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- Übergreifend
- SIMon: Social Indicators Monitor 1950-2013
- Demonstrationsbeispiele
8 Studien 9540 Zeitreihen | ||||
ZA 8134 | Gesundheit | Spree, Reinhard; Kube, Ralph (1989 [2004]), Informationssystem zur Medizinalstatistik der Bundesrepublik Deutschland. Teil I: Heilpersonal und Krankenhauswesen. |
3001 Zeitreihen (1950 - 1985) 108 Tabellen |
Beschreibung... |
ZA 8133 | Gesundheit | Spree, Reinhard (1990 [2005]), Historische Statistik des Gesundheitswesens vom frühen 19. Jahrhundert bis 1938. Lange Reihen zum Heilpersonal und zum Krankenhauswesen. |
2933 Zeitreihen (1806 - 1938) 29 Tabellen |
Beschreibung... |
ZA 8236 | Gesundheit | Köhler, Hermann (1969 [2006]), Zeitreihen zur geschichtlichen Entwicklung der gesetzlichen Krankenversicherung von 1885 bis 1968. |
63 Zeitreihen (1885 - 1973) 13 Tabellen |
Beschreibung... |
ZA 8209 | Gesundheit | Sensch, Jürgen (1962-2002 [2006]), histat-Datenkompilation online: Grunddaten zur historischen Entwicklung des Gesundheitswesens in Deutschland von 1876 bis 1999. |
829 Zeitreihen (1853 - 2000) 67 Tabellen |
Beschreibung... |
ZA 8563 | Gesundheit | Sensch, Jürgen (1875, 2013 [2006]), histat-Datenkompilation online: Basisdaten zur Entwicklung der Gesundheitsverhältnisse in Deutschland, 1816 - 2010. |
1205 Zeitreihen (1816 - 2010) 54 Tabellen |
Beschreibung... |
ZA 8535 | Gesundheit | Rothenbacher, Franz (1982 [2013]), Entwicklung der Gesundheitsverhältnisse in Deutschland seit der Industrialisierung. |
104 Zeitreihen (1816 - 1975) 19 Tabellen |
Beschreibung... |
ZA 8563 | Gesundheit | Sensch, Jürgen (1875, 2013 [2013]), histat-Datenkompilation online: Basisdaten zur Entwicklung der Gesundheitsverhältnisse in Deutschland, 1816 - 2010. |
1205 Zeitreihen (1816 - 2010) 54 Tabellen |
Beschreibung... |
ZA 8604 | Gesundheit | Sensch, Jürgen (Keine (online Publikation). [2015]), histat-Datenkompilation online: Gesundheitsausgaben in Deutschland 1970 bis 2013. |
200 Zeitreihen (1970 - 2013) 9 Tabellen |
Beschreibung... |
ZA 8052 | Konjunktur | Spree, Reinhard, Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880. |
265 Zeitreihen (1840 - 1880) 11 Tabellen |
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Bibliographische Angaben
Studiennummer: ZA 8052
Studientitel: Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880.
Erhebungs- bzw. Untersuchungszeitraum: 1840 - 1880
Primärforscher: Spree, Reinhard
Veröffentlichung (gedruckte Veröffentlichung): Spree, R., 1977: Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880. Berlin: Duncker & Humblot.
Empfohlene Zitation (Datensatz):
Spree, Reinhard, (1977 [2004]) Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880.
Daten entnommen aus:
GESIS Datenarchiv, Köln. histat.
Studiennummer 8052
Datenfile Version 1.0.0
Studientitel: Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880.
Erhebungs- bzw. Untersuchungszeitraum: 1840 - 1880
Primärforscher: Spree, Reinhard
Veröffentlichung (gedruckte Veröffentlichung): Spree, R., 1977: Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880. Berlin: Duncker & Humblot.
Empfohlene Zitation (Datensatz):
Spree, Reinhard, (1977 [2004]) Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880.
Daten entnommen aus:
GESIS Datenarchiv, Köln. histat.
Studiennummer 8052
Datenfile Version 1.0.0
Inhalt der Studie
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Studienbeschreibung:
Ziel der Untersuchung ist die Analyse der konjunkturellen Entwicklung der Deutschen Wirtschaft in einer Phase grundlegender Änderungen des Investitionsverhaltens, der Investitionsrate und –richtung, der Wachstumsformen und –bedingungen sowie eines daraus resultierenden beschleunigten gesamtwirtschaftlichen Strukturwandels. Diese Prozesse konvergieren in dem Effekt einer tendenziellen Abkopplung des gesamtwirtschaftlichen Wachstums von den Produktionszyklen des Agrarsektors. Damit wird die Absicht verfolgt, „die seit den 30er Jahren (Rosenberg, Schumpeter, Spiethoff, Varga, Wagemann u.a.) stagnierenden Bemühungen um die Analyse der Wachstumsschwankungen der deutschen Wirtschaft während der ‚Take-Off-Phase’ der Industriellen Revolution wiederzubeleben. Die Voraussetzungen dafür waren insofern günstig, als in der Nachkriegszeit eine Fülle von statistischen Daten aufbereitet und in Form von Langzeitreihen veröffentlicht worden ist. Vor allem W.G. Hoffmann und seine Mitarbeiter haben in dieser Hinsicht Pionierleistungen vollbracht, an die ich sinnvoll anknüpfen konnte, indem sich viele ihrer Reihen nach Prüfung übernahm, ergänzte, verlängerte bzw. als Ausgangspunkt für eigene Schätzungen benutzte. Auf diese Weise wurde es möglich, für einen relativ frühen Zeitraum der deutschen Industrialisierungsgeschichte die bisher uneingelöste Forderung zu erfüllen, das im Kern durch quantitative Relationen konstituierte Konjunkturphänomen auch quantitativ zu untersuchen.
Um die in der Literatur herrschende Unsicherheit über die Lage der Wendepunkte der Konjunktur im Untersuchungszeitraum , die Phasenlänge, die Stärke der Schwankungen und die zeitlichen Verzögerungen der Impulsweitergabe überwinden zu können, legte ich die Arbeit als Indikatorenanalyse an und hielt dies Vorgehen streng durch“ (Spree, R., 1977: Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880. Berlin: Duncker & Humblot, S. V).
Die Analyse wird im wesentlichen auf makroökonomischer Ebene durchgeführt. Die besonderen Wachstumsbedingungen werden durch eine sektorale Disaggregation berücksichtigt. Konjunktur wird damit als Wachstumszyklen der wesentlichen Aggregate in den die „Take - off“ - Entwicklung induzierenden und tragenden Sektoren definiert. Die Kombination von Makroanalyse und differenzierter Branchenanalyse erlaubt die Betrachtung eines Geflechts sektoraler Zyklen (als Verknüpfung zwischen Wachstumszyklen verschiedener Branchen) in Ergänzung zur gesamtwirtschaftlichen Konjunktur. Die Zyklizität dokumentiert sich allgemein in der Aufeinanderfolge von mehrjährigen Perioden positiver bzw. negativer Abweichungen der Konjunkturindikatoren vom Trend, ohne dass die Reihen auch absolute Rückgänge aufweisen müssten oder eine konstante Länge der Wachstumsphasen gefordert wäre.
Anhand verschiedener Indikatoren wird das Ausmaß der Wachstumsschwankungen in den durch die Referenz-Zyklen markierten Perioden ermittelt. Diese auf gesamtwirtschaftlicher Ebene ermittelten Befunde werden überprüft durch die Gegenüberstellung mit den Zyklusmustern in den wichtigsten Wirtschaftssektoren. „Ergebnis der sektoralen Analyse sind Vermutungen über einen Basismechanismus der Generierung der gesamtwirtschaftlichen Wachstumsschwankungen. Sie verweisen insbesondere auf die Investitionszyklen im Eisenbahnbau, deren genauere Untersuchung Wechselwirkungen zwischen autonomen Impulsen und einer Rückkoppelung an die gesamtwirtschaftliche Konjunktur erkennen lässt“ (Spree, a.a.O., S. VI). Die aus der Längsschnittbetrachtung gewonnenen Ergebnisse werden schließlich integriert und eine nach Jahrzehnten gegliederte Gesamtdarstellung der Wachstumszyklen entwickelt.
Im einzelnen werden folgende Themen behandelt:
Zur Methodik: Trendbereinigung der Zeitreihen, Berechnung von Diffusions-Indizes, Wachstumsraten. Analyse: Lage der Wendepunkte der Konjunktur; Phasenlänge; Stärke der Schwankungen und typische zeitliche Verzögerungen der Impulsweitergabe; Schätzung von Investitionsfunktionen; Wendepunkte der Referenzzyklen; durchschnittliche Zyklenlänge; Amplitudenstärke von Mengen- und Preisreihen in den wichtigsten Sektoren (Branchen); zyklisches Wachstumsmuster in den wichtigsten Sektoren; Impulsfortpflanzung durch das Geflecht sektoraler Zyklen; reale Grundlage der Referenzzyklen; Impulsauslöser bzw. Cycle - Leader; typische Time - Lags der Impulsfortpflanzung; Investitionsfunktion in der Textilindustrie und im Eisenbahnbau.
Aufgliederung der konjunkturstatistischen Datensammlung:
Die Gliederung der Zeitreihen umfasst ausgewählte Basiszeitreihen (Bevölkerung, Gesamtwirtschaft, Preise und Löhne) sowie Zeitreihen, die nach Branchen (sektoraler Ebene) differenziert sind: Geld- und Kreditwesen, Import und Export, Landwirtschaft, Textilindustrie, Nahrungs- und Genussmittelindustrie, Bergbau, Hüttenindustrie, Maschinenbau und Baugewerbe) und den Verkehrssektor am Beispiel der Eisenbahnen.
Ziel der Untersuchung ist die Analyse der konjunkturellen Entwicklung der Deutschen Wirtschaft in einer Phase grundlegender Änderungen des Investitionsverhaltens, der Investitionsrate und –richtung, der Wachstumsformen und –bedingungen sowie eines daraus resultierenden beschleunigten gesamtwirtschaftlichen Strukturwandels. Diese Prozesse konvergieren in dem Effekt einer tendenziellen Abkopplung des gesamtwirtschaftlichen Wachstums von den Produktionszyklen des Agrarsektors. Damit wird die Absicht verfolgt, „die seit den 30er Jahren (Rosenberg, Schumpeter, Spiethoff, Varga, Wagemann u.a.) stagnierenden Bemühungen um die Analyse der Wachstumsschwankungen der deutschen Wirtschaft während der ‚Take-Off-Phase’ der Industriellen Revolution wiederzubeleben. Die Voraussetzungen dafür waren insofern günstig, als in der Nachkriegszeit eine Fülle von statistischen Daten aufbereitet und in Form von Langzeitreihen veröffentlicht worden ist. Vor allem W.G. Hoffmann und seine Mitarbeiter haben in dieser Hinsicht Pionierleistungen vollbracht, an die ich sinnvoll anknüpfen konnte, indem sich viele ihrer Reihen nach Prüfung übernahm, ergänzte, verlängerte bzw. als Ausgangspunkt für eigene Schätzungen benutzte. Auf diese Weise wurde es möglich, für einen relativ frühen Zeitraum der deutschen Industrialisierungsgeschichte die bisher uneingelöste Forderung zu erfüllen, das im Kern durch quantitative Relationen konstituierte Konjunkturphänomen auch quantitativ zu untersuchen.
Um die in der Literatur herrschende Unsicherheit über die Lage der Wendepunkte der Konjunktur im Untersuchungszeitraum , die Phasenlänge, die Stärke der Schwankungen und die zeitlichen Verzögerungen der Impulsweitergabe überwinden zu können, legte ich die Arbeit als Indikatorenanalyse an und hielt dies Vorgehen streng durch“ (Spree, R., 1977: Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880. Berlin: Duncker & Humblot, S. V).
Die Analyse wird im wesentlichen auf makroökonomischer Ebene durchgeführt. Die besonderen Wachstumsbedingungen werden durch eine sektorale Disaggregation berücksichtigt. Konjunktur wird damit als Wachstumszyklen der wesentlichen Aggregate in den die „Take - off“ - Entwicklung induzierenden und tragenden Sektoren definiert. Die Kombination von Makroanalyse und differenzierter Branchenanalyse erlaubt die Betrachtung eines Geflechts sektoraler Zyklen (als Verknüpfung zwischen Wachstumszyklen verschiedener Branchen) in Ergänzung zur gesamtwirtschaftlichen Konjunktur. Die Zyklizität dokumentiert sich allgemein in der Aufeinanderfolge von mehrjährigen Perioden positiver bzw. negativer Abweichungen der Konjunkturindikatoren vom Trend, ohne dass die Reihen auch absolute Rückgänge aufweisen müssten oder eine konstante Länge der Wachstumsphasen gefordert wäre.
Anhand verschiedener Indikatoren wird das Ausmaß der Wachstumsschwankungen in den durch die Referenz-Zyklen markierten Perioden ermittelt. Diese auf gesamtwirtschaftlicher Ebene ermittelten Befunde werden überprüft durch die Gegenüberstellung mit den Zyklusmustern in den wichtigsten Wirtschaftssektoren. „Ergebnis der sektoralen Analyse sind Vermutungen über einen Basismechanismus der Generierung der gesamtwirtschaftlichen Wachstumsschwankungen. Sie verweisen insbesondere auf die Investitionszyklen im Eisenbahnbau, deren genauere Untersuchung Wechselwirkungen zwischen autonomen Impulsen und einer Rückkoppelung an die gesamtwirtschaftliche Konjunktur erkennen lässt“ (Spree, a.a.O., S. VI). Die aus der Längsschnittbetrachtung gewonnenen Ergebnisse werden schließlich integriert und eine nach Jahrzehnten gegliederte Gesamtdarstellung der Wachstumszyklen entwickelt.
Im einzelnen werden folgende Themen behandelt:
Zur Methodik: Trendbereinigung der Zeitreihen, Berechnung von Diffusions-Indizes, Wachstumsraten. Analyse: Lage der Wendepunkte der Konjunktur; Phasenlänge; Stärke der Schwankungen und typische zeitliche Verzögerungen der Impulsweitergabe; Schätzung von Investitionsfunktionen; Wendepunkte der Referenzzyklen; durchschnittliche Zyklenlänge; Amplitudenstärke von Mengen- und Preisreihen in den wichtigsten Sektoren (Branchen); zyklisches Wachstumsmuster in den wichtigsten Sektoren; Impulsfortpflanzung durch das Geflecht sektoraler Zyklen; reale Grundlage der Referenzzyklen; Impulsauslöser bzw. Cycle - Leader; typische Time - Lags der Impulsfortpflanzung; Investitionsfunktion in der Textilindustrie und im Eisenbahnbau.
Aufgliederung der konjunkturstatistischen Datensammlung:
Die Gliederung der Zeitreihen umfasst ausgewählte Basiszeitreihen (Bevölkerung, Gesamtwirtschaft, Preise und Löhne) sowie Zeitreihen, die nach Branchen (sektoraler Ebene) differenziert sind: Geld- und Kreditwesen, Import und Export, Landwirtschaft, Textilindustrie, Nahrungs- und Genussmittelindustrie, Bergbau, Hüttenindustrie, Maschinenbau und Baugewerbe) und den Verkehrssektor am Beispiel der Eisenbahnen.
Methodologie
Untersuchungsgebiet:
Deutsches Reich, 1840 bis 1880.
Deutsches Reich, 1840 bis 1880.
Mehr
Quellentypen:
In der Forschungsliteratur publizierte Zeitreihen, die entweder übernommen oder bearbeitet
(d.h. geschätzt, ergänzt, gebietsbereinigt usw.) wurden. Ein Teil der Zeitreihen wurde aus publizierten Quellen übernommen, weil sie aussagefähige Konjunkturindikatoren abgeben können.
Systematische Erschließung von gedruckten Quellen der amtlichen Statistik des Zollvereins bzw. des Deutschen Reiches und der einzelnen deutschen Staaten; halboffizielle statistische Quellenwerke; statistisch – topographische Beschreibungen und Handbücher; Handelskammer- und Börsenberichte; statistisch orientierte Branchenmonographien; zeitgenössische Wirtschafts- und Finanzzeitschriften (z.B. Preußisches Handelsarchiv, Der Aktionär etc.).
In der Forschungsliteratur publizierte Zeitreihen, die entweder übernommen oder bearbeitet
(d.h. geschätzt, ergänzt, gebietsbereinigt usw.) wurden. Ein Teil der Zeitreihen wurde aus publizierten Quellen übernommen, weil sie aussagefähige Konjunkturindikatoren abgeben können.
Systematische Erschließung von gedruckten Quellen der amtlichen Statistik des Zollvereins bzw. des Deutschen Reiches und der einzelnen deutschen Staaten; halboffizielle statistische Quellenwerke; statistisch – topographische Beschreibungen und Handbücher; Handelskammer- und Börsenberichte; statistisch orientierte Branchenmonographien; zeitgenössische Wirtschafts- und Finanzzeitschriften (z.B. Preußisches Handelsarchiv, Der Aktionär etc.).
Mehr
Verwendete Quellen (ausführliches Verzeichnis):
In den Anmerkungen zitierte Quellenliteratur:
(Spree, R., 1977: Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880. Berlin: Duncker & Humblot, S. 556 – 577).
Althans, E. (Bearb.): Zusammenstellung der statistischen Ergebnisse des Bergwerks-, Hütten- und Salinen-Betriebes in dem Preußischen Staate während der zehn Jahre von 1852 bis 1861. In: ZfBHW, Bd. 10 (1863), Supplement.
Becker, W.: Die Entwicklung der deutschen Maschinenbauindustrie von 1850 bis 1870. In: Schröter, A., und Becker, W.: Die deutsche Maschinenbauindustrie in der industriellen Revolution. Berlin 1962.
Bergbau-Gesellschaft Neu-Essen (Hrsg.): Denkschrift zum fünfzigjährigen Jubiläum, 1855 bis 1905. Altenessen 1905.
Bergmann, J.: Die Bedeutung wirtschaftlicher und sozialer Faktoren für Ausbruch und Verlauf der Revolution von 1848. Berlin 1974 (unveröffentl. MS).
