstieg der resultierenden Lohnsteigerung. In dieser Entwicklung d\u00fcrfte sich wohl eine gewisse \u00abGew\u00f6hnung\u00bb an die steigende Sockelarbeitslosigkeit widerspiegeln. Der Anteil der Arbeitslosigkeit w\u00fcrde dann im Lauf der Jahre nicht mehr im gleichen Mass in die Bestimmung der Lohnentwicklung einfliessen. Diese Interpretation l\u00e4sst sich \u00f6konomisch insofern sinnvoll begr\u00fcnden, als die Knappheitsrelationen auf dem Arbeitsmarkt im Bereich von h\u00f6her qualifizierten T\u00e4tigkeiten weit gehend unabh\u00e4ngig vom Niveau der Sockelarbeitslosigkeit zustande kommen.
<\/p>\n
\nDer zwischen der Regressionsperiode 1987-1997 und 1990-2000 – je nach Ausgangsjahr – zu situierende Einbruch in der Entwicklung k\u00f6nnte als eine Wirkung der vermehrten Personenfreiz\u00fcgigkeit mit der EU interpretiert werden. In Erwartung des auf Mitte 2002 in Kraft tretenden Freiz\u00fcgigkeitsabkommens k\u00f6nnte sich das Kr\u00e4fteverh\u00e4ltnis auf dem Arbeitsmarkt zu Ungunsten der Arbeitnehmenden verschoben haben, weil ein potenzielles Arbeitsangebot aus dem EU-Raum hinzukommt, das keinen Eingang in den Indikator AM-Anspannung findet. Bei dieser Interpretation besonders interessant ist der durchgehende Anstieg der resultierenden Lohnsteigerung ab der Regressionsperiode 1995-2005. Mit der Gew\u00f6hnung an das Freiz\u00fcgigkeitsabkommen und dessen verst\u00e4rkter Geltung ab Mitte 2004 w\u00e4ren in dieser Sichtweise \u00fcberzogene Erwartungen der Arbeitgebenden an das Arbeitsreservoir aus dem EU-Raum abgebaut worden, womit sich gleichzeitig das Kr\u00e4fteverh\u00e4ltnis wieder etwas zu Gunsten der Arbeitnehmenden verschoben h\u00e4tte. Zudem w\u00e4re diese Entwicklung ein Indiz daf\u00fcr, dass die im Rahmen der bilateralen Vertr\u00e4ge mit der EU vorgesehenen flankierenden Massnahmen gegen Lohndumping die gew\u00fcnschte Wirkung im Wesentlichen entfalten konnten. Diese Interpretation ist zweifellos spekulativ und bed\u00fcrfte zur Festigung weiterer Analysen.
<\/p>\n
\nDie ermittelten Regressionsgleichungen lassen sich dazu verwenden, um die Ver\u00e4nderung der Nominall\u00f6hne f\u00fcr 2008 zu prognostizieren. Wenn jeweils auf die Regressionsgleichung abgestellt wird, welche sich aus der Analyse der letzten 11 Jahre ergibt, resultiert eine Prognose f\u00fcr das an die 11-Jahres-Periode anschliessende Jahr, welche in den letzten Jahren der effektiven Entwicklung des BFS-Lohnindexes sehr nahe kommt. Wie Grafik 3 zeigt, schneidet die regressionsgest\u00fctzte Prognose sogar besser ab als die Prognose, welche die UBS jeweils im Herbst aufgrund einer Befragung bei Unternehmen aus 19 Branchen abgibt. W\u00e4hrend die Prognose der UBS f\u00fcr die Jahre 2000-2007 im Durchschnitt um 0,34 Prozentpunkte von den effektiven Werten abweicht, liegt die durchschnittliche Abweichung bei der regressionsgest\u00fctzten Analyse bei 0,11 Prozentpunkten. In den Neunzigerjahren lag die UBS-Prognose n\u00e4her bei den effektiven Werten als die Resultate der Regressionsgleichungen. \u00a0 Aufgrund der Gleichung 3 ( Kasten 1 Gleichung 1: NL-Ver\u00e4nd = 5.23 + 1.54 AM-Anspannung-1 (**) (**) (einbezogene Periode 1970-2007; korr. R2 = 0.922)Gleichung 2: NL-Ver\u00e4nd = 4.59 + 1.40 AM-Anspannung-1 + 0.178 Inf-Rate-1 (**) (**) (*) (einbezogene Periode 1970-2007; korr. R2 = 0.930)Gleichung 3: NL-Ver\u00e4nd = 1.733 + 0.552 AM-Anspannung-1 + 0.976 Inf-Rate-1 (**) (**) (**) (einbezogene Periode 1997-2007, korr. R2 = 0.907)Legende:NL-Ver\u00e4nd: Nominallohnver\u00e4nderung gem\u00e4ss BFS (in %);AM-Anspannung-1: Indikator der Arbeitsmarktanspannung im Vorjahr (vgl. Fussnote 1);Inf-Rate-1: Inflationsrate im Vorjahr gem\u00e4ss BFS (in %);(**) Signifikant bei Signifikanzniveau von 1%;(*) Signifikant bei Signifikanzniveau von 5%. ) l\u00e4sst sich nun