Bernhardi, F.: Georg v. Giesches Erben. Die Entwicklung des Besitzes der Gesellschaft vom Jahre 1851 ab. (Geschichte der Bergwerksgesellschaft Georg v. Giesches Erben: Festschrift zum zweihundertjährigen Jubliläum …) . Breslau 1904.
Bienengräber, A.: Statistik des Verkehrs und Verbrauchs im Zollverein für die Jahre 1842-1864. Berlin 1868.
Borght, R. van der: Statistische Studien über die Bewährung der Actiengesellschaften. Jena 1883.
Borries, B. v.: Deutschlands Außenhandel 1836 bis 1856. Stuttgart 1970.
Brachelli, H. F.: Handbuch der Geographie und Statistik des Königreichs Preußen und der deutschen Mittel- und Klein-Staaten. Leipzig 1864 (Handbuch der Geographie und Statistik für die gebildeten Stände…, bearb. von Wappäus, J. E., u. a., 7. Aufl., Bd. 4, 2. Abt.).
Brandt, O. (Hrsg.): Zur Geschichte der deutschen Eisengießereien. Festschrift zur 50. Hauptversammlung des Vereins Deutscher Eisengießereien …, 1869-1920. Düsseldorf 1920.
Carnall, R. v.: Die Bergwerke in Preußen und deren Besteuerung. Berlin 1850.
Däbritz, W.: Die typischen Bewegungen im Konjunkturverlauf. Leipzig 1929 (Kölner Wirtschafts- und sozialwissenschaftliche Studien, 2. Folge, H. 4).
Däbritz, W.: Bochumer Verein für Bergbau und Gußstahlfabrikation. Neun Jahrzehnte seiner Geschichte … Düsseldorf 1934.
Denkschrift zum 75jährigen Bestehen des Vereins der Deutschen Zucker-Industrie, 1850-1925. Berlin 1925.
Denkschrift zur Erinnerung an das 50jährige Bestehen der Arenbergschen Actien-Gesellschaft für Bergbau und Hüttenbetrieb zu Essen (Ruhr), 1856-1906.
Die Entwicklung des niederrheinisch-westfälischen Steinkohlen-Bergbaues in der zweiten Hälfte des 19. Jahrhunderts. Verein für die bergbaulichen Interessen im Oberbergamtsbezirk Dortmund, u. a. (Hrsg.), Bd. 10 (Wirtschaftliche Entwicklung, Teil 1), Berlin 1904.
Eckert, Ch.: Rheinschiffahrt im 19. Jahrhundert. Leipzig 1900 (Staats- und socialwissenschaftliche Forschungen Schmoller, G. (Hrsg.), Bd. 18, H. 5).
Ehrenberg, R.: Krupp-Studien, 1. In: Thünen-Archiv, Bd. 2 (1909).
Erzgebirgischer Steinkohlen-Aktienverein Zwickau. Zwickau 1924 (Festschrift).
Festschrift über die Thätigkeit des Vereins Deutscher Eisenbahn-Verwaltungen in den ersten 50 Jahren seines Bestehens, 1846-1896. Berlin 1896.
Finckenstein, H. W. Graf Finck v.: Die Entwicklung der Landwirtschaft in Preußen und Deutschland, 1800-1930. Würzburg 1960.
Fischer, K.: Eine Studie über die Elbschiffahrt in den letzten 100 Jahren. Jena 1907 (Sammlung …, Bd. 58).
Flegel, K.: und Tornow, M.: Montanstatistik des Deutschen Reiches. Die Entwicklung der deutschen Montanindustrie von 1860 bis 1912. Preußische Geologische Landesanstalt (Hrsg.), Berlin 1915.
Fremdling, R.: Eisenbahnen und deutsches Wirtschaftswachstum 1840-1879. Dortmund 1975.
Gehrmann, F.: Konkurse im Industrialisierungsprozeß Deutschlands, 1810-1913. Diss. Münster 1973.
Geschichte der Handelskammer zu Frankurt a.M. (1707-1908). Beiträge zur Frankfurter Handelsgeschichte. Handelskammer zu Frankfurt/Main (Hrsg.), Frankfurt/Main 1908.
Geschichte des Mansfeldschen Kupferschieferbergbaues und Hüttenbetriebes. Festschrift zur Feier des 700jährigen Jubiläums am 12. Juni 1900. Eisleben 1900.
Geschichtliche Entwicklung und gegenwärtiger Stand des Phoenix, Aktien-Gesellschaft für Bergbau und Hüttenbetrieb in Hoerde. Denkschrift zum 60jährigen Bestehen ..., (Hoerde) 1912.
Goeths, P.: Berlin als Binnenschiffahrtsplatz. Leipzig 1910 (Staats- und sozialwissenschaftliche Forschungen, Schmoller, G., u. a. (Hrsg.), H. 147).
Handels-Archiv. Sammlung der neuen auf den Handel … bezüglichen Gesetze …, 5. Jg. (1851), 2. Hälfte (später: Preußisches Handels-Archiv. Wochenschrift für Handel, Gewerbe …, 11. Jg., 1857).
Helling, G.: "Berechnung eines Index der Agrarproduktion in Deutschland im 19. Jahrhundert". In: Jahrbuch für Wirtschaftsgeschichte (1965), Teil 4.
Hoffmann, W. G, u.a.: Das Wachstum der deutschen Wirtschaft seit der Mitte des 19. Jahrhunderts. Berlin usw. 1965.
Holtfrerich, C.-L.: Quantitative Wirtschaftsgeschichte des Ruhrkohlenbergbaus im 19. Jahrhundert. Dortmund 1973.
Hundert Jahre Bayerische Hypotheken- und Wechsel-Bank, 1835-1935. (München) 1935.
Jacobs, A. und Richter, H.: Die Großhandelspreise in Deutschland von 1792 bis 1934. Vierteljahreshefte zur Konjunkturforschung, Wagemann, E. (Hrsg.), 37. Sonderheft, Berlin 1935.
Jahrbuch für die amtliche Statistik des preußischen Staat(e)s. Kgl. Statistisches Bureau (Hrsg.) , 1. Jg. (1863); 2. Jg. (1867); 4. Jg. (1876) und 5. Jg. (1883).
Jahrbuch für Volkswirtschaft und Statistik: 1. Jg. (1852) bis 8. Jg. (1963).
Kahn, J.: Die Geschichte des Zinsfußes in Deutschland seit 1815 und die Ursachen seiner Veränderung. Stuttgart 1884.
Kirchhain, G.: Das Wachstum der deutschen Baumwollindustrie im 19. Jahrhundert. Diss. Münster 1971.
Kirner, W.: Zeitreihen für das Anlagevermögen der Wirtschaftsbereiche in der Bundesrepublik Deutschland. Berlin 1968 (DIW-Beiträge zur Strukturforschung, H. 5).
Koenigs, E.: Erinnerungsschrift zum 50jährigen Bestehen des A. Schaaffhausenschen Bankvereins. Köln 1898.
Kuczynski, J.: Die Geschichte der Lage der Arbeiter unter dem Kapitalismus. Teil 1, Bde. 1-3, Berlin 1961 f.
Kühn, E.: Die historische Entwicklung des deutschen und deutsch-österreichischen Eisenbahn-Netzes vom Jahre 1838 bis 1881. Teil 1. In: ZkpsB, Ergänzungsheft 12 (1883).
Leipziger Bank. Festschrift zum 20.12.1888. (Leipzig) 1888.
Leiskow, H.: Spekulation und öffentliche Meinung in der ersten Hälfte des 19. Jahrhunderts. Jena 1930 (Lotz, W., u. a. (Hrsg.): Münchener Volkswirtschaftliche Studien, N. F., H. 12).
Marchand, H.: Säkularstatistik der deutschen Eisenindustrie. Essen 1939 (Schriften der volkswirtschaftlichen Vereinigung im rheinisch-westfälischen Industriegebiet, N. F., Hauptreihe, H. 3).
May: 75 Jahre Gemeinschaftsarbeit der sächsischen Steinkohlenbergwerke. O.O., o.J.
Moser, A.: Die Capitalanlage in Werthpapieren der Staaten, Creditvereine und Actiengesellschaften des In- und Auslandes. Stuttgart 1862.
Müller, E.: Die Entwicklung der Arbeiterverhältnisse auf den staatlichen Steinkohlenbergwerken vom Jahre 1816 bis zum Jahre 1903. Berlin 1904 (Der Steinkohlenbergbau des Preußischen Staates in der Umgebung von Saarbrücken, Teil 6).
Müller, H.: Der Georgs-Marien-Bergwerks- und Hütten-Verein. Teil 1: Die Geschichte des Vereins. Osnabrück 1896.
Müller, Herm.: Die Übererzeugung im Saarländer Hüttengewerbe von 1856 bis 1913. Jena 1935 (Beiträge zur Erforschung der wirtschaftlichen Wechsellagen …, Spiethoff, A. (Hrsg.), H. 10).
Nachrichten aus dem Gebiete der Staats- und Volkswirtschaft …, Hübner, O. (Hrsg.) , Jg. 1853, Bd. 1 und 2 (Leipzig).
Oechelhäuser, W.: Vergleichende Statistik der Eisen-Industrie aller Länder und Erörterung ihrer ökonomischen Lage im Zollverein. Berlin 1852.
Oechelhäuser, W.: Die Eisenindustrie des Zollvereins in ihrer neueren Entwicklung. Statistisch-ökonomisch. Duisburg 1855.
Palgrave, R. H. I.: Bank Rate and the Money Market in England, France, Germany, Holland, and Belgium, 1844-1900, London 1903.
Peters, M.: Die Entwicklung der deutschen Rhederei seit Beginn dieses Jahrhunderts. Bd. 1, Jena 1899.
Preußisches Handelsarchiv. 11. Jg. (1857).
Reuss, M.: Mittheilungen aus der Geschichte des Königlichen Oberbergamtes zu Dortmund und des niederrheinisch-westfälischen Bergbaues. Festschrift zur Feier des hundertjährigen Bestehens des Königlichen Oberbergamtes zu Dortmund am 25. Juni 1892. Berlin 1892.
Schmoller, G: Zur Geschichte der deutschen Kleingewerbe im 19. Jahrhundert. Halle 1870.
Schulz, T.: Die Entwickelung des deutschen Steinkohlenhandels unter besonderer Berücksichtigung von Ober- und Niederschlesien. Diss. Tübingen, Waldenburg i. Schlesien 1911.
Schwabe, H.: "Über den Kohlenverkehr auf den preußischen Eisenbahnen". In: Zeitschrift für Bauwesen, 24. Jg. (1874).
Sering, M.: Geschichte der preußisch-deutschen Eisenzölle. Leipzig 1882 (Staats- und socialwissenschaftliche Forschungen. Schmoller, G. (Hrsg.), Bd. 3, H. 4).
Serlo, A.: Beitrag zur Geschichte des schlesischen Bergbaues in den letzten hundert Jahren. Festschrift zur Feier des hundertjährigen Bestehens des Königlichen Oberbergamtes zu Breslau … Breslau usw. 1869.
Soetbeer, A.: Beiträge und Materialien zur Beurteilung von Geld- und Bank-Fragen mit besonderer Rücksicht auf Hamburg. Hamburg 1855.
Soetbeer, A.: Materialien und Erläuterungen und Beurteilung der wirtschaftlichen Edelmetallverhältnisse und der Währungsfrage. 2. vervollständigte Aufl., Berlin 1886.
Spiethoff, A.: Die wirtschaftlichen Wechsellagen. 2 Bde., Tübingen und Zürich 1955 (Bd. 1 = Wiederabdruck des Artikels "Krisen" aus dem Handwörterbuch der Staatswissenschaften, Bd. 4, 1923).
Spree, R., und Bergmann, J.: "Die konjunkturelle Entwicklung der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1864". In: Sozialgeschichte Heute. Festschrift für Hans Rosenberg zum 70. Geburtstag. Wehler, H.-U. (Hrsg.), Göttingen 1974 (Kritische Studien zur Geschichtswissenschaft, Bd. 11).
Statistisches Jahrbuch für das Deutsche Reich. Kaiserliches Statistisches Amt (Hrsg.), Teil 1 und 2, Berlin 1907.
Statistisches Handbuch für den Preußischen Staat. Königliches Statistisches Bureau (Hrsg.), Bd. 1, 1888, und Bd. 3, 1898.
Statistisches Jahrbuch für das Deutsche Reich. Kaiserliches Statistisches Amt (Hrsg.), 2. Jg., 1881, und 6. Jg., 1885.
Statistisches Jahrbuch für das Königreich Sachsen auf das Jahr 1887. Königlich Sächsisches Statistisches Bureau (Hrsg.), Dresden 1886.
Stegemann, O.: Der Eschweiler Bergwerks-Verein und seine Vorgeschichte. (Eschweiler) 1938.
Strotkötter, G.: Die Lippeschiffahrt im neunzehnten Jahrhundert. O.O. 1896.
Tabellarische Übersichten des Hamburgischen Handels während der vier Jahre 1845-1848. Hamburg o.J.
Tabellarische Übersichten des Hamburgischen Handels im Jahre 1856. Zusammengestellt von dem handelsstatistischen Bureau, Hamburg 1857.
Tabellarische Übersichten des Hamburgischen Handels im Jahre 1910. Hamburg 1911.
Viebahn, G. v. (Hrsg.): Statistik des zollvereinten und nördlichen Deutschlands. Teil 2 (Bevölkerung, Bergbau, Bodenkultur). Berlin 1862.
Übersicht der auf den Staatswerken im Oberbergamts-Bezirk Clausthal in den Jahren 1874, 1875 und 1876 verdienten Löhne". In: Der Arbeiterfreund, 15. Jg. (1877).
Viereck, H.: Die deutschen Eisenbahnen in den Jahren 1834 bis 1854. In: Jahrbuch für Volkswirtschaft und Statistik …, 4. Jg. (1856).
Vockert, R.: Das Baugewerbe in Leipzig vom 15. Jahrhundert bis zur Gegenwart. Berlin usw. 1914 (Tübinger staatswissenschaftliche Abhandlungen. Fuchs, C. J., u. a. (Hrsg.), N. F., H. 6).
Waldthausen, F. A. v.: Geschichte des Steinkohlenbergwerks Vereinigte Sälzer und Neuak nebst historisch-statistischen Abhandlungen … Essen 1902.
Woltmann, A.: Geschichte der Gutehoffnungshütte. (Die Gutehoffnungshütte Oberhausen, Rheinland. Zur Erinnerung an das hundertjährige Bestehen, 1810-1910, Bd. 1). Oberhausen 1910.
ZfBHW: Zeitschrift für das Berg-, Hütten- und Salinenwesen in dem preußischen Staate, Bd. 1 (1854) – Bd. 29 (1881).
In den Anmerkungen zitierte Quellenliteratur:
(Spree, R., 1977: Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880. Berlin: Duncker & Humblot, S. 556 – 577).
Althans, E. (Bearb.): Zusammenstellung der statistischen Ergebnisse des Bergwerks-, Hütten- und Salinen-Betriebes in dem Preußischen Staate während der zehn Jahre von 1852 bis 1861. In: ZfBHW, Bd. 10 (1863), Supplement.
Becker, W.: Die Entwicklung der deutschen Maschinenbauindustrie von 1850 bis 1870. In: Schröter, A., und Becker, W.: Die deutsche Maschinenbauindustrie in der industriellen Revolution. Berlin 1962.
Bergbau-Gesellschaft Neu-Essen (Hrsg.): Denkschrift zum fünfzigjährigen Jubiläum, 1855 bis 1905. Altenessen 1905.
Bergmann, J.: Die Bedeutung wirtschaftlicher und sozialer Faktoren für Ausbruch und Verlauf der Revolution von 1848. Berlin 1974 (unveröffentl. MS).
Bernhardi, F.: Georg v. Giesches Erben. Die Entwicklung des Besitzes der Gesellschaft vom Jahre 1851 ab. (Geschichte der Bergwerksgesellschaft Georg v. Giesches Erben: Festschrift zum zweihundertjährigen Jubliläum …) . Breslau 1904.
Bienengräber, A.: Statistik des Verkehrs und Verbrauchs im Zollverein für die Jahre 1842-1864. Berlin 1868.
Borght, R. van der: Statistische Studien über die Bewährung der Actiengesellschaften. Jena 1883.
Borries, B. v.: Deutschlands Außenhandel 1836 bis 1856. Stuttgart 1970.
Brachelli, H. F.: Handbuch der Geographie und Statistik des Königreichs Preußen und der deutschen Mittel- und Klein-Staaten. Leipzig 1864 (Handbuch der Geographie und Statistik für die gebildeten Stände…, bearb. von Wappäus, J. E., u. a., 7. Aufl., Bd. 4, 2. Abt.).
Brandt, O. (Hrsg.): Zur Geschichte der deutschen Eisengießereien. Festschrift zur 50. Hauptversammlung des Vereins Deutscher Eisengießereien …, 1869-1920. Düsseldorf 1920.
Carnall, R. v.: Die Bergwerke in Preußen und deren Besteuerung. Berlin 1850.
Däbritz, W.: Die typischen Bewegungen im Konjunkturverlauf. Leipzig 1929 (Kölner Wirtschafts- und sozialwissenschaftliche Studien, 2. Folge, H. 4).
Däbritz, W.: Bochumer Verein für Bergbau und Gußstahlfabrikation. Neun Jahrzehnte seiner Geschichte … Düsseldorf 1934.
Denkschrift zum 75jährigen Bestehen des Vereins der Deutschen Zucker-Industrie, 1850-1925. Berlin 1925.
Denkschrift zur Erinnerung an das 50jährige Bestehen der Arenbergschen Actien-Gesellschaft für Bergbau und Hüttenbetrieb zu Essen (Ruhr), 1856-1906.
Die Entwicklung des niederrheinisch-westfälischen Steinkohlen-Bergbaues in der zweiten Hälfte des 19. Jahrhunderts. Verein für die bergbaulichen Interessen im Oberbergamtsbezirk Dortmund, u. a. (Hrsg.), Bd. 10 (Wirtschaftliche Entwicklung, Teil 1), Berlin 1904.
Eckert, Ch.: Rheinschiffahrt im 19. Jahrhundert. Leipzig 1900 (Staats- und socialwissenschaftliche Forschungen Schmoller, G. (Hrsg.), Bd. 18, H. 5).
Ehrenberg, R.: Krupp-Studien, 1. In: Thünen-Archiv, Bd. 2 (1909).
Erzgebirgischer Steinkohlen-Aktienverein Zwickau. Zwickau 1924 (Festschrift).
Festschrift über die Thätigkeit des Vereins Deutscher Eisenbahn-Verwaltungen in den ersten 50 Jahren seines Bestehens, 1846-1896. Berlin 1896.
Finckenstein, H. W. Graf Finck v.: Die Entwicklung der Landwirtschaft in Preußen und Deutschland, 1800-1930. Würzburg 1960.
Fischer, K.: Eine Studie über die Elbschiffahrt in den letzten 100 Jahren. Jena 1907 (Sammlung …, Bd. 58).
Flegel, K.: und Tornow, M.: Montanstatistik des Deutschen Reiches. Die Entwicklung der deutschen Montanindustrie von 1860 bis 1912. Preußische Geologische Landesanstalt (Hrsg.), Berlin 1915.
Fremdling, R.: Eisenbahnen und deutsches Wirtschaftswachstum 1840-1879. Dortmund 1975.
Gehrmann, F.: Konkurse im Industrialisierungsprozeß Deutschlands, 1810-1913. Diss. Münster 1973.
Geschichte der Handelskammer zu Frankurt a.M. (1707-1908). Beiträge zur Frankfurter Handelsgeschichte. Handelskammer zu Frankfurt/Main (Hrsg.), Frankfurt/Main 1908.
Geschichte des Mansfeldschen Kupferschieferbergbaues und Hüttenbetriebes. Festschrift zur Feier des 700jährigen Jubiläums am 12. Juni 1900. Eisleben 1900.
Geschichtliche Entwicklung und gegenwärtiger Stand des Phoenix, Aktien-Gesellschaft für Bergbau und Hüttenbetrieb in Hoerde. Denkschrift zum 60jährigen Bestehen ..., (Hoerde) 1912.
Goeths, P.: Berlin als Binnenschiffahrtsplatz. Leipzig 1910 (Staats- und sozialwissenschaftliche Forschungen, Schmoller, G., u. a. (Hrsg.), H. 147).
Handels-Archiv. Sammlung der neuen auf den Handel … bezüglichen Gesetze …, 5. Jg. (1851), 2. Hälfte (später: Preußisches Handels-Archiv. Wochenschrift für Handel, Gewerbe …, 11. Jg., 1857).
Helling, G.: "Berechnung eines Index der Agrarproduktion in Deutschland im 19. Jahrhundert". In: Jahrbuch für Wirtschaftsgeschichte (1965), Teil 4.
Hoffmann, W. G, u.a.: Das Wachstum der deutschen Wirtschaft seit der Mitte des 19. Jahrhunderts. Berlin usw. 1965.
Holtfrerich, C.-L.: Quantitative Wirtschaftsgeschichte des Ruhrkohlenbergbaus im 19. Jahrhundert. Dortmund 1973.
Hundert Jahre Bayerische Hypotheken- und Wechsel-Bank, 1835-1935. (München) 1935.
Jacobs, A. und Richter, H.: Die Großhandelspreise in Deutschland von 1792 bis 1934. Vierteljahreshefte zur Konjunkturforschung, Wagemann, E. (Hrsg.), 37. Sonderheft, Berlin 1935.
Jahrbuch für die amtliche Statistik des preußischen Staat(e)s. Kgl. Statistisches Bureau (Hrsg.) , 1. Jg. (1863); 2. Jg. (1867); 4. Jg. (1876) und 5. Jg. (1883).
Jahrbuch für Volkswirtschaft und Statistik: 1. Jg. (1852) bis 8. Jg. (1963).
Kahn, J.: Die Geschichte des Zinsfußes in Deutschland seit 1815 und die Ursachen seiner Veränderung. Stuttgart 1884.
Kirchhain, G.: Das Wachstum der deutschen Baumwollindustrie im 19. Jahrhundert. Diss. Münster 1971.
Kirner, W.: Zeitreihen für das Anlagevermögen der Wirtschaftsbereiche in der Bundesrepublik Deutschland. Berlin 1968 (DIW-Beiträge zur Strukturforschung, H. 5).
Koenigs, E.: Erinnerungsschrift zum 50jährigen Bestehen des A. Schaaffhausenschen Bankvereins. Köln 1898.
Kuczynski, J.: Die Geschichte der Lage der Arbeiter unter dem Kapitalismus. Teil 1, Bde. 1-3, Berlin 1961 f.
Kühn, E.: Die historische Entwicklung des deutschen und deutsch-österreichischen Eisenbahn-Netzes vom Jahre 1838 bis 1881. Teil 1. In: ZkpsB, Ergänzungsheft 12 (1883).
Leipziger Bank. Festschrift zum 20.12.1888. (Leipzig) 1888.
Leiskow, H.: Spekulation und öffentliche Meinung in der ersten Hälfte des 19. Jahrhunderts. Jena 1930 (Lotz, W., u. a. (Hrsg.): Münchener Volkswirtschaftliche Studien, N. F., H. 12).
Marchand, H.: Säkularstatistik der deutschen Eisenindustrie. Essen 1939 (Schriften der volkswirtschaftlichen Vereinigung im rheinisch-westfälischen Industriegebiet, N. F., Hauptreihe, H. 3).
May: 75 Jahre Gemeinschaftsarbeit der sächsischen Steinkohlenbergwerke. O.O., o.J.
Moser, A.: Die Capitalanlage in Werthpapieren der Staaten, Creditvereine und Actiengesellschaften des In- und Auslandes. Stuttgart 1862.
Müller, E.: Die Entwicklung der Arbeiterverhältnisse auf den staatlichen Steinkohlenbergwerken vom Jahre 1816 bis zum Jahre 1903. Berlin 1904 (Der Steinkohlenbergbau des Preußischen Staates in der Umgebung von Saarbrücken, Teil 6).
Müller, H.: Der Georgs-Marien-Bergwerks- und Hütten-Verein. Teil 1: Die Geschichte des Vereins. Osnabrück 1896.
Müller, Herm.: Die Übererzeugung im Saarländer Hüttengewerbe von 1856 bis 1913. Jena 1935 (Beiträge zur Erforschung der wirtschaftlichen Wechsellagen …, Spiethoff, A. (Hrsg.), H. 10).
Nachrichten aus dem Gebiete der Staats- und Volkswirtschaft …, Hübner, O. (Hrsg.) , Jg. 1853, Bd. 1 und 2 (Leipzig).
Oechelhäuser, W.: Vergleichende Statistik der Eisen-Industrie aller Länder und Erörterung ihrer ökonomischen Lage im Zollverein. Berlin 1852.
Oechelhäuser, W.: Die Eisenindustrie des Zollvereins in ihrer neueren Entwicklung. Statistisch-ökonomisch. Duisburg 1855.
Palgrave, R. H. I.: Bank Rate and the Money Market in England, France, Germany, Holland, and Belgium, 1844-1900, London 1903.
Peters, M.: Die Entwicklung der deutschen Rhederei seit Beginn dieses Jahrhunderts. Bd. 1, Jena 1899.
Preußisches Handelsarchiv. 11. Jg. (1857).
Reuss, M.: Mittheilungen aus der Geschichte des Königlichen Oberbergamtes zu Dortmund und des niederrheinisch-westfälischen Bergbaues. Festschrift zur Feier des hundertjährigen Bestehens des Königlichen Oberbergamtes zu Dortmund am 25. Juni 1892. Berlin 1892.
Schmoller, G: Zur Geschichte der deutschen Kleingewerbe im 19. Jahrhundert. Halle 1870.
Schulz, T.: Die Entwickelung des deutschen Steinkohlenhandels unter besonderer Berücksichtigung von Ober- und Niederschlesien. Diss. Tübingen, Waldenburg i. Schlesien 1911.
Schwabe, H.: "Über den Kohlenverkehr auf den preußischen Eisenbahnen". In: Zeitschrift für Bauwesen, 24. Jg. (1874).
Sering, M.: Geschichte der preußisch-deutschen Eisenzölle. Leipzig 1882 (Staats- und socialwissenschaftliche Forschungen. Schmoller, G. (Hrsg.), Bd. 3, H. 4).
Serlo, A.: Beitrag zur Geschichte des schlesischen Bergbaues in den letzten hundert Jahren. Festschrift zur Feier des hundertjährigen Bestehens des Königlichen Oberbergamtes zu Breslau … Breslau usw. 1869.
Soetbeer, A.: Beiträge und Materialien zur Beurteilung von Geld- und Bank-Fragen mit besonderer Rücksicht auf Hamburg. Hamburg 1855.
Soetbeer, A.: Materialien und Erläuterungen und Beurteilung der wirtschaftlichen Edelmetallverhältnisse und der Währungsfrage. 2. vervollständigte Aufl., Berlin 1886.
Spiethoff, A.: Die wirtschaftlichen Wechsellagen. 2 Bde., Tübingen und Zürich 1955 (Bd. 1 = Wiederabdruck des Artikels "Krisen" aus dem Handwörterbuch der Staatswissenschaften, Bd. 4, 1923).
Spree, R., und Bergmann, J.: "Die konjunkturelle Entwicklung der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1864". In: Sozialgeschichte Heute. Festschrift für Hans Rosenberg zum 70. Geburtstag. Wehler, H.-U. (Hrsg.), Göttingen 1974 (Kritische Studien zur Geschichtswissenschaft, Bd. 11).
Statistisches Jahrbuch für das Deutsche Reich. Kaiserliches Statistisches Amt (Hrsg.), Teil 1 und 2, Berlin 1907.
Statistisches Handbuch für den Preußischen Staat. Königliches Statistisches Bureau (Hrsg.), Bd. 1, 1888, und Bd. 3, 1898.
Statistisches Jahrbuch für das Deutsche Reich. Kaiserliches Statistisches Amt (Hrsg.), 2. Jg., 1881, und 6. Jg., 1885.
Statistisches Jahrbuch für das Königreich Sachsen auf das Jahr 1887. Königlich Sächsisches Statistisches Bureau (Hrsg.), Dresden 1886.
Stegemann, O.: Der Eschweiler Bergwerks-Verein und seine Vorgeschichte. (Eschweiler) 1938.
Strotkötter, G.: Die Lippeschiffahrt im neunzehnten Jahrhundert. O.O. 1896.
Tabellarische Übersichten des Hamburgischen Handels während der vier Jahre 1845-1848. Hamburg o.J.
Tabellarische Übersichten des Hamburgischen Handels im Jahre 1856. Zusammengestellt von dem handelsstatistischen Bureau, Hamburg 1857.
Tabellarische Übersichten des Hamburgischen Handels im Jahre 1910. Hamburg 1911.
Viebahn, G. v. (Hrsg.): Statistik des zollvereinten und nördlichen Deutschlands. Teil 2 (Bevölkerung, Bergbau, Bodenkultur). Berlin 1862.
Übersicht der auf den Staatswerken im Oberbergamts-Bezirk Clausthal in den Jahren 1874, 1875 und 1876 verdienten Löhne". In: Der Arbeiterfreund, 15. Jg. (1877).
Viereck, H.: Die deutschen Eisenbahnen in den Jahren 1834 bis 1854. In: Jahrbuch für Volkswirtschaft und Statistik …, 4. Jg. (1856).
Vockert, R.: Das Baugewerbe in Leipzig vom 15. Jahrhundert bis zur Gegenwart. Berlin usw. 1914 (Tübinger staatswissenschaftliche Abhandlungen. Fuchs, C. J., u. a. (Hrsg.), N. F., H. 6).
Waldthausen, F. A. v.: Geschichte des Steinkohlenbergwerks Vereinigte Sälzer und Neuak nebst historisch-statistischen Abhandlungen … Essen 1902.
Woltmann, A.: Geschichte der Gutehoffnungshütte. (Die Gutehoffnungshütte Oberhausen, Rheinland. Zur Erinnerung an das hundertjährige Bestehen, 1810-1910, Bd. 1). Oberhausen 1910.
ZfBHW: Zeitschrift für das Berg-, Hütten- und Salinenwesen in dem preußischen Staate, Bd. 1 (1854) – Bd. 29 (1881).
Mehr
Anmerkungen:
Vorbemerkung:
Die Nummerierung der einzelnen Zeitreihen ist in der Publikation von Reinhard Spree (siehe Anhang, S. 370 – 502) mit der Bezeichnung „Tabelle A …“ dokumentiert. Daher sind auch die Verweise in den Anmerkungen zu den Tabellen (= Einzelzeitreihen) in der Publikation entsprechend mit dieser Bezeichnung (bzw. mit dem Kürzel „Reihe A …“) versehen. Um die Nummerierung der Zeitreihen auch in der Datenbank abzubilden, sind die Anmerkungen für die einzelnen Zeitreihen in den Datentabellen mit der gleichen Nummer (mit vorangestelltem ‚A) wie in der Publikation gekennzeichnet (d.h. Nummer der Anmerkung = Nummer der Zeitreihe in der Publikation).
Beispiel: Die Bezeichnung „Tabelle A 2“ in der Publikation entspricht der Zeitreihe in der Datenbank mit der Anmerkung „A 2“ (= Nettoinlandsprodukt (zu Faktorkosten) des Deutschen Reichs, jew. Gebietsstand, in Preisen von 1913, in Mio. Mark; diese Zeitreihe findet sich in der Untergliederung: ‚Bevölkerung, Gesamtwirtschaft, Preise und Löhne).
Die ausführlichen Anmerkungen sind aus Gründen der besseren Lesbarkeit nicht als Volltext in die Datentabelle aufgenommen, sondern lediglich mit einem entsprechenden Verweis auf die Anmerkung in dem folgenden Anmerkungsteil.
Übersicht zu den einzelnen Anmerkungen in der thematischen Untergliederung der Datentabellen. Die Nummer der Anmerkung ist gleich der Nummer der Zeitreihe:
Anmerkung A 1 – A 8: Bevölkerung, Gesamtwirtschaft, Preise und Löhne
Anmerkung A 9 – A 26: Geld- und Kreditwesen, Börsen
Anmerkung A 27 – A 46: Außenhandel
Anmerkung A 47 – A 66: Verkehrssektor (Eisenbahnen)
Anmerkung A 67 – A 77: Agrarsektor
Anmerkung A 78 – A117: Textilindustrie
Anmerkung A 118 – A 131: Nahrungs- und Genussmittelindustrie
Anmerkung A 132 – A 186: Bergbau
Anmerkung A 187 – A 247: Hüttenindustrie
Anmerkung A 248 – A 253: Maschinenbau
Anmerkung A 254 – A 265: Baugewerbe
Anmerkungsteil:
Die folgenden Anmerkungen zu den einzelnen Zeitreihen sind entnommen aus Spree, R., 1977: Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880. Berlin: Duncker & Humblot, S. 503 – 555.
A 2:
Meine Aufgabe bestand darin, die ab 1850 verfügbare Reihe des Nettoinlandsprodukts (nach Hoffmann) bis 1840 zu verlängern. Methodisch lehnte ich mich zu diesem Zweck an Hoffmann an und übernahm insbesondere seine Systematik der Wirtschaftsbereiche und die entsprechenden Gewichte. Und zwar berechnete ich Produktionsindizes (meist Bruttoproduktion) in den 9 Subaggregaten Landwirtschaft; Bergbau; Industrie und Handwerk; Verkehr; Handel und Banken usw.; Häusliche Dienste; Sonstige Dienstleistungen; Verteidigung; Nicht-landwirtschaftliche Wohnungen. Diese fasste ich zu einem Gesamtindex zusammen, wobei - analog zu Hoffmann - die Wertschöpfung von 1913 als Gewichte dienten. Um auf die Bruttoproduktion statt auf die geforderte Nettoproduktion rekurrieren, d.h. Vorleistungen, Abschreibungen und in direkte Steuern vernachlässigen zu können, musste unterstellt werden, dass sich die Struktur der Bruttoproduktionswerte in den fraglichen zehn Jahren nicht geändert hat. Während diese Annahme möglicherweise als im Durchschnitt der 1840er Jahre gegeben angesehen werden darf, bringt die Gewichtung mit Wertschöpfungs- anteilen von 1913 gewisse Verzerrungen mit sich. Diese glaube ich aus zwei Gründen in Kauf nehmen zu können: Erstens sichere ich dadurch die methodische Übereinstimmung mit Hoffmann, die mich berechtigt, seine Reihe mit meinem Index zu kombinieren. Zweitens ist der Effekt im Wesentlichen auf zwei Sektoren beschränkt: Das Gewicht der Landwirtschaft wird im Verhältnis zu dem von 1850 nahezu halbiert, das von Industrie und Handwerk dagegen verdoppelt. Dieser Sektor beeinflusst deshalb spürbar die Entwicklung des Gesamtindex in den 1840er Jahren mit, wo durch eine gewisse Annäherung an das von mir vertretene Konzept der industriewirtschaftlich bestimmten Konjunkturzyklen er reicht wird.
Zu den Einzelindizes ist folgendes zu bemerken:
Die Landwirtschaft wird durch einen Index der Nettoproduktion zu konstanten Preisen repräsentiert (vgl. Tabelle A 67); der Bergbau durch die Fördermenge des preußischen Bergbaus (vgl. Tabelle A 133); der Verkehrssektor durch einen Index der Bruttowertschöpfung (des deutschen Verkehrssektors vgl. Tabelle A 47); der Sektor Wohnungen durch einen Index der deutschen Bauproduktion (vgl. Tabelle A 254).