der Anstieg der Nominall\u00f6hne f\u00fcr 2008 prognostizieren. Gest\u00fctzt auf die bisher vorliegenden Monatswerte werden die sich auf das ganze Jahr 2007 beziehenden Werte dabei wie folgt veranschlagt: Anzahl Ganzarbeitslose von 8 8 000, Anzahl offene Vollzeitstellen von 1 1 000, Inflationsrate von 0,7%. Daraus resultiert eine Prognose des Anstiegs der Nominall\u00f6hne von 1,3%. \u00a0 Diese regressionsgest\u00fctzte Prognose liegt deutlich unter den von der Credit Suisse f\u00fcr 2008 gesch\u00e4tzten 2% Nominallohnzuwachs gem\u00e4ss BFS-Konzept. Vgl. Muhl (2007). Die UBS veranschlagt den Nominallohnanstieg f\u00fcr 2008 aufgrund der Unternehmensbefragung auf 2,4%. Vgl. UBS (2007) und Wellershoff (2007). Dass die Prognose der UBS die regressionsgest\u00fctzte Sch\u00e4tzung \u00fcbertrifft, ist m\u00f6glicherweise auf eine Tendenz der befragten Unternehmen zur\u00fcckzuf\u00fchren, die reine Lohnentwicklung in Zeiten gut laufender Konjunktur etwas zu \u00fcbersch\u00e4tzen. Diese \u00dcbersch\u00e4tzung war zumindest in den letzten drei Jahren zu beobachten und kann sich durch den Umstand ergeben, dass auch die ausserhalb der reinen Lohnentwicklung liegenden Faktoren (beruflicher Aufstieg und erfolgsabh\u00e4ngige Lohnbestandteile) in die Erwartungen der befragten Unternehmen mit einfliessen. Auf der anderen Seite ist es m\u00f6glich, dass die regressionsgest\u00fctzte Analyse den aus der gegenw\u00e4rtigen Hochkonjunktur resultierenden positiven Erwartungen und dem deutlichen Anstieg der Teuerung gegen Ende 2007 zu wenig Rechnung tr\u00e4gt. Das Jahr 2008 wird zeigen, welche Prognose am besten zutreffen wird.
\n
\nGrafik 1 \u00abEntwicklung der Nominall\u00f6hne 1970-2007\u00bb
\n
\nGrafik 2 \u00abPrognostizierte Nominallohnver\u00e4nderungen f\u00fcr 1981, 1986, 1991, 1996, 2001 und 2006 bei unterschiedlich zugrundegelegten Regressionsperioden\u00bb
\n
\nGrafik 3 \u00abEffektive Lohnentwicklung und Prognosen, 2000-2007\u00bb
\n
\nKasten 1: Regressionsgleichungen Gleichung 1: NL-Ver\u00e4nd = 5.23 + 1.54 AM-Anspannung-1 (**) (**) (einbezogene Periode 1970-2007; korr. R2 = 0.922)Gleichung 2: NL-Ver\u00e4nd = 4.59 + 1.40 AM-Anspannung-1 + 0.178 Inf-Rate-1 (**) (**) (*) (einbezogene Periode 1970-2007; korr. R2 = 0.930)Gleichung 3: NL-Ver\u00e4nd = 1.733 + 0.552 AM-Anspannung-1 + 0.976 Inf-Rate-1 (**) (**) (**) (einbezogene Periode 1997-2007, korr. R2 = 0.907). Legende:NL-Ver\u00e4nd: Nominallohnver\u00e4nderung gem\u00e4ss BFS (in %);AM-Anspannung-1: Indikator der Arbeitsmarktanspannung im Vorjahr (vgl. Fussnote 1);Inf-Rate-1: Inflationsrate im Vorjahr gem\u00e4ss BFS (in %);(**) Signifikant bei Signifikanzniveau von 1%;(*) Signifikant bei Signifikanzniveau von 5%.
\n
\nKasten 2: Lohnstrukturerhebung 2006:Erste Resultate 2006 belief sich der Bruttomedianlohn in der Schweiz auf 5674 Franken pro Monat. Die am schlechtesten bezahlten Lohnempf\u00e4nger (unterste 20% der Lohnskala) haben weniger als 4286 Franken pro Monat verdient, w\u00e4hrend die am besten bezahlten Arbeitnehmenden (oberste 20% der Skala) einen Monatslohn von mehr als 8029 Franken erhalten haben. Der Anteil der Vollzeitstellen mit einer Entl\u00f6hnung von weniger als 3500 Franken brutto pro Monat ist zwischen 2000 und 2006 von 10,9% auf 6,2% gesunken. In der Nahrungsmittelindustrie betrug dieser Anteil im Berichtsjahr 9,6%, im Gastgewerbe 28% und bei den pers\u00f6nlichen Dienstleistungen 43%. Branchen mit den niedrigsten Anteilen an Tieflohnstellen sind das Gesundheitswesen (3,2%), die Maschinenindustrie (2%) und die Banken (0,6%). Die L\u00f6hne des Topmanagements sind zwischen 2004 und 2006 um durchschnittlich 5,3% auf 21472 Franken brutto pro Monat gestiegen. In der chemischen Industrie betrug der Lohnzuwachs +17%, im Bankensektor +23% und bei den Versicherungen 24%.