Hinsichtlich der Wertschöpfung von Industrie und Handwerk konstruierte ich - wiederum analog zu Hoffmann (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 390 f) - einen gesonderten Index, der die Produktionsentwicklung in den Subsektoren Metallerzeugung, Metallverarbeitung, Textilindustrie, Ledererzeugung, Lederverarbeitung und Bekleidung, Nahrungs- und Genussmittelindustrie sowie Baugewerbe zusammenfasst. Dabei stehen: für die Metallerzeugung die Reihe der mengenmäßigen Produktion der preußischen Hüttenindustrie (vgl. Tabelle A 193); für die Metallverarbeitung ein Index auf der Basis der Zuwachsraten des durch zweijährige gleitende Durchschnitte geglätteten Roheisenverbrauchs im Zollverein bzw. im Deutschen Reich (die Reihe wurde geglättet, um die Effekte der Lagerhaltung etwas auszugleichen; vgl. im übrigen Tabelle A 210); für die Textilindustrie der Index der Textilproduktion im Zollverein bzw. im Deutschen Reich (vgl. Tabelle A 78); für die Nahrungs- und Genussmittelindustrie der entsprechende Produktionsindex (vgl. Tabelle A 118); für das Baugewerbe wiederum der schon oben erwähnte Index der deutschern Bauproduktion (vgl. Tabelle A 254). Die Produktion der Leder erzeugenden Gewerbe wurde geschätzt anhand der Entwicklung der Fleischerträge bei Rinderschlachtungen (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 297). Den daraus berechneten Index kombinierte ich mit den Zuwächsen der Importüberschüsse an Häuten, Fellen usw. (nach “Statistisches Handbuch für das Deutsche Reich ...“, T. 2, S. 464; Gewichtung der Häuteproduktion gegenüber den Importüberschüssen im Verhältnis 2: 1. Zum Verfahren vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 371 f). Die Produktion der Gruppe und Bekleidung schätzte ich durch Kombination des Index der Ledererzeugung mit dem Verbrauch von Baumwollwaren (vgl. Tabelle A 98) und Wollwaren (vgl. Tabelle A 111) im Zollverein bzw. im Deutschen Reich; die Gewichte beider Basisindizes (Lederverarbeitung versus Bekleidung) wurden von Hoffmann übernommen (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 373). Die Produktionsindizes für die genannten sieben Untergruppen wurden mit den Nettoproduktionswerten von 1861 gewichtet (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 389 ff) und zu dem Gesamtindex für Industrie und Handwerk zusammengefasst.
Bezüglich der Wertschöpfungsentwicklung der Gruppe Banken, Gaststätten usw. beschränkte ich mich auf den Beitrag des Handels als repräsentativ für die ganze Gruppe. Um einen entsprechenden Index schätzen zu können, unterstellte ich mit Hoffmann, dass die Variationen des Handels unter bestimmten Bedingungen denen der Produktion der wichtigsten Handelsartikel folgten (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 426 ff). Während Hoffmann 16 Handeissparten berücksichtigt, erfasse ich hier nur 7 Sparten, die 1907 allerdings 85 % der Beschäftig ten des Handels repräsentierten. Die restlichen 15 % dienen als Gewicht für eine von mir zusätzlich eingeführte Reihe, die den Außenhandelseinfluss zum Ausdruck bringen soll, nämlich die Gesamteinnahmen aller Zollvereins-Staaten an Zöllen (Quelle: Nach richten aus dem Gebiete der Staats- und Volkswirtschaft ...‚ Bd. 1 (1853), S. 118). Im Übrigen wurden Subindizes berechnet für den Handel mit Textilien, Baumaterialien, Metallwaren, Bier, Schnaps, Häuten und Fellen sowie Nahrungsmitteln. Diese Artikel werden durch folgende Reihen vertreten: Für Textilien steht der Index der Textilproduktion (vgl. Tabelle A 78); für Baumaterialien ein Index, der auf Reihen der Zufuhr von Baumaterialien (Holz und Ziegel) nach Berlin und der Holztransporte auf der Oder, gemessen an den Schleusen Brieg und Ohlau, basiert (Quellen: Goeths, P.: Berlin als Binnenschifffahrtsplatz ...‚ 5. 136; Handels-Archiv ...‚ Jg. 1851, 2. Hälfte, S. 139); für Metallwaren steht der schon erwähnte Indikator der Produktion der metallverarbeitenden Industrie; für Bier steht ein Index, der an hand der Bierproduktion im Königreich Sachsen berechnet wurde (Quelle: Böhmert, V.: Bierverbrauch ...‚ S. 261); für Schnaps steht eine Reihe des Spiritus-Verbrauchs im sogenannten Brennsteuer-Verein (dazu gehörten Preußen, Sachsen und Thüringen;
Quelle: ZkssB, 15. Jg (1875), S. 332); für Häute usw. steht die oben erläuterte Reihe der Ledererzeugung; für Nahrungs- und Genußmittel steht der Index der NGI-Produktion (vgl. Tabelle A 118). Für die einzelnen Artikel übernahm ich die Gewichte von Hoffmann (Beschäftigtenanteile 1907; vgl. Hoffmann, W. G., u.a.: Das Wachstum ..., S. 427) mit der oben genannten Einschränkung und faßte dann die Einzelindizes zu einem Gesamtindex der Handelsproduktionen zusammen.
Hinsichtlich der restlichen Sektoren (für die Schätzung des Index der Nettoinlandsproduktion) verfuhr ich wie folgt (wobei zu bedenken ist, dass es relevante Zeitreihen in diesen Bereichen nicht gibt, wie auch das Vorgehen von Hoffmann zeigt): Ich unterstellte, dass der Wertschöpfungsbeitrag des Sektors Häusliche Dienste während des ganzen Zeitraums (1840/49) unverändert geblieben ist. Bezüglich der Dienstleistungen nimmt Hoffmann an, dass ihre Arbeitsproduktivität konstant geblieben sei, so dass sich die Wertschöpfung parallel zur Beschäftigtenzahl entwickelte (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 449). Für das mich interessierende Jahrzehnt liegen nur zwei Angaben über die Beschäftigten in diesem Sektor für 1846 und 1849 vor (Quelle: Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ 5.204). In den 1850er Jahren wuchs die Beschäftigtenzahl mit ca.1 % im Jahr. Entsprechend habe ich zwischen 1846 und 1849 interpoliert bzw. den Wert von 1846 bis 1840 rückgerechnet. Ähnlich ging ich im Fall des Sektors vor. Auch hier unterstellt Hoffmann eine konstante Arbeitsproduktivität (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ s. 449). Zwischen 1846 und 1849, den Stichjahren, für die Beschäftigtenzahlen vorliegen, interpolierte ich linear. Für die Jahre von 1840 bis 1846 unterstellte ich insgesamt einen Zuwachs der Beschäftigten in diesem Sektor von 10 % (begründet mit verstärkten Rüstungsanstrengungen der deutschen Bundesstaaten, insbesondere wegen der inneren Unruhen), den ich gleichmäßig auf die Jahre verteilte. Die Indizes für die eben genannten drei Sektoren weisen keine konjunkturellen Schwankungen auf. Das Schätzverfahren wirkt etwas gewaltsam, aber der mögliche Fehler kann nicht auf die Entwicklung des Nettoinlandsprodukts durchschlagen, da die übrigen Sektoren fast 80 % des Aggregats determinieren.
Die Indizes der einzelnen Sektoren fasste ich unter Verwendung der Wertschöpfungsanteile von 1913 nach Hoffmann (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 453) zum Index des Nettoinlandsprodukts zusammen. Mit diesem verlängerte ich die Hoffmannsche Reihe zurück bis 1840. Gebietsstand ist das Deutsche Reich in seinen jeweiligen Grenzen.
Meine Schätzung enthält im Detail viele Fehlermöglichkeiten, da fast keine der benutzten Basisreihen direkt gemessen ist, sondern meist mit groben Indikatoren gearbeitet wird. Außerdem sind teilweise nicht einmal die besten Indikatoren verwendet worden, weil diese zum Zeitpunkt der Schätzung noch nicht verfügbar waren (z.B. besitze ich in A 249 inzwischen einen verbesserten Indikator für die Produktion der Eisen verarbeitenden Industrie). Schließlich könnten die Gewichte in vielen Fällen realistischer gewählt werden. Dennoch dürfte das Ergebnis angesichts des kurzen Zeitraums, auf den es sich bezieht, und der Betonung ausschließlich von Niveauveränderungen vertretbar sein.
A10:
Die Reihe der Depositenbestände am Jahresende umfasst die verzinslichen Einlagen bei Geschäfts- und Notenbanken, Sparkassen und Kreditgenossenschaften (bei Sparkassen und Kreditgenossenschaften auch die fremden Gelder). Grundlage sind die Teilreihen nach Hoffmann und Spiethoff sowie die Angaben in Hübners Jahrbuch. Sie wurden in Zusammenarbeit mit Bergmann um Angaben aus den Festschriften einiger Banken ergänzt. Außerdem wurde die Teilreihe der Depositen bei den Geschäftsbanken durch eine Schätzung korrigiert, da sie für die 1850er Jahre in der Fassung von Hoffmann (nach Hübners Jahrbuch; vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 748) um rd. 40 % zu niedrig angesetzt sein dürfte. Nach Hoffmann würden nämlich die Depositen bei den Geschäftsbanken 1859/60 um rd. 105 Mio. Mark oder 201 % in einem Jahr wachsen; im selben Jahr betrug die Zunahme bei allen übrigen Geld- und Kreditinstituten nur 70 Mio. Mark. Wir unterstellten, dass der absolute Zuwachs der Depositen bei den Geschäftsbanken höchstens so groß wie der bei allen übrigen Geldinstituten gewesen sein kann. Da aber die Werte für 1860/62 (nach Hübner) zuverlässiger, nämlich vollständiger, als die für die Vorjahre erscheinen, schlossen wir aus der obigen Annahme, dass nicht der Depositenbestand für 1860 zu hoch, sondern die Be stände in den 1850er Jahren zu niedrig ausgewiesen worden sind. Deshalb wurden auf die Reihe nach Hoffmann ab 1852 jeweils 40 % aufgeschlagen. Der Wert für 1852 wurde zum Ausgangspunkt für ei ne Rückrechnung bis 1840 gewählt, die auf den Wachstumsraten der Depositenbestände bei einer Reihe von Geschäfts- und Notenbanken (excl. Preußische/Kgl. Bank, da diese hinsichtlich der Depositen eine Sonderstellung einnahm) beruht (vgl. die detaillierten Quellenangaben und methodischen Hinweise bei Bergmann, J.: Die Bedeutung ...).
Die Reihe erfasst wahrscheinlich nicht die gesamten Depositenbestände im Deutschen Reich, doch könnte sie dem wahren Volumen nahe kommen. Auch scheint sie hinsichtlich der konjunkturellen Entwicklung zuverlässig zu sein. Das Verzerrungsmoment besteht wie bei A 9 darin, dass die Jahresdurchschnitte nicht erfasst wurden.
A 12:
Um die Spiethoff-Reihe ergänzen zu können, musste die Datenerfassung wieder auf Bilanz-, d.h. Jahresendwerte beschränkt werden. Bergmann hat die Spiethoffsche Reihe (Dezemberwerte) um die Angaben in Hübners Jahrbuch für den Zeitraum 1852/62 erweitert. Die Werte vor 1847 basieren auf den Angaben für die Kgl. Bank zu Berlin bzw. die Preußische Bank, die Bayerische Hypotheken- und Wechselbank, die Leipziger Bank und die Dessauische Landesbank. In einigen Stichjahren (zwischen 1852 und 1862) konnte durch Erfassung auch bruchstückhafter Angaben für einzelne Banken der ungefähre Umfang der Unterschätzung ermittelt werden, die dann in Kauf genommen werden muss, wenn man eine durchgehende Reihe aufgrund vollständiger Informationen für die einzelnen Banken erstellen will. Ab 1863 ist neben einzelnen Firmenfestschriften wieder Spiethoff die wichtigste Quelle. Es mussten Überlegungen angestellt werden, welche Bedeutung die von Spiethoff nicht erfassten Geschäftsbanken in den 1860er und 1870er Jahren im Lombardgeschäft erlangten. Anhand der Kontrollwerte für die 1850er Jahre und den Ergebnissen dieser Überlegungen wurden Korrekturfaktoren für Teilperioden bestimmt, die zu mehr oder weniger großen Aufschlägen auf die ermittelte Lombardreihe führten. Und zwar wurde insbesondere angenommen, dass der Anteil der von Spiethoff erfassten Notenbanken am Lombardgeschäft von rd. 75 % im Jahre 1863 allmählich auf etwa 60 % gegen Ende des Untersuchungszeitraums zurückging. Entsprechend wurde die Reihe ab 1863 korrigiert (weitere methodische Hinweise und detailliertere Quellenangaben bei Bergmann, J.: Die Bedeutung ...).
Das Ergebnis ist eine relativ gewagte Schätzung, die aber immerhin alle verfügbaren Informationen verarbeitet. Möglicher weise verzerrt, da Jahresendwerte.
A 27-A 38:
Für die Zeit von 1836 bis 1856 hat Borries relativ zuverlässige Reihen des Außenhandelsvolumens berechnet; dabei verwandte er konstante Preise von Junghanns als Gewichte (Preisdurchschnitte der Jahre 1837/41; die Junghanns-Preise wurden teilweise von Borries korrigiert). Ab 1850 liegen Volumenindizes von Hoffmann vor; sie sind mit den Außenhandelswerten des Jahres 1880 gewichtet worden. Von 1840 bis 1880 fanden bei den Außenhandelspreisen Strukturveränderungen statt, so dass die Preise von 1880 als Gewichte für den Gesamtzeitraum verzerrend wirken. Meine Hypothese ist, dass die Umschichtungen in erster Linie das Verhältnis zwischen den Preisdurchschnitten für die großen Warengruppen betrafen, weniger das Preisverhältnis innerhalb der Warengruppen. Unter dieser Voraussetzung bot sich für die Verknüpfung der Reihen von Borries und Hoffmann folgendes Verfahren an:
Ich extrapolierte die Volumenangaben von Borries für die großen Warengruppen mit den entsprechenden Gruppenindizes von Hoffmann. Die auf diese Weise erhaltenen Reihen der Außenhandelswerte einzelner Warengruppen zu konstanten Preisen addierte ich anschließend und schätzte damit Reihen des gesamten Ex- bzw. Importvolumens, die durch die Gewichtung nur minimal verzerrt sind.
Bei der Extrapolation wurden Hochrechnungsfaktoren für die Hoffmann-Indizes verwandt, die als Durchschnittswert der Quotienten aus den jeweiligen Borries- bzw. Hoffmann-Werten für die Jahre 1850 bis 1856 berechnet wurden.
Problematisch ist die nicht immer gewährleistete Identität der Warengruppen bei beiden Autoren. Insbesondere stimmt die von Borries vorgenommene Unterteilung von Nahrungsmitteln in europäische und nicht-europäische mit der Hoffmannschen in Nahrungs-und Genussmittel nicht überein. Dennoch glaube ich, dass der Fehler nicht allzu groß sein kann, wenn ich die Reihe für die Gruppe der europäischen Nahrungsmittel nach Borries mit dem Hoffmannschen Index für Nahrungsmittel insgesamt und die Borries-Reihe für nicht-europäische Nahrungsmittel mit dem Hoffmann-Index für Genussmittel fortschreibe. Auch dürften die Fertigwaren bei Hoffmann etwas anders als bei Borries zusammengesetzt sein, was jedoch in Ermangelung einer präzisen Erläuterung der Position durch Borries nicht kontrollierbar ist. Im Übrigen habe ich die Textilreihe von Borries wieder in die Gruppe Fertigwaren integriert.
A 47:
Hoffmann hat eine Reihe der Bruttowertschöpfung des Verkehrssektors geschätzt, die ab 1850 vorliegt. Für die Produktion der wichtigsten Verkehrsträger aus dem Hoffmann-Sample (Eisenbahnen, Post, Binnen und Seeschifffahrt; diese vier Teilbereiche erbringen 1850 etwa 77 % der Wertschöpfung des gesamten Verkehrssektors; vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ 5. 424). während der Jahre 1840-1850 habe ich einen Index berechnet, mit dem ich die Hoffmann-Reihe rückwärts extrapolierte. Anschließend rechnete ich die ganze Reihe in einen Index auf der Basis 1880 um, auf diese Weise den Indikatorcharakter betonend. In dem Sample, das dem Index für die 1840er Jahre zugrunde liegt, wurde nur der so genannte sonstige Verkehr (nach Hoffmann vor allem Landtransport mit Pferdefuhrwerken, unabhängig von der Post) nicht berücksichtigt.
Die einzelnen Subsektoren (Verkehrsträger) werden durch folgen de Reihen repräsentiert: Für die Eisenbahnen stehen die geleisteten Personen- und Tonnenkilometer (vgl. Tabellen A 50 und A 51). Nach Hoffmann verdoppelte sich die Gesamtleistung der Post von 1850 bis 1860. Für die Jahre davor liegt mir eine Information von Brachelli über die Leistungen der preußischen Post im Jahre 1842 vor. Wenn ich diese mit den Angaben ab 1850 in derselben Quelle (vgl. Brachelli, H. F.: Handbuch der Geographie und Statistik ...‚ S. 111) vergleiche, so nahm die Gesamtleistung der preußischen Post auch schon innerhalb der 1840er Jahre um 100 % zu. Da ein Trendumbruch während dieses Zeitraums nicht anzunehmen ist, wurde durch lineare Interpolation zwischen den Werten für 1842 und 1850 ein Index der Produktion der preußischen Post erstellt, den ich bis 1840 entsprechend rückrechnete. Auf der Basis dieses Index extrapolierte ich die ab 1850 vorliegende Reihe der Postproduktion im Deutschen Reich bis 1840 zurück. Hinsichtlich der Leistungen der Binnenschifffahrt verweise ich auf Tabelle A 48. Besonders schwierig war es, zu einem Produktionsindex der Seeschifffahrt zu kommen. Ich schätzte zunächst drei Subindizes für die Transportleistungen der Seeschifffahrt, gemessen durch die Bruttoregistertonnen der in die preußischen Häfen und in Hamburg eingelaufenen Seeschiffe sowie durch einen deflationierten Index der bremischen Importwerte. Für die ersten beiden Subindizes musste - um überhaupt auf die Transportleistung schließen zu können - unterstellt werden, dass a) die Auslastung der eingelaufenen Schiffe im Jahresdurchschnitt von 1840 bis 1850 etwa konstant geblieben sei, b) der Anteil ausländischer Schiffe sich nicht geändert habe. Auf dieser Basis berechnete ich einen ungewogenen Durchschnitts-Index, den ich mit der ab 1850 vorliegenden Hoffmann-Reihe verband und auf die Basis 1880 umstellte (zu dem für die frühe Zeit ganz ähnlichen Vorgehen von Hoffmann vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 408 ff).Die Leistungsindizes der vier betrachteten Verkehrsträger fasste ich zu einem gewogenen Gesamtindex zusammen. Als Gewichte dien ten die jeweiligen Anteile an der Wertschöpfung des Verkehrssektors im Jahre 1850. Allerdings rechnete ich diese mit den betreffenden Subindizes bis 1843 zurück, um die von den Index- werten her überragende Bedeutung der Eisenbahnen nicht auch noch durch die Gewichtung zu verstärken. Aufgrund dieser Korrektur erhielten die beiden Eisenbahnreihen nur ein Gewicht von zusammen 15 % (Post 35 %‚ Binnenschifffahrt 20 % und Seeschiff fahrt 30 %).
A 48:
Eine durchgehende Reihe der Transportleistung der Binnenschifffahrt liegt erst ab 1867 vor (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 403; die ebenda, S. 424, ausgewiesene Reihe stellt eine lineare Extrapolation dar und ist konjunkturell irrelevant). Analog zu Hoffmann konstruierte ich einen Index des Transportvolumens der Binnenschifffahrt anhand von Indikatoren der Transporte auf den zentralen Wasserstraßen des Deutschen Reichs. Diese Indikatoren mussten teilweise selbst erst wieder aus bruchstückhaften Informationen geschätzt werden, doch erhielt ich schließlich durchgehende Reihen für den Gütertransport auf den märkischen Wasserstraßen, dem Rhein und der Elbe. Als Repräsentant derjenigen Wasserstraßen, die im Untersuchungszeitraum allmählich ihre Bedeutung verloren, weil die Eisenbahn-Konkurrenz zu stark war, benutzte ich einen Index der Lippeschifffahrt. Alle Indikatoren wurden in Indexform berechnet, um Fehleinschätzungen hinsichtlich des absoluten Niveaus zu neutralisieren. Die zweifellos in einigen Reihen (z.B. derjenigen der Rheinschifffahrt) enthaltenen regelmäßigen Mehrfachzählungen schlugen - da sie methodisch gleichbehandelt wurden - auf die Entwicklung der Indizes nicht durch.
Für das märkische Wasserstraßennetz steht hier ein Indikator des mengenmäßigen Güterumschlags auf den Wasserwegen im Berliner Raum. Der Index für die Rheinschifffahrt basiert auf den Volumenermittlungen an den Zollstellen Altbreisach, Straßburg, Neuburg, Mannheim, Mainz, Kaub, Koblenz und Emmerich. Sich auf die Angaben nur eines Zollamts zu stützen, hätte zwar die Mehrfachzählungen ausgeschaltet, dafür aber die Inlandstransporte auf kürzere Distanz nicht erfasst. Der Indikator der Lippeschifffahrt war lückenhaft und wurde deshalb mehrfach linear interpoliert. Hinsichtlich der Elbschifffahrt steht eine längere Basisreihe zur Verfügung, die aber nur von 1847 bis 1867 reicht und zudem 1860/61 linear interpoliert werden musste. Zugrunde liegen die Tonnageangaben des Zollamts Wittenberge. Für die frühen 1840er Jahre konnte ich entsprechende Angaben aus einer anderen Quelle ermitteln; allerdings beziehen sich diese nur auf einen Teil der Gesamttonnage (einige besonders hoch verzollte Waren). Ich halte das Sample aber für repräsentativ genug, um die Zuwachsraten der Transportmenge auf seiner Basis berechnen zu können. Mit dem entsprechenden Index extrapolierte ich die Basisreihe von 1847 zurück bis 1840.
Die vier Subindizes wurden gemäß dem durchschnittlichen Anteil der jeweiligen Wasserstraßensysteme an den geleisteten Tonnenkilometern der Binnenschifffahrt während der 1870er Jahre gewichtet und zu einem Gesamtindex zusammengefasst. Dabei bekam die Lippeschifffahrt das Gewicht der Rheinkanäle. Dieser Index (Basis 1840 = 100) wurde mit den Wachstumsraten der Hoffmann-Reihe der Binnenschifffahrt ab 1867 bis 1880 extrapoliert.
A 49:
Die Reihe berücksichtigt nicht die im Untersuchungszeitraum zu nehmende Verlegung zweiter Gleise sowie die Gleise im Bahnhofsbereich (vgl. die entsprechende Korrektur für einen Teilzeitraum bei Wagenblaß, H.: Der Eisenbahnbau ...‚ S. 267 f). Wenn man von der Streckenlänge auf den Eisenverbrauch der Eisenbahnen schließen will oder auch auf die Größe der realen Investitionsnachfrage, fallen diese Defizite ins Gewicht. Mottek hebt hervor, die Reihe wäre überhöht (vgl. Mottek, H.: Wirtschaftsgeschichte Deutschlands ...‚ Bd. 2, 5. 135, Fn. 65), weil außerhalb Deutschlands verlegte Strecken einbezogen sein sollen. Andererseits sind die ausgewiesenen Werte ab 1855 zunehmend kleiner als die in anderen Quellen (vgl. z.B. die entsprechende Reihe in: Jahrbuch für die amtliche Statistik des preußischen Staates ...‚ 5. Jg. (1883), 5. 330). Die Reihe bezieht sich auf das Deutsche Reich, jeweiliger Gebietsstand, allerdings durchgehend ohne Elsass-Lothringen. Um die nach 1872 innerhalb der elsass-lothringischen Eisenbahnen getätigten Streckeninvestitionen (weil im Reich nachfragewirksam) mitzuerfassen, wurde nicht die jeweilige tatsächliche Streckenlänge der Eisenbahnen in den annektierten Gebieten abgesetzt. Vielmehr nahm ich einen konstanten prozentualen Abschlag von der Reichsreihe (einschließlich Elsass-Lothringen) vor, der dem Anteil der elsass-lothringischen Bahnen bzw. ihrer Gleislänge am gesamten deutschen Streckennetz im Jahre 1872 entspricht.
A 58:
Ich konstruierte zunächst in Form eines gewogenen Index einen Indikator des realen Kapitalstocks der Eisenbahnen auf der Basis folgender Reihen: Streckenlänge im Deutschen Reich (ohne Elsass-Lothringen); Lokomotiv- und Waggonbestand der preußischen Eisenbahnen. Für die drei Grundreihen wurden jeweils Indizes mit der Basis 1880 = 100 berechnet. Vor Zusammenfassung der Reihen versah ich diese mit spezifischen Lags, um das Timing der Nachfragewirksamkeit der Kapitalstockzuwächse zum Ausdruck bringen zu können. Und zwar unterstellte ich, dass der Streckenzuwachs zwei Jahre vor Eröffnung des jeweiligen Streckenteils (und seiner damit einhergehenden statistischen Erfassung) nachfragewirksam geworden ist. Beim rollenden Material beträgt der Lag der Bestandsziffern gegenüber der Nachfrage anderthalb Jahre. Die erste Annahme stellt eine an Fremdling (vgl. Fremdling, R.: Eisenbahnen ...‚ S. 101 f, 150 f) anknüpfende Vermutung über die durchschnittliche Dauer der Bautätigkeit an einem Streckenabschnitt dar. Bei der zweiten orientierte ich mich an entsprechenden Hinweisen bei Tinbergen, J. (Statistical Testing ..‚ S. 115 ff) sowie an einem Angebot der Maschinenfabrik Esslingen (vgl. Mayer, M.: Lokomotiven ...‚ 5. 29). Ich habe diese Time-Lag-Annahmen später durch Korrelation mit schwerindustriellen Indikatoren und durch Gegenrechnungen unter Verwendung von A 59 und A 60 überprüft und bestätigt gefunden. Die zeitverschobenen Subindizes wurden anschließend wie folgt gewichtet: Strecke 60 %‚ Lokomotiven 37 % und Waggons 3 %. Das Verhältnis 60 : 40 zwischen Strecke und rollendem Material stellt eine Vermutung über die Wertrelationen im langfristigen Durchschnitt dar. Die Gewichtung der Untergruppen des rollenden Materials entspricht der von Tinbergen angesetzten Relation. Der aus den gewogenen Reihen gebildete Gesamtindex wurde auf die Basis 1880 umgerechnet. Diese Reihe stellt einen Indikator des realen Kapitalstocks dar, der gemäß dem Auftreten von Nachfrageeffekten der entsprechenden Investitionen zeitlich verschoben wurde. Ich leitete die Investitionen durch Differenzenbildung daraus ab und drückte sie in Prozent des arithmetischen Mittels der Differenzenreihe aus. Der so gewogene Indikator bringt die zeitliche Entwicklung der realen Investitionsnachfrage der Eisenbahnen zum Ausdruck. Über die absolute Größe des Kapitalstocks oder der Investitionen ist damit natürlich nichts ausgesagt.
A 59:
Ich verfuhr zunächst wie im Hinblick auf A 58 geschildert. Im Gegensatz dazu nahm ich hier jedoch für die Nachfragewirksamkeit der Streckenzuwächse einen Time-Lag von drei Jahren und für die der Zuwächse an rollendem Material einen Time-Lag von zwei Jahren an. Die erstere Annahme war nur durch Plausibilitätserwägungen abgesichert; diese erwiesen sich bei späteren Kontrollrechnungen als gegenüber A 58 weniger stichhaltig. Für die Annahme eines 2-Jahres-Lags beim rollenden Material sprach u.a. ein Hinweis bei Hoffmann, der meint, eine “Verzögerung von zwei Jahren entspricht ungefähr der Herstellungszeit einer durchschnittlichen Dampfmaschine“ (Hoffmann, W. G., u. a.:
Das Wachstum ...‚ S. 573). Die Zuwächse des so bestimmten Kapitalstock-Index wurden, abweichend vom Verfahren bei A 58, in einen Index mit der Basis 1880 = 100 umgerechnet. A 58 sollte aufgrund der Kontrollrechnungen der Vorzug gegeben werden, obwohl A 59 möglicherweise als Indikator der Auftragvergabe in Betracht zu ziehen ist.
A67:
Hoffmanns Reihe der landwirtschaftlichen Nettoproduktion (zu konstanten Preisen) setzt 1850 ein. Um diese bis 1840 extrapolieren zu können, schätzte ich je einen Index der pflanzlichen und der viehwirtschaftlichen Produktion der deutschen Landwirtschaft während der 1840er Jahre. Der Index der pflanzlichen Produktion (auf Getreidewert-Basis) ist auf Schätzwerte der Getreide- und Kartoffelproduktion in Preußen, Sachsen, Bayern und Württemberg gegründet, die G. Helling vorgelegt hat. Den Index der viehwirtschaftlichen Produktion musste ich mit Hilfe einiger Subindizes schätzen, und zwar Indizes für die Fleisch-, Woll und Milchproduktion. Hinsichtlich der Fleischproduktion konnte ich mich auf eine Reihe von Hoffmann stützen (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 301). Bei der Woll- und Milchproduktion musste ich bruchstückhafte Angaben für einzelne Stichjahre von Helling verwenden, die anhand entsprechender Daten bei anderen Autoren (Z.B. Wollproduktion bei Spiethoff, A.: Die wirtschaftlichen Wechsellagen ...‚ Bd. 2, Tafel 24; Schafbestandszahlen bei Finckenstein: Die Entwicklung ...‚ S. 366; Schaffleischerträge bei Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 301) überprüft wurden. Danach kann von einer mehr oder weniger konstanten Wollproduktion und einer linear ansteigenden Milchproduktion ausgegangen werden. Die drei Teilreihen wurden mit Faktoren, die ich von Helling übernahm, auf Getreidewert umgerechnet und dann zusammengefasst. Es ergab sich eine Reihe der viehwirtschaftlichen Produktion, deren konjunkturelle Prägung von der Fleischproduktion ausgeht; das ist gleichzeitig die am besten abgesicherte Schätzung. Die viehwirtschaftliche Produktion rechnete ich in einen Index mit der Basis 1840 = 100 um. Damit hatte ich die beiden Komponenten der Gesamtreihe. Ich gewichtete sie - gemäß Helling - im Verhältnis 2 zu 1 (pflanzliche : tierische Produktion) und erhielt einen gewogenen Index der landwirtschaftlichen Produktion (Basis 1840 = 100). Mit diesem Index konnte ich die Hoffmannsche Reihe der landwirtschaftlichen Nettoproduktion zu konstanten Preisen bis 1840 zu rück extrapolieren. Der relativ zuverlässig erscheinende Indikator gilt für das Deutsche Reich, jeweiliger Gebietsstand. Die Arbeit von Heese wurde mir leider erst zu spät zugänglich. Sie ist die wichtigste Quelle, auf die sich Hoffmann stützt, und enthält eine Schätzung des landwirtschaftlichen Bruttoproduktionswerts ab 1846 (vgl. Heese, A.: Die langfristige Entwicklung der deutschen Landwirtschaft ...‚ S. 177). Die Daten für 1846- 1850 hätte ich sinnvoll verwenden können. Allerdings stimmt meine Schätzung in der Bewegungsrichtung mit der Heeseschen überein, die Abweichungen sind in den fraglichen vier Jahren nicht groß.
A 78:
Ab 1850 steht ein Produktionsindex der Textilindustrie von Hoffmann zur Verfügung. Für die 1840er Jahre schätzte ich einen eigenen Produktionsindex, der sich aus Reihen für Baumwolle, Wolle, Leinen (jeweils getrennt: Garn- und Gewebeproduktion) und Seide zusammensetzt. Bei Baumwollgarn und -gewebe konnte ich auf die relativ zuverlässigen Reihen von Kirchhain zurückgreifen. Bei Wolle berechnete ich die Indizes auf der Basis Hoffmannscher Daten, ebenso bei Seide Die Entwicklung der Produktion von Leinengarn stellte ich durch einen reinen Soft Indicator dar, mit dem qualitative Informationen nach Blumberg und Mottek quantifiziert wurden (vgl. zum Begriff Biderman, A.
D.: Social Indicators and Goals . ..‚ S. 132 f; wegen Leinenindustrie: Blumberg, H.: Ein Beitrag zur Geschichte der deutschen Leinenindustrie ...‚ S. 77-81; Ders.: Die deutsche Textilindustrie ...‚ S. 36 ff; Mottek, H.: Wirtschaftsgeschichte Deutschlands ...‚ Bd. 2, 5. 195 f). Der Index der Leinengewebe-Produktion basiert auf den zur Legge in Bielefeld und Hannover eingereichten Mengen (nach Hübners Jahrbuch). Die sieben Subindizes gewichtete ich mit den Beschäftigtenanteilen der entsprechenden Sparten der Textilindustrie im Jahre 1861 (nach Hoffmann). Den gewogenen Gesamtindex (Basis 1840 = 100) verkoppelte ich mit dem Index von Hoffmann, indem ich ersteren mit letzterem bis 1880 extrapolierte.
A 91-A 93:
Ich setzte von der Kirchhain-Reihe der Garnproduktion die Exporte ab und addierte die Importe. Die Produktionsreihe wurde für diesen Zweck um den Zugang Elsass-Lothringens bereinigt (Abschlag von 33 %; entspricht dem Spindelanteil Elsass-Lothringens nach Kirchhain). Die Außenhandelsreihen wurden durch einen Abschlag von 20 % gebietsbereinigt. Satz bestimmt nach dem geschätzten Anteil Elsass-Lothringens an der Weberei-Kapazität des erweiterten Reichs. Bei dieser Zahl beziehe ich mich auf die Angaben des Centralverbandes Deutscher Industrieller (vgl. Der Rückgang der Textilindustrie ..., S. 16, wo behauptet wird, die elsässischen Baumwollgewebe hätten einen Anteil von 25 % bis 30 % an der gesamten deutschen Gewebeausfuhr. Ich nahm also eine Minimumschätzung vor).
Der Verbrauchsindikator erscheint relativ unsicher, weil a) die Produktionsreihe auf eine konstante Garnqualität umgerechnet wurde (Kirchhain), während die Außenhandelsreihen ungewichtete qualitative Durchschnitte darstellen, b) die Gebietsbereinigung problematisch ist, insbesondere auch wegen der Unterstellung gleicher Mengen- und Qualitätsverhältnisse bei der elsass-lothringischen Ein- und Ausfuhr.
A 115-A116:
Die von Spiethoff übernommene Produktionsreihe stimmt im Verlauf zu Beginn der 1840er Jahre grob mit dem Hoffmann-Index in Tabelle A 114 überein, so dass auf dieser Basis der fehlende Wert für 1840 extrapoliert werden konnte. Im übrigen fällt ein Abwägen zwischen der Hoffmannschen und der Spiethoffschen Produktionsreihe schwer, weil besonders bei der letzteren die Abgrenzung des Gegenstandes unklar ist. Auch kann nicht kontrolliert werden, von welchen Grundreihen beide Autoren jeweils welche Abfallquoten und sonstigen Abschläge (z.B. wegen des Mehrgewichts durch Einfärben bei der Ausfuhr) subtrahiert ha ben.
Die Reihe des Pro-Kopf-Konsums übernahm ich von Spiethoff. Die Angaben für 1868 und 1880 wurden - da sie mir bei Berücksichtigung aller Informationen überhöht erschienen, korrigiert, den fehlenden Wert für 1840 ergänzte ich durch Extrapolation mit der Wachstumsrate des Hoffmann-Index.
Beide Reihen erscheinen relativ unsicher.
A 125-A 129:
Alle Zuckersorten sind in der Quelle auf Rohzuckerwert umgerechnet; Reihen gelten für das Deutsche Reich, jeweiliger Gebietsstand. Sie wurden im Einzelnen teilweise von mir auf einheitliche Dimensionen umgerechnet. Beim Vergleich mit entsprechenden Reihen in anderen Quellen (Z.B. Hoffmann, Spiethoff, Statistisches Handbuch für das Deutsche Reich, Bienengräber) zeigten sich häufig Abweichungen, die nicht erklärt werden konnten. Angesichts der bekannten Probleme, die Produktionsmengen und analog die Verbrauchsreihen zu schätzen (man muss auf die Steuerstatistiken oder den Rübenverbrauch unter Annahme bestimmter Ergiebigkeitsgrade rekurrieren; vgl. Spiethoff, A.: Die wirtschaftlichen Wechsellagen ...‚ Bd. 2, Anm. zu Tafel 16), wird jede Reihe unsicher sein. Die Vereinsstatistik erscheint relativ zuverlässig.