\n
\nKasten 3: Literatur – Bundesamt f\u00fcr Statistik (2007): Schweizerischer Lohnindex 2006: Anstieg der Nominall\u00f6hne um 1,2 Prozent – geringf\u00fcgige Reallohnzunahme. Medienmitteilung vom 30. April.- Muhl, Patrick A. (2006): Irref\u00fchrende offizielle Lohnstatistik, Research News, Hrsg. Credit Suisse Economic Research, 3. Mai.- Muhl, Patrick A. (2007): Lohnrunde 2008: Was ist zu erwarten? Swiss Issues Konjunktur, Hrsg. Credit Suisse Economic Research, 2. September.- UBS (2007): UBS-Lohnumfrage 2008: Lohnrunde 2008 – Reallohnsteigerung um 1,4% erwartet. Medienmitteilung vom 26. Oktober.- Wellershoff, Klaus W. (2007): UBS-Lohnumfrage – Ausblick 2008, Pr\u00e4sentation bei Swiss American Chamber of Commerce, 26. Oktober.<\/p>","protected":false},"excerpt":{"rendered":"
Durch welche Faktoren l\u00e4sst sich erkl\u00e4ren, um wie viel die Nominall\u00f6hne in der Schweiz im Durchschnitt von einem Jahr zum andern ansteigen? Die folgende Analyse zeigt, dass diese Entwicklung weit gehend durch das im Vorjahr bestehende Verh\u00e4ltnis von Angebot und Nachfrage auf dem Arbeitsmarkt bestimmt wird. Inflationsrate und Produktivit\u00e4tsentwicklung spielen eine untergeordnete Rolle. Die durch […]<\/p>","protected":false},"author":3084,"featured_media":0,"comment_status":"open","ping_status":"closed","sticky":false,"template":"","format":"standard","meta":{"_acf_changed":false,"om_disable_all_campaigns":false,"ep_exclude_from_search":false,"footnotes":""},"post__type":[66],"post_opinion":[],"post_serie":[],"post_content_category":[154],"post_content_subject":[],"acf":{"seco_author":3084,"seco_co_author":null,"author_override":"","seco_author_post_ocupation_year":"","seco_author_post_occupation_de":"Volkswirtschafter und Statistiker mit Schwergewicht auf Fragen zu Sozialpolitik und Arbeitsmarkt, Bern","seco_author_post_occupation_fr":"\u00c9conomiste et statisticien sp\u00e9cialis\u00e9 dans les questions de politiques sociales et du march\u00e9 du travail, Berne","seco_co_authors_post_ocupation":null,"short_title":"","post_lead":"","post_hero_image_description":"","post_hero_image_description_copyright_de":"","post_hero_image_description_copyright_fr":"","post_references_literature":"","post_kasten":null,"post_notes_for_print":"","first_teaser_header_de":"","first_teaser_header_fr":"","first_teaser_text_de":"","first_teaser_text_fr":"","second_teaser_header_de":"","second_teaser_header_fr":"","second_teaser_text_de":"","second_teaser_text_fr":"","kseason_de":"","kseason_fr":"","post_in_pdf":123574,"main_focus":null,"serie_email":null,"frontpage_slider_bild":"","artikel_bild-slider":null,"legacy_id":"9731","post_abstract":"","magazine_issue":null,"seco_author_reccomended_post":null,"redaktoren":null,"korrektor":null,"planned_publication_date":null,"original_files":null,"external_release_for_author":"19700101","external_release_for_author_time":"00:00:00","link_for_external_authors":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/exedit\/55b9c4f1377e1"},"_links":{"self":[{"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/posts\/123571"}],"collection":[{"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/posts"}],"about":[{"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/types\/post"}],"author":[{"embeddable":true,"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/users\/3084"}],"replies":[{"embeddable":true,"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/comments?post=123571"}],"version-history":[{"count":1,"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/posts\/123571\/revisions"}],"predecessor-version":[{"id":128171,"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/posts\/123571\/revisions\/128171"}],"acf:user":[{"embeddable":true,"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/users\/3084"}],"wp:attachment":[{"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/media?parent=123571"}],"wp:term":[{"taxonomy":"post__type","embeddable":true,"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/post__type?post=123571"},{"taxonomy":"post_opinion","embeddable":true,"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/post_opinion?post=123571"},{"taxonomy":"post_serie","embeddable":true,"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/post_serie?post=123571"},{"taxonomy":"post_content_category","embeddable":true,"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/post_content_category?post=123571"},{"taxonomy":"post_content_subject","embeddable":true,"href":"https:\/\/dievolkswirtschaft.ch\/de\/wp-json\/wp\/v2\/post_content_subject?post=123571"}],"curies":[{"name":"wp","href":"https:\/\/api.w.org\/{rel}","templated":true}]}}