A 133:
Zur Abgrenzung des Bergbaus und zur Gebietsbereinigung vgl. die Anm. zu Tabelle A 132. Die wichtigste Quelle war ZfBHW und für die frühen 1840er Jahre Carnall. Jedoch wurden da, wo Abweichungen vorlagen, die vermutlich gesicherteren Angaben von Viebahn (im Zeitraum 1848-1857), Marchand (betr. Eisenerzförderung) und aus dem Jubiläumswerk Die Entwickelung ... (betr. Steinkohlenförderung) übernommen. Schwierigkeiten bereitete die Umrechnung der Angaben von Hohlmaßen (z.B. Kübel, Raumtonnen usw.) in Gewichte. Ich entschied mich für Umrechnungsfaktoren (nach Prüfung der verfügbaren Literatur), die Althans für Erze und das Jubiläumswerk Die Entwickelung ... für Steinkohlen angegeben haben. Die bis 1858 üblichen Angaben in preußischen Ztrn. transformierte ich in metrische. Die auf einheitliche Dimensionen umgerechneten Fördermengen der einzelnen Bergbauprodukte wurden addiert. Grobe Reihe, aber wahrscheinlich recht zuverlässiger Verlaufsindikator.
U.a. von mir verwandte Umrechnungsfaktoren (jeweils angegeben als Verhältnis von Raumtonne zu metrischen Zentnern):
Braunkohle (1840-1860) 1 : 3,0
Steinkohle (1840-1 853) 1 : 4,4
(1854) 1 : 4,2
(1855-1880) 1 : 4,0
Eisenerz (1840-1847) 1 : 6,9
(1858-1860) 1 : 6,94
Alaunerz (1840-1847),
1858-1860) 1 : 3,0
Vitriolerz (1840-184 7) 1 : 3,0
Flussspat (1858- 1860) 1 : 5,0
Preußische Zentner wurden im Verhältnis 1 : 1 ‚029 in metrische Zentner transformiert. Bei der Erzförderung Hohenzollerns mussten Kübel im Verhältnis 1 : 210 in badische (= metrische) Pfunde umgerechnet werden.
A 158:
Die Durchschnittslöhne für Preußen wurden als gewogenes Mittel aus den Jahreslohn-Reihen für das oberschlesische sowie das Ruhr- und Saarrevier berechnet. Als Gewichte dienten die durchschnittlichen Anteile der drei Reviere an der gesamten preußischen Steinkohlenförderung, deren Summe gleich 100 gesetzt wurde. Die Reihe ist nicht unproblematisch, fasst Z.B. Brutto- und Nettolöhne zusammen, darf aber hinsichtlich der indizierten Entwicklungsverläufe der Nominallöhne im Steinkohlenbergbau als repräsentativ und zuverlässig gelten. Allerdings spiegelt sie die tatsächliche Einkommensentwicklung der Bergbauarbeiter nur grob, da Auslastungsschwankungen und Intensitätsvariationen unberücksichtigt bleiben mussten. Vor allem kann sie als Durchschnittsangabe der Löhne verschiedener Arbeiterkategorien durch Veränderungen in der Zusammensetzung der Arbeiterschaft verzerrt sein. Daraus wiederum die Schlüsse der lohnstatistischen Schule um Böhmert zu ziehen (nämlich extrem zu differenzieren), hilft nur bedingt weiter, da dann Makroaussagen kaum noch möglich sind (vgl. aber z.B. Böhmert, V.: Die Arbeitslöhne auf den fiskalischen Steinkohlenwerken Sachsens..., S. 203).
A 159:
Bei dieser Reihe handelt es sich um eine relativ unsichere Schätzung, die auf wenigen konkreten Daten basiert. Ausgangs punkt sind die bei Bernhardi angegebenen Schichtlöhne im oberschlesischen Steinkohlenbergbau für die 1860er Jahre (Brutto Hauer-Schichtlöhne auf der Grube Morgenroth; verfügbar sind auch vereinzelte Angaben über Schlepper-Löhne).
Ich unterstellte, dass zwar ein erheblicher Niveauunterschied zwischen schlesischen und Ruhrgebietslöhnen bestand, die sich in der geleisteten Schichtzahl ausdrückenden Anforderungen an die Arbeiter aber vergleichbar waren. Deshalb berechnete ich die verfahrenen Schichten im Ruhrgebiet von 1861 bis 1864 (auf der Basis der Angaben bei Waldthausen: Zahl der verfahrenen Schichten = Quotient aus Arbeitsproduktivität und Arbeitsproduktivität pro Schicht; diese beiden Reihen waren gegeben), die ich mit der Schichtreihe von Holtfrerich ab 1865 verlängerte (die Holtfrerich-Daten für 1861-1864 erschienen mir zu unwahrscheinlich, um sie zu übernehmen; außerdem beziehen sie sich auf dieselbe Quelle, aber anders berechnet). Durch Multiplikation der oberschlesischen Schichtlöhne mit der Zahl der verfahrenen Schichten erhielt ich eine Teilreihe der Jahreslöhne. Diese extrapolierte ich auf der Basis eines speziellen Lohnindex bis 1840. Dieser Lohnindex setzt sich zusammen aus den Jahreslöhnen im Ruhrgebiet (Tabelle A 160) und in Sachsen (Tabelle A 184 bezog ich ein, da zu vermuten ist, dass die Lohnentwicklung im erzgebirgischen Revier derjenigen Oberschlesiens ähnlicher ist - beides alte Reviere in Binnenlage - als der im Ruhrgebiet, vor allem seit den 1850er Jahren). Die sächsische Lohnreihe dämpft die konjunkturellen Ausschläge der Ruhrlöhne, die als die zu verlässigeren Daten berücksichtigt werden mussten. Denselben Lohnindex benutzte ich auch zur weniger problematischen Extrapolation von 1871 bis 1880. Während der 1870er Jahre ist die Lohnentwicklung in den einzelnen Bergbaurevieren vom Verlauf her sehr ähnlich.
A 160:
Ausgangspunkt war die von Holtfrerich geschätzte Reihe der Net to-Jahreslöhne pro Mann im OBAB Dortmund. Sie ist ab 1869 materialmäßig einigermaßen abgesichert, stützt sich aber für die Jahre 1850-1868 ausschließlich auf die Jahreslöhne bei der Zeche Ver. Sälzer und Neuak. Leider fehlen die Jahreslohnangaben für diese Zeche in den Jahren vor 1847, was mir eine weitere Extrapolation der Holtfrerich-Reihe bis 1840 gemäß der auch von ihm angewandten Methode erlaubt hätte. Andererseits sind bei Waldthausen die jährlichen Lohnsummen für den fraglichen Zeitraum ausgewiesen. Da aber die Zahl der Beschäftigten fehlt, können die Lohnsummen nicht direkt in Jahreslöhne pro Mann umgerechnet werden. Die Hypothese, die Beschäftigtenzahl bei Ver. Sälzer und Neuak habe sich analog zu der im gesamten preußischen Steinkohlenbergbau entwickelt, erscheint ebenso gewagt wie die einer analogen Entwicklung von Firmenbelegschaft und Beschäftigtenzahl im Ruhrbergbau: In Perioden, wo die entsprechenden Daten vorliegen, zeigten sich starke Abweichungen zwischen Firmen- und preußischem oder Ruhrgebiets-Belegschaftswachstum. Dasselbe gilt, wenn man den Zugang über die Arbeitsproduktivität wählen wollte. Ich schlug hier einen komplizierteren Weg ein, um die Beschäftigtenzahl der Zeche in den Jahren vor 1847 zu schätzen.
Ausgangshypothese: Die wahre Arbeitsproduktivität der Zeche (definiert als Fördermenge pro geleistete Arbeitsstunde) habe sich in den 1840er Jahren nicht verändert, da keine nennenswerten technischen und organisatorischen Neuerungen durchgeführt worden sind. Die messbare Arbeitsproduktivität (als Output pro Beschäftigten) schwankte um die wahre Arbeitsproduktivität im Ausmaß der Auslastungsschwankungen. Der Auslastungsgrad wurde definiert als Quotient aus tatsächlich geleisteten Arbeitsstunden und Beschäftigtenzahl. Weiter wurde angenommen, dass der Aus lastungsgrad mit den Betriebsgewinnen (Rohgewinnen) variierte, und zwar soll seine Wachstumsrate stets etwa ein Drittel der Wachstumsrate der Rohgewinne betragen haben (diese Annahme ist willkürlich, aber einigermaßen plausibel, denn sie bedeutet, dass Auslastungsgrad und Gewinne im Durchschnitt synchron verlaufen, die Ausschläge der Gewinne aber doppelt so stark sind). Aus diesen Annahmen lässt sich folgende Bestimmungsgleichung für die Wachstumsrate der Beschäftigten ableiten:
(1) WR AP = WR Y/A
Das ist die Definition der ‚ wahren Arbeitsproduktivität, wobei WR = Wachstumsrate steht; AP = wahre Arbeitsproduktivität; A = tatsächlich geleistete Arbeitsstunden; B = Beschäftigte; Y = Fördermenge; = A/B = Auslastungsgrad; Q = Rohgewinne.
2) WR AP = WR Y – (WR B + WR )
Wenn nun WR AP != 0 und WR != 1/3 WR Q`
dann folgt
(3) WR B = WR Y – 1/3 WR Q.
Da WR und WRQ bei Waldthausen gegeben, kann mit Hilfe von (3) der Beschäftigtenzuwachs und damit auch die absolute Beschäftigtenzahl in den 1840er Jahren berechnet werden. Für die Jahre 1847-1850 ließen sich geschätzte und gegebene Zahlen vergleichen. Ihre relativ gute Übereinstimmung kann als gewisse Absicherung der Hypothesen gelten. Für die 1850er Jahre treffen meine Grundannahmen (vor allem WR AP != = 0) nicht mehr zu.
Mit Hilfe der geschätzten Beschäftigtenreihe rechnete ich die Lohnsummenangaben von Waldthausen in Jahreslöhne um und extrapolierte auf dieser Basis die Holtfrerichschen Lohndaten von 1850 bis 1840.
A 165:
Eine Reihe der Löhne pro Mann und Jahr (Tabelle A 159) stand als Ausgangspunkt der Berechnungen zur Verfügung; die übrigen erforderlichen Reihen mussten erst geschätzt werden. Die von Uhde vorgelegten Reihen der oberschlesischen Förderung und Arbeitsproduktivität erwiesen sich als verzerrt, da ein zu niedriger Umrechnungsfaktor für die Transformation von Raumtonnen in metrische Tonnen verwandt wurde (vgl. Uhde, K.: Die Produktions-Bedingungen des deutschen ... Steinkohlen-Bergbaues . ..‚ S. 54; die Berechnungen basieren auf den Angaben in ZfBHW). Und zwar unterschätzte Uhde sowohl die Fördermenge wie die Produktivität. Dasselbe gilt für die im Jahrbuch für die amtliche Statistik sowie von Reuss veröffentlichten Angaben der Fördermenge, in denen die bis 1854 erhobenen Aufmasse nicht berücksichtigt wurden. Ich sah eine Möglichkeit, hier weiterzukommen, indem ich die Betrachtung auf den schlesischen Steinkohlenbergbau insgesamt erweiterte. Zwar dürften die Löhne zwischen Ober- und Niederschlesien im Niveau differieren, doch erschien mir die Hypothese plausibel, dass Kennziffern wie L/Y möglicherweise eine zumindest sehr ähnliche Entwicklung in beiden Revieren zeigen müssten. Da es mir sowieso nicht auf die Feststellung des wahren Niveaus der Stücklöhne ankommen konnte, sondern auf die zuverlässige Ermittlung ihrer zeitlichen Entwicklung, dehnte ich die Untersuchung auf den schlesischen Steinkohlenbergbau überhaupt aus. Zunächst schätzte ich die Fördermenge. Ab 1855 konnte ich auf die oben kritisierte Reihe von Reuss zurückgreifen. Hinsichtlich der Jahre 1840-1854 unterstellte ich, dass bei den im Jahrbuch für die amtliche Statistik veröffentlichten Fördermengen der einzelnen preußischen Reviere (OBAB) nicht nur die schlesischen Zahlen wegen des fehlerhaften Umrechnungsmaßes verzerrt sind, sondern die Angaben für alle Reviere etwa in gleicher Weise. Davon ausgehend, berechnete ich auf der Basis der Revierstatistik im Jahrbuch den Anteil der schlesischen an der Steinkohlenförderung des ganzen preußischen Staats während der 1840er und 1850er Jahre. Er oszillierte bis 1860 um die 33-Prozent-Marke (später verringerte er sich auch nur geringfügig auf durchschnittlich 30 %). Diesen Prozentsatz bezog ich auf die Fördermenge des preußischen Staats nach Holtfrerich und erhielt so eine Produktionsreihe für den schlesischen Steinkohlenbergbau, die ich ab 1855 mit der Reihe nach Reuss verknüpfte. Die Beschäftigtenzahlen entnahm ich ab 1848 zunächst Viebahn, ab 1852 der ZfBHW. Aus der Beschäftigten- und der Produktionsreihe berechnete ich die Arbeitsproduktivität. Da die Beschäftigtenreihe erst 1848 einsetzt, musste ich für die Vorjahre eine Schätzung durchführen. Diese basiert auf den Produktivitätsangaben für die fiskalischen Steinkohlenbergwerke Königin Luise und König (nach Serlo). Aus den entsprechenden Teilreihen bildete ich einen ungewogenen Durchschnitt, von dem ich nicht annahm, dass seine Größe für den schlesischen Steinkohlenbergbau repräsentativ sei, möglicherweise aber seine Wachstumsraten. Mit deren Hilfe extrapolierte ich die ab 1848 vorliegende Reihe der Arbeitsproduktivität. Damit hatte ich die erforderlichen Daten, um durch Bildung des Quotienten aus Jahreslöhnen und Arbeitsproduktivität die Löhne pro Tonne Förderung zu berechnen.
A 180:
Ausgangspunkt waren Daten von Viebahn (1853-1857) und May (1861-1880). Beschäftigte hier: Arbeiter ohne Beamte. Für 1858-1860 liegen Zahlen vor (Statistisches Jahrbuch), die allerdings Steinkohlen- und Braunkohlenarbeiter und -beamte zusammenfassen. Da sich für den Zeitraum 1861-1866 ein relativ konstanter Anteil der Arbeiter im Steinkohlenbergbau an diesem Aggregat von etwa 72 % errechnen läßt, interpolierte ich für 1858-1860 auf der Basis der Angaben im Statistischen Jahrbuch mit diesem Satz. Für die Jahre 1850-1852 stehen keine Daten zur Verfügung, die einen sinnvollen Anhaltspunkt bieten könnten (die Wachstumsraten der Beschäftigten sind ab 1850 in Preußen stets viel höher als in Sachsen, können also nicht benutzt werden). Ich extrapolierte deshalb den Wert von 1853 mit einer konstanten Zuwachsrate von 3 % bis 1850 (das ist die Wachstumsrate der Jahre 1853-1855) Von 1849 bis 1840 rechnete ich dann mit den Zuwachsraten der Beschäftigten im preußischen Steinkohlenbergbau, da sich vor der entscheidenden Wachstumsphase des preußischen Bergbaus (in den 1850er Jahren) wohl ähnliche Wachstumsbedingungen für Sachsen und Preußen unterstellen lassen.
A 187:
Ich bildete zunächst einen Durchschnitt aus fünf Lohnreihen der Gießereiindustrie, die 1869 einsetzen. Einige längere Reihen (z.B. für die Hüttenwerke Ilsenburg, die Zinkhütten von Giesches Erben sowie die Burbacherhütte) wiesen Lücken auf, die ich linear interpolierte. Damit reduzierte ich die Zahl der zusammenzufassenden Reihen auf 8, die allerdings im Niveau sehr unterschiedlich sind und nicht dieselbe Länge aufweisen. Für diese 8 Reihen berechnete ich pro Jahr das ungewogene arithmetische Mittel. Von 1841 bis 1859 basiert der Durchschnitt auf nur zwei Lohnreihen, die allerdings beide selbst wieder Durchschnitte einer Vielzahl von Lohndaten darstellen und den Gesamtzeitraum überspannen (Krupp; Giesches Erben). Ab 1860 kommt eine dritte Reihe hinzu (Hüttenwerk Ilsenburg), ab 1865 eine vierte (Burbacherhütte), ab 1868 eine fünfte (Bochumer Verein) und ab 1869 eine sechste (die Zusammenfassung der Gießereilöhne); ab 1873 sind es dann alle genannten 8 Reihen. Immer wenn eine neue Reihe hinzukam, gab es einen Sprung, der linear interpoliert wurde. Ich hatte damit eine zwar vom Niveau her verzerrte, doch in der Verlaufsform einigermaßen repräsentative Grundreihe gewonnen. Um auch hinsichtlich des Niveaus zu einem besseren Ergebnis zu kommen, berechnete ich den ungewogenen Durchschnitt aus allen verfügbaren Lohndaten der Hüttenindustrie (also unter Berücksichtigung auch vereinzelter Informationen) für die Jahre 1874-1876, den ich mit der Grundreihe der Durchschnittslöhne bis 1840 zurück bzw. bis 1880 voraus extrapolierte.
A 190:
Ich bildete ein Sample von Hüttenwerken (Preußen!), die über längere Zeiträume Gewinndaten ausgewiesen haben. Das sind nur 4 Unternehmen: der Bochumer Verein, die Georgs-Marien-Hütte, der Hoerder Verein und der Phoenix, sämtlich Großbetriebe mit überdurchschnittlicher Kapitaldecke und einem Vorsprung auf dem Gebiet der Produktionstechnik. Allerdings ist die errechnete Reihe dennoch nicht untypisch, weil sie in dem Hoerder Verein ein langfristig florierendes, relativ vorsichtig wirtschaftendes Unternehmen enthält, mit dem Bochumer Verein ein zunächst schwach startendes, aber schon zu Beginn der 1860er Jahre saniertes, während der Phoenix ein überdimensioniertes Projekt der Gründerhausse der 1850er Jahre darstellt, das im Laufe der 1860er Jahre nur langsam gesundete. Die Georgs-Marien-Hütte schließlich dürfte als solides Unternehmen mit durchschnittlicher Ertragsentwicklung zu bezeichnen sein, das wegen seiner besonderen geographischen Lage (außerhalb der großen Industriereviere) Interesse verdient. Dennoch kann die als ungewichtetes Mittel berechnete Reihe der Bruttogewinne, die ich - um Mißverständnisse hinsichtlich des absoluten Niveaus zu vermeiden - in einen Index mit der Basis 1852 = 100 transformierte, nur grobe Hinweise auf die Gewinnentwicklung in der Hüttenindustrie vermitteln. Die Werte 1852/53 nur Hoerder Verein, 1854-1857 zuzüglich Bochumer Verein und Phoenix, ab 1858 einschließlich Georgs-Marien-Hütte.
A 249:
Ich schätzte einen Indikator der Maschinenbauproduktion auf Gewichtsbasis anhand des wichtigsten Grundstoffs, den die Maschinenbauindustrie verarbeitet: Gußwaren zweiter Schmelzung. Ausgangspunkt für diese Gußwaren-Reihe waren die Angaben im Statistischen Handbuch für das Deutsche Reich, die 1860 einsetzen. Ich extrapolierte sie bis 1840 auf der Basis der preußischen Gußwarenproduktion (nach Marchand), deren Anteil an der Zollvereinsproduktion von Gußwaren zweiter Schmelzung bei etwa 83 % bis 85 % lag (berechnet anhand der Angaben bei Sering). Um der Lagerhaltung Rechnung zu tragen, glättete ich diese verlängerte Gußwaren-Reihe durch Bildung gleitender 3-Jahres-Durchschnitte und versah die geglättete Reihe mit einem Lag von einem Jahr (Produktionszeit). Schließlich transformierte ich die Reihe in einen Index mit der Basis 1880 = 100, wodurch verdeutlicht wird, daß die absoluten Mengenangaben hier irrelevant sind. Ich halte dies Vorgehen für direkter und sicherer als das von Hoffmann, der die Hypothese einer konstanten Struktur der Nettoproduktionswerte aufstellt und dann die Maschinenbauproduktion anhand zweifelhafter Beschäftigten-, Lohn- und Preisdaten schätzt (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 571-574).
A 254:
Die Hoffmannsche Schätzung der Bauproduktion setzt 1851 ein. Um sie bis 1840 extrapolieren zu können, bildete ich einen Index der Bauproduktion, der die Beschäftigtenzahlen im preußischen Baugewerbe (Schmoller, nach den Gewerbezählungen) kombiniert mit einigen verstreuten Zusatzinformationen. Schmoller liefert Daten für die Jahre 1840, 1843, 1846 und 1849, die unter Einbeziehung konjunkturrelevanter Aspekte zu interpolieren waren. Als solche Informationen verwertete ich den Altersaufbau des Brutto-Bauvermögens von 1840 bis 1852 im Gebiet der heutigen BRD (Kirner), die Hinweise auf Bauboom und -krise in Köln 1843-1846 (Koenigs) sowie die Bemerkungen zur Entwicklung der Baugewerbe in Leipzig (Vockert). Ich interpolierte deshalb die Schmoller-Daten nicht linear, sondern mit Rücksicht auf die Konjunktur leicht modifiziert. Diesem Unternehmen liegen folgen de Hypothesen zugrunde: a) Die Arbeitsproduktivität im Baugewerbe blieb während der 1840er Jahre konstant, was den Rekurs auf die Beschäftigtenzahlen rechtfertigt. b) Die preußische Entwicklung darf als repräsentativ für den Zollverein gelten. c) Es gibt keine widersprechenden Informationen zu dem konstruierten Reihenverlauf.
Das Ergebnis ist ein unsicherer Indikator, dessen Relevanz erst noch geprüft werden muß.
Vorbemerkung:
Die Nummerierung der einzelnen Zeitreihen ist in der Publikation von Reinhard Spree (siehe Anhang, S. 370 – 502) mit der Bezeichnung „Tabelle A …“ dokumentiert. Daher sind auch die Verweise in den Anmerkungen zu den Tabellen (= Einzelzeitreihen) in der Publikation entsprechend mit dieser Bezeichnung (bzw. mit dem Kürzel „Reihe A …“) versehen. Um die Nummerierung der Zeitreihen auch in der Datenbank abzubilden, sind die Anmerkungen für die einzelnen Zeitreihen in den Datentabellen mit der gleichen Nummer (mit vorangestelltem ‚A) wie in der Publikation gekennzeichnet (d.h. Nummer der Anmerkung = Nummer der Zeitreihe in der Publikation).
Beispiel: Die Bezeichnung „Tabelle A 2“ in der Publikation entspricht der Zeitreihe in der Datenbank mit der Anmerkung „A 2“ (= Nettoinlandsprodukt (zu Faktorkosten) des Deutschen Reichs, jew. Gebietsstand, in Preisen von 1913, in Mio. Mark; diese Zeitreihe findet sich in der Untergliederung: ‚Bevölkerung, Gesamtwirtschaft, Preise und Löhne).
Die ausführlichen Anmerkungen sind aus Gründen der besseren Lesbarkeit nicht als Volltext in die Datentabelle aufgenommen, sondern lediglich mit einem entsprechenden Verweis auf die Anmerkung in dem folgenden Anmerkungsteil.
Übersicht zu den einzelnen Anmerkungen in der thematischen Untergliederung der Datentabellen. Die Nummer der Anmerkung ist gleich der Nummer der Zeitreihe:
Anmerkung A 1 – A 8: Bevölkerung, Gesamtwirtschaft, Preise und Löhne
Anmerkung A 9 – A 26: Geld- und Kreditwesen, Börsen
Anmerkung A 27 – A 46: Außenhandel
Anmerkung A 47 – A 66: Verkehrssektor (Eisenbahnen)
Anmerkung A 67 – A 77: Agrarsektor
Anmerkung A 78 – A117: Textilindustrie
Anmerkung A 118 – A 131: Nahrungs- und Genussmittelindustrie
Anmerkung A 132 – A 186: Bergbau
Anmerkung A 187 – A 247: Hüttenindustrie
Anmerkung A 248 – A 253: Maschinenbau
Anmerkung A 254 – A 265: Baugewerbe
Anmerkungsteil:
Die folgenden Anmerkungen zu den einzelnen Zeitreihen sind entnommen aus Spree, R., 1977: Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880. Berlin: Duncker & Humblot, S. 503 – 555.
A 2:
Meine Aufgabe bestand darin, die ab 1850 verfügbare Reihe des Nettoinlandsprodukts (nach Hoffmann) bis 1840 zu verlängern. Methodisch lehnte ich mich zu diesem Zweck an Hoffmann an und übernahm insbesondere seine Systematik der Wirtschaftsbereiche und die entsprechenden Gewichte. Und zwar berechnete ich Produktionsindizes (meist Bruttoproduktion) in den 9 Subaggregaten Landwirtschaft; Bergbau; Industrie und Handwerk; Verkehr; Handel und Banken usw.; Häusliche Dienste; Sonstige Dienstleistungen; Verteidigung; Nicht-landwirtschaftliche Wohnungen. Diese fasste ich zu einem Gesamtindex zusammen, wobei - analog zu Hoffmann - die Wertschöpfung von 1913 als Gewichte dienten. Um auf die Bruttoproduktion statt auf die geforderte Nettoproduktion rekurrieren, d.h. Vorleistungen, Abschreibungen und in direkte Steuern vernachlässigen zu können, musste unterstellt werden, dass sich die Struktur der Bruttoproduktionswerte in den fraglichen zehn Jahren nicht geändert hat. Während diese Annahme möglicherweise als im Durchschnitt der 1840er Jahre gegeben angesehen werden darf, bringt die Gewichtung mit Wertschöpfungs- anteilen von 1913 gewisse Verzerrungen mit sich. Diese glaube ich aus zwei Gründen in Kauf nehmen zu können: Erstens sichere ich dadurch die methodische Übereinstimmung mit Hoffmann, die mich berechtigt, seine Reihe mit meinem Index zu kombinieren. Zweitens ist der Effekt im Wesentlichen auf zwei Sektoren beschränkt: Das Gewicht der Landwirtschaft wird im Verhältnis zu dem von 1850 nahezu halbiert, das von Industrie und Handwerk dagegen verdoppelt. Dieser Sektor beeinflusst deshalb spürbar die Entwicklung des Gesamtindex in den 1840er Jahren mit, wo durch eine gewisse Annäherung an das von mir vertretene Konzept der industriewirtschaftlich bestimmten Konjunkturzyklen er reicht wird.
Zu den Einzelindizes ist folgendes zu bemerken:
Die Landwirtschaft wird durch einen Index der Nettoproduktion zu konstanten Preisen repräsentiert (vgl. Tabelle A 67); der Bergbau durch die Fördermenge des preußischen Bergbaus (vgl. Tabelle A 133); der Verkehrssektor durch einen Index der Bruttowertschöpfung (des deutschen Verkehrssektors vgl. Tabelle A 47); der Sektor Wohnungen durch einen Index der deutschen Bauproduktion (vgl. Tabelle A 254).
Hinsichtlich der Wertschöpfung von Industrie und Handwerk konstruierte ich - wiederum analog zu Hoffmann (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 390 f) - einen gesonderten Index, der die Produktionsentwicklung in den Subsektoren Metallerzeugung, Metallverarbeitung, Textilindustrie, Ledererzeugung, Lederverarbeitung und Bekleidung, Nahrungs- und Genussmittelindustrie sowie Baugewerbe zusammenfasst. Dabei stehen: für die Metallerzeugung die Reihe der mengenmäßigen Produktion der preußischen Hüttenindustrie (vgl. Tabelle A 193); für die Metallverarbeitung ein Index auf der Basis der Zuwachsraten des durch zweijährige gleitende Durchschnitte geglätteten Roheisenverbrauchs im Zollverein bzw. im Deutschen Reich (die Reihe wurde geglättet, um die Effekte der Lagerhaltung etwas auszugleichen; vgl. im übrigen Tabelle A 210); für die Textilindustrie der Index der Textilproduktion im Zollverein bzw. im Deutschen Reich (vgl. Tabelle A 78); für die Nahrungs- und Genussmittelindustrie der entsprechende Produktionsindex (vgl. Tabelle A 118); für das Baugewerbe wiederum der schon oben erwähnte Index der deutschern Bauproduktion (vgl. Tabelle A 254). Die Produktion der Leder erzeugenden Gewerbe wurde geschätzt anhand der Entwicklung der Fleischerträge bei Rinderschlachtungen (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 297). Den daraus berechneten Index kombinierte ich mit den Zuwächsen der Importüberschüsse an Häuten, Fellen usw. (nach “Statistisches Handbuch für das Deutsche Reich ...“, T. 2, S. 464; Gewichtung der Häuteproduktion gegenüber den Importüberschüssen im Verhältnis 2: 1. Zum Verfahren vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 371 f). Die Produktion der Gruppe und Bekleidung schätzte ich durch Kombination des Index der Ledererzeugung mit dem Verbrauch von Baumwollwaren (vgl. Tabelle A 98) und Wollwaren (vgl. Tabelle A 111) im Zollverein bzw. im Deutschen Reich; die Gewichte beider Basisindizes (Lederverarbeitung versus Bekleidung) wurden von Hoffmann übernommen (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 373). Die Produktionsindizes für die genannten sieben Untergruppen wurden mit den Nettoproduktionswerten von 1861 gewichtet (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 389 ff) und zu dem Gesamtindex für Industrie und Handwerk zusammengefasst.
Bezüglich der Wertschöpfungsentwicklung der Gruppe Banken, Gaststätten usw. beschränkte ich mich auf den Beitrag des Handels als repräsentativ für die ganze Gruppe. Um einen entsprechenden Index schätzen zu können, unterstellte ich mit Hoffmann, dass die Variationen des Handels unter bestimmten Bedingungen denen der Produktion der wichtigsten Handelsartikel folgten (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 426 ff). Während Hoffmann 16 Handeissparten berücksichtigt, erfasse ich hier nur 7 Sparten, die 1907 allerdings 85 % der Beschäftig ten des Handels repräsentierten. Die restlichen 15 % dienen als Gewicht für eine von mir zusätzlich eingeführte Reihe, die den Außenhandelseinfluss zum Ausdruck bringen soll, nämlich die Gesamteinnahmen aller Zollvereins-Staaten an Zöllen (Quelle: Nach richten aus dem Gebiete der Staats- und Volkswirtschaft ...‚ Bd. 1 (1853), S. 118). Im Übrigen wurden Subindizes berechnet für den Handel mit Textilien, Baumaterialien, Metallwaren, Bier, Schnaps, Häuten und Fellen sowie Nahrungsmitteln. Diese Artikel werden durch folgende Reihen vertreten: Für Textilien steht der Index der Textilproduktion (vgl. Tabelle A 78); für Baumaterialien ein Index, der auf Reihen der Zufuhr von Baumaterialien (Holz und Ziegel) nach Berlin und der Holztransporte auf der Oder, gemessen an den Schleusen Brieg und Ohlau, basiert (Quellen: Goeths, P.: Berlin als Binnenschifffahrtsplatz ...‚ 5. 136; Handels-Archiv ...‚ Jg. 1851, 2. Hälfte, S. 139); für Metallwaren steht der schon erwähnte Indikator der Produktion der metallverarbeitenden Industrie; für Bier steht ein Index, der an hand der Bierproduktion im Königreich Sachsen berechnet wurde (Quelle: Böhmert, V.: Bierverbrauch ...‚ S. 261); für Schnaps steht eine Reihe des Spiritus-Verbrauchs im sogenannten Brennsteuer-Verein (dazu gehörten Preußen, Sachsen und Thüringen;
Quelle: ZkssB, 15. Jg (1875), S. 332); für Häute usw. steht die oben erläuterte Reihe der Ledererzeugung; für Nahrungs- und Genußmittel steht der Index der NGI-Produktion (vgl. Tabelle A 118). Für die einzelnen Artikel übernahm ich die Gewichte von Hoffmann (Beschäftigtenanteile 1907; vgl. Hoffmann, W. G., u.a.: Das Wachstum ..., S. 427) mit der oben genannten Einschränkung und faßte dann die Einzelindizes zu einem Gesamtindex der Handelsproduktionen zusammen.
Hinsichtlich der restlichen Sektoren (für die Schätzung des Index der Nettoinlandsproduktion) verfuhr ich wie folgt (wobei zu bedenken ist, dass es relevante Zeitreihen in diesen Bereichen nicht gibt, wie auch das Vorgehen von Hoffmann zeigt): Ich unterstellte, dass der Wertschöpfungsbeitrag des Sektors Häusliche Dienste während des ganzen Zeitraums (1840/49) unverändert geblieben ist. Bezüglich der Dienstleistungen nimmt Hoffmann an, dass ihre Arbeitsproduktivität konstant geblieben sei, so dass sich die Wertschöpfung parallel zur Beschäftigtenzahl entwickelte (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 449). Für das mich interessierende Jahrzehnt liegen nur zwei Angaben über die Beschäftigten in diesem Sektor für 1846 und 1849 vor (Quelle: Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ 5.204). In den 1850er Jahren wuchs die Beschäftigtenzahl mit ca.1 % im Jahr. Entsprechend habe ich zwischen 1846 und 1849 interpoliert bzw. den Wert von 1846 bis 1840 rückgerechnet. Ähnlich ging ich im Fall des Sektors vor. Auch hier unterstellt Hoffmann eine konstante Arbeitsproduktivität (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ s. 449). Zwischen 1846 und 1849, den Stichjahren, für die Beschäftigtenzahlen vorliegen, interpolierte ich linear. Für die Jahre von 1840 bis 1846 unterstellte ich insgesamt einen Zuwachs der Beschäftigten in diesem Sektor von 10 % (begründet mit verstärkten Rüstungsanstrengungen der deutschen Bundesstaaten, insbesondere wegen der inneren Unruhen), den ich gleichmäßig auf die Jahre verteilte. Die Indizes für die eben genannten drei Sektoren weisen keine konjunkturellen Schwankungen auf. Das Schätzverfahren wirkt etwas gewaltsam, aber der mögliche Fehler kann nicht auf die Entwicklung des Nettoinlandsprodukts durchschlagen, da die übrigen Sektoren fast 80 % des Aggregats determinieren.
Die Indizes der einzelnen Sektoren fasste ich unter Verwendung der Wertschöpfungsanteile von 1913 nach Hoffmann (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 453) zum Index des Nettoinlandsprodukts zusammen. Mit diesem verlängerte ich die Hoffmannsche Reihe zurück bis 1840. Gebietsstand ist das Deutsche Reich in seinen jeweiligen Grenzen.
Meine Schätzung enthält im Detail viele Fehlermöglichkeiten, da fast keine der benutzten Basisreihen direkt gemessen ist, sondern meist mit groben Indikatoren gearbeitet wird. Außerdem sind teilweise nicht einmal die besten Indikatoren verwendet worden, weil diese zum Zeitpunkt der Schätzung noch nicht verfügbar waren (z.B. besitze ich in A 249 inzwischen einen verbesserten Indikator für die Produktion der Eisen verarbeitenden Industrie). Schließlich könnten die Gewichte in vielen Fällen realistischer gewählt werden. Dennoch dürfte das Ergebnis angesichts des kurzen Zeitraums, auf den es sich bezieht, und der Betonung ausschließlich von Niveauveränderungen vertretbar sein.
A10:
Die Reihe der Depositenbestände am Jahresende umfasst die verzinslichen Einlagen bei Geschäfts- und Notenbanken, Sparkassen und Kreditgenossenschaften (bei Sparkassen und Kreditgenossenschaften auch die fremden Gelder). Grundlage sind die Teilreihen nach Hoffmann und Spiethoff sowie die Angaben in Hübners Jahrbuch. Sie wurden in Zusammenarbeit mit Bergmann um Angaben aus den Festschriften einiger Banken ergänzt. Außerdem wurde die Teilreihe der Depositen bei den Geschäftsbanken durch eine Schätzung korrigiert, da sie für die 1850er Jahre in der Fassung von Hoffmann (nach Hübners Jahrbuch; vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 748) um rd. 40 % zu niedrig angesetzt sein dürfte. Nach Hoffmann würden nämlich die Depositen bei den Geschäftsbanken 1859/60 um rd. 105 Mio. Mark oder 201 % in einem Jahr wachsen; im selben Jahr betrug die Zunahme bei allen übrigen Geld- und Kreditinstituten nur 70 Mio. Mark. Wir unterstellten, dass der absolute Zuwachs der Depositen bei den Geschäftsbanken höchstens so groß wie der bei allen übrigen Geldinstituten gewesen sein kann. Da aber die Werte für 1860/62 (nach Hübner) zuverlässiger, nämlich vollständiger, als die für die Vorjahre erscheinen, schlossen wir aus der obigen Annahme, dass nicht der Depositenbestand für 1860 zu hoch, sondern die Be stände in den 1850er Jahren zu niedrig ausgewiesen worden sind. Deshalb wurden auf die Reihe nach Hoffmann ab 1852 jeweils 40 % aufgeschlagen. Der Wert für 1852 wurde zum Ausgangspunkt für ei ne Rückrechnung bis 1840 gewählt, die auf den Wachstumsraten der Depositenbestände bei einer Reihe von Geschäfts- und Notenbanken (excl. Preußische/Kgl. Bank, da diese hinsichtlich der Depositen eine Sonderstellung einnahm) beruht (vgl. die detaillierten Quellenangaben und methodischen Hinweise bei Bergmann, J.: Die Bedeutung ...).
Die Reihe erfasst wahrscheinlich nicht die gesamten Depositenbestände im Deutschen Reich, doch könnte sie dem wahren Volumen nahe kommen. Auch scheint sie hinsichtlich der konjunkturellen Entwicklung zuverlässig zu sein. Das Verzerrungsmoment besteht wie bei A 9 darin, dass die Jahresdurchschnitte nicht erfasst wurden.
A 12:
Um die Spiethoff-Reihe ergänzen zu können, musste die Datenerfassung wieder auf Bilanz-, d.h. Jahresendwerte beschränkt werden. Bergmann hat die Spiethoffsche Reihe (Dezemberwerte) um die Angaben in Hübners Jahrbuch für den Zeitraum 1852/62 erweitert. Die Werte vor 1847 basieren auf den Angaben für die Kgl. Bank zu Berlin bzw. die Preußische Bank, die Bayerische Hypotheken- und Wechselbank, die Leipziger Bank und die Dessauische Landesbank. In einigen Stichjahren (zwischen 1852 und 1862) konnte durch Erfassung auch bruchstückhafter Angaben für einzelne Banken der ungefähre Umfang der Unterschätzung ermittelt werden, die dann in Kauf genommen werden muss, wenn man eine durchgehende Reihe aufgrund vollständiger Informationen für die einzelnen Banken erstellen will. Ab 1863 ist neben einzelnen Firmenfestschriften wieder Spiethoff die wichtigste Quelle. Es mussten Überlegungen angestellt werden, welche Bedeutung die von Spiethoff nicht erfassten Geschäftsbanken in den 1860er und 1870er Jahren im Lombardgeschäft erlangten. Anhand der Kontrollwerte für die 1850er Jahre und den Ergebnissen dieser Überlegungen wurden Korrekturfaktoren für Teilperioden bestimmt, die zu mehr oder weniger großen Aufschlägen auf die ermittelte Lombardreihe führten. Und zwar wurde insbesondere angenommen, dass der Anteil der von Spiethoff erfassten Notenbanken am Lombardgeschäft von rd. 75 % im Jahre 1863 allmählich auf etwa 60 % gegen Ende des Untersuchungszeitraums zurückging. Entsprechend wurde die Reihe ab 1863 korrigiert (weitere methodische Hinweise und detailliertere Quellenangaben bei Bergmann, J.: Die Bedeutung ...).
Das Ergebnis ist eine relativ gewagte Schätzung, die aber immerhin alle verfügbaren Informationen verarbeitet. Möglicher weise verzerrt, da Jahresendwerte.
A 27-A 38:
Für die Zeit von 1836 bis 1856 hat Borries relativ zuverlässige Reihen des Außenhandelsvolumens berechnet; dabei verwandte er konstante Preise von Junghanns als Gewichte (Preisdurchschnitte der Jahre 1837/41; die Junghanns-Preise wurden teilweise von Borries korrigiert). Ab 1850 liegen Volumenindizes von Hoffmann vor; sie sind mit den Außenhandelswerten des Jahres 1880 gewichtet worden. Von 1840 bis 1880 fanden bei den Außenhandelspreisen Strukturveränderungen statt, so dass die Preise von 1880 als Gewichte für den Gesamtzeitraum verzerrend wirken. Meine Hypothese ist, dass die Umschichtungen in erster Linie das Verhältnis zwischen den Preisdurchschnitten für die großen Warengruppen betrafen, weniger das Preisverhältnis innerhalb der Warengruppen. Unter dieser Voraussetzung bot sich für die Verknüpfung der Reihen von Borries und Hoffmann folgendes Verfahren an:
Ich extrapolierte die Volumenangaben von Borries für die großen Warengruppen mit den entsprechenden Gruppenindizes von Hoffmann. Die auf diese Weise erhaltenen Reihen der Außenhandelswerte einzelner Warengruppen zu konstanten Preisen addierte ich anschließend und schätzte damit Reihen des gesamten Ex- bzw. Importvolumens, die durch die Gewichtung nur minimal verzerrt sind.
Bei der Extrapolation wurden Hochrechnungsfaktoren für die Hoffmann-Indizes verwandt, die als Durchschnittswert der Quotienten aus den jeweiligen Borries- bzw. Hoffmann-Werten für die Jahre 1850 bis 1856 berechnet wurden.
Problematisch ist die nicht immer gewährleistete Identität der Warengruppen bei beiden Autoren. Insbesondere stimmt die von Borries vorgenommene Unterteilung von Nahrungsmitteln in europäische und nicht-europäische mit der Hoffmannschen in Nahrungs-und Genussmittel nicht überein. Dennoch glaube ich, dass der Fehler nicht allzu groß sein kann, wenn ich die Reihe für die Gruppe der europäischen Nahrungsmittel nach Borries mit dem Hoffmannschen Index für Nahrungsmittel insgesamt und die Borries-Reihe für nicht-europäische Nahrungsmittel mit dem Hoffmann-Index für Genussmittel fortschreibe. Auch dürften die Fertigwaren bei Hoffmann etwas anders als bei Borries zusammengesetzt sein, was jedoch in Ermangelung einer präzisen Erläuterung der Position durch Borries nicht kontrollierbar ist. Im Übrigen habe ich die Textilreihe von Borries wieder in die Gruppe Fertigwaren integriert.
A 47:
Hoffmann hat eine Reihe der Bruttowertschöpfung des Verkehrssektors geschätzt, die ab 1850 vorliegt. Für die Produktion der wichtigsten Verkehrsträger aus dem Hoffmann-Sample (Eisenbahnen, Post, Binnen und Seeschifffahrt; diese vier Teilbereiche erbringen 1850 etwa 77 % der Wertschöpfung des gesamten Verkehrssektors; vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ 5. 424). während der Jahre 1840-1850 habe ich einen Index berechnet, mit dem ich die Hoffmann-Reihe rückwärts extrapolierte. Anschließend rechnete ich die ganze Reihe in einen Index auf der Basis 1880 um, auf diese Weise den Indikatorcharakter betonend. In dem Sample, das dem Index für die 1840er Jahre zugrunde liegt, wurde nur der so genannte sonstige Verkehr (nach Hoffmann vor allem Landtransport mit Pferdefuhrwerken, unabhängig von der Post) nicht berücksichtigt.
Die einzelnen Subsektoren (Verkehrsträger) werden durch folgen de Reihen repräsentiert: Für die Eisenbahnen stehen die geleisteten Personen- und Tonnenkilometer (vgl. Tabellen A 50 und A 51). Nach Hoffmann verdoppelte sich die Gesamtleistung der Post von 1850 bis 1860. Für die Jahre davor liegt mir eine Information von Brachelli über die Leistungen der preußischen Post im Jahre 1842 vor. Wenn ich diese mit den Angaben ab 1850 in derselben Quelle (vgl. Brachelli, H. F.: Handbuch der Geographie und Statistik ...‚ S. 111) vergleiche, so nahm die Gesamtleistung der preußischen Post auch schon innerhalb der 1840er Jahre um 100 % zu. Da ein Trendumbruch während dieses Zeitraums nicht anzunehmen ist, wurde durch lineare Interpolation zwischen den Werten für 1842 und 1850 ein Index der Produktion der preußischen Post erstellt, den ich bis 1840 entsprechend rückrechnete. Auf der Basis dieses Index extrapolierte ich die ab 1850 vorliegende Reihe der Postproduktion im Deutschen Reich bis 1840 zurück. Hinsichtlich der Leistungen der Binnenschifffahrt verweise ich auf Tabelle A 48. Besonders schwierig war es, zu einem Produktionsindex der Seeschifffahrt zu kommen. Ich schätzte zunächst drei Subindizes für die Transportleistungen der Seeschifffahrt, gemessen durch die Bruttoregistertonnen der in die preußischen Häfen und in Hamburg eingelaufenen Seeschiffe sowie durch einen deflationierten Index der bremischen Importwerte. Für die ersten beiden Subindizes musste - um überhaupt auf die Transportleistung schließen zu können - unterstellt werden, dass a) die Auslastung der eingelaufenen Schiffe im Jahresdurchschnitt von 1840 bis 1850 etwa konstant geblieben sei, b) der Anteil ausländischer Schiffe sich nicht geändert habe. Auf dieser Basis berechnete ich einen ungewogenen Durchschnitts-Index, den ich mit der ab 1850 vorliegenden Hoffmann-Reihe verband und auf die Basis 1880 umstellte (zu dem für die frühe Zeit ganz ähnlichen Vorgehen von Hoffmann vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 408 ff).Die Leistungsindizes der vier betrachteten Verkehrsträger fasste ich zu einem gewogenen Gesamtindex zusammen. Als Gewichte dien ten die jeweiligen Anteile an der Wertschöpfung des Verkehrssektors im Jahre 1850. Allerdings rechnete ich diese mit den betreffenden Subindizes bis 1843 zurück, um die von den Index- werten her überragende Bedeutung der Eisenbahnen nicht auch noch durch die Gewichtung zu verstärken. Aufgrund dieser Korrektur erhielten die beiden Eisenbahnreihen nur ein Gewicht von zusammen 15 % (Post 35 %‚ Binnenschifffahrt 20 % und Seeschiff fahrt 30 %).
A 48:
Eine durchgehende Reihe der Transportleistung der Binnenschifffahrt liegt erst ab 1867 vor (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 403; die ebenda, S. 424, ausgewiesene Reihe stellt eine lineare Extrapolation dar und ist konjunkturell irrelevant). Analog zu Hoffmann konstruierte ich einen Index des Transportvolumens der Binnenschifffahrt anhand von Indikatoren der Transporte auf den zentralen Wasserstraßen des Deutschen Reichs. Diese Indikatoren mussten teilweise selbst erst wieder aus bruchstückhaften Informationen geschätzt werden, doch erhielt ich schließlich durchgehende Reihen für den Gütertransport auf den märkischen Wasserstraßen, dem Rhein und der Elbe. Als Repräsentant derjenigen Wasserstraßen, die im Untersuchungszeitraum allmählich ihre Bedeutung verloren, weil die Eisenbahn-Konkurrenz zu stark war, benutzte ich einen Index der Lippeschifffahrt. Alle Indikatoren wurden in Indexform berechnet, um Fehleinschätzungen hinsichtlich des absoluten Niveaus zu neutralisieren. Die zweifellos in einigen Reihen (z.B. derjenigen der Rheinschifffahrt) enthaltenen regelmäßigen Mehrfachzählungen schlugen - da sie methodisch gleichbehandelt wurden - auf die Entwicklung der Indizes nicht durch.
Für das märkische Wasserstraßennetz steht hier ein Indikator des mengenmäßigen Güterumschlags auf den Wasserwegen im Berliner Raum. Der Index für die Rheinschifffahrt basiert auf den Volumenermittlungen an den Zollstellen Altbreisach, Straßburg, Neuburg, Mannheim, Mainz, Kaub, Koblenz und Emmerich. Sich auf die Angaben nur eines Zollamts zu stützen, hätte zwar die Mehrfachzählungen ausgeschaltet, dafür aber die Inlandstransporte auf kürzere Distanz nicht erfasst. Der Indikator der Lippeschifffahrt war lückenhaft und wurde deshalb mehrfach linear interpoliert. Hinsichtlich der Elbschifffahrt steht eine längere Basisreihe zur Verfügung, die aber nur von 1847 bis 1867 reicht und zudem 1860/61 linear interpoliert werden musste. Zugrunde liegen die Tonnageangaben des Zollamts Wittenberge. Für die frühen 1840er Jahre konnte ich entsprechende Angaben aus einer anderen Quelle ermitteln; allerdings beziehen sich diese nur auf einen Teil der Gesamttonnage (einige besonders hoch verzollte Waren). Ich halte das Sample aber für repräsentativ genug, um die Zuwachsraten der Transportmenge auf seiner Basis berechnen zu können. Mit dem entsprechenden Index extrapolierte ich die Basisreihe von 1847 zurück bis 1840.
Die vier Subindizes wurden gemäß dem durchschnittlichen Anteil der jeweiligen Wasserstraßensysteme an den geleisteten Tonnenkilometern der Binnenschifffahrt während der 1870er Jahre gewichtet und zu einem Gesamtindex zusammengefasst. Dabei bekam die Lippeschifffahrt das Gewicht der Rheinkanäle. Dieser Index (Basis 1840 = 100) wurde mit den Wachstumsraten der Hoffmann-Reihe der Binnenschifffahrt ab 1867 bis 1880 extrapoliert.
A 49:
Die Reihe berücksichtigt nicht die im Untersuchungszeitraum zu nehmende Verlegung zweiter Gleise sowie die Gleise im Bahnhofsbereich (vgl. die entsprechende Korrektur für einen Teilzeitraum bei Wagenblaß, H.: Der Eisenbahnbau ...‚ S. 267 f). Wenn man von der Streckenlänge auf den Eisenverbrauch der Eisenbahnen schließen will oder auch auf die Größe der realen Investitionsnachfrage, fallen diese Defizite ins Gewicht. Mottek hebt hervor, die Reihe wäre überhöht (vgl. Mottek, H.: Wirtschaftsgeschichte Deutschlands ...‚ Bd. 2, 5. 135, Fn. 65), weil außerhalb Deutschlands verlegte Strecken einbezogen sein sollen. Andererseits sind die ausgewiesenen Werte ab 1855 zunehmend kleiner als die in anderen Quellen (vgl. z.B. die entsprechende Reihe in: Jahrbuch für die amtliche Statistik des preußischen Staates ...‚ 5. Jg. (1883), 5. 330). Die Reihe bezieht sich auf das Deutsche Reich, jeweiliger Gebietsstand, allerdings durchgehend ohne Elsass-Lothringen. Um die nach 1872 innerhalb der elsass-lothringischen Eisenbahnen getätigten Streckeninvestitionen (weil im Reich nachfragewirksam) mitzuerfassen, wurde nicht die jeweilige tatsächliche Streckenlänge der Eisenbahnen in den annektierten Gebieten abgesetzt. Vielmehr nahm ich einen konstanten prozentualen Abschlag von der Reichsreihe (einschließlich Elsass-Lothringen) vor, der dem Anteil der elsass-lothringischen Bahnen bzw. ihrer Gleislänge am gesamten deutschen Streckennetz im Jahre 1872 entspricht.
A 58:
Ich konstruierte zunächst in Form eines gewogenen Index einen Indikator des realen Kapitalstocks der Eisenbahnen auf der Basis folgender Reihen: Streckenlänge im Deutschen Reich (ohne Elsass-Lothringen); Lokomotiv- und Waggonbestand der preußischen Eisenbahnen. Für die drei Grundreihen wurden jeweils Indizes mit der Basis 1880 = 100 berechnet. Vor Zusammenfassung der Reihen versah ich diese mit spezifischen Lags, um das Timing der Nachfragewirksamkeit der Kapitalstockzuwächse zum Ausdruck bringen zu können. Und zwar unterstellte ich, dass der Streckenzuwachs zwei Jahre vor Eröffnung des jeweiligen Streckenteils (und seiner damit einhergehenden statistischen Erfassung) nachfragewirksam geworden ist. Beim rollenden Material beträgt der Lag der Bestandsziffern gegenüber der Nachfrage anderthalb Jahre. Die erste Annahme stellt eine an Fremdling (vgl. Fremdling, R.: Eisenbahnen ...‚ S. 101 f, 150 f) anknüpfende Vermutung über die durchschnittliche Dauer der Bautätigkeit an einem Streckenabschnitt dar. Bei der zweiten orientierte ich mich an entsprechenden Hinweisen bei Tinbergen, J. (Statistical Testing ..‚ S. 115 ff) sowie an einem Angebot der Maschinenfabrik Esslingen (vgl. Mayer, M.: Lokomotiven ...‚ 5. 29). Ich habe diese Time-Lag-Annahmen später durch Korrelation mit schwerindustriellen Indikatoren und durch Gegenrechnungen unter Verwendung von A 59 und A 60 überprüft und bestätigt gefunden. Die zeitverschobenen Subindizes wurden anschließend wie folgt gewichtet: Strecke 60 %‚ Lokomotiven 37 % und Waggons 3 %. Das Verhältnis 60 : 40 zwischen Strecke und rollendem Material stellt eine Vermutung über die Wertrelationen im langfristigen Durchschnitt dar. Die Gewichtung der Untergruppen des rollenden Materials entspricht der von Tinbergen angesetzten Relation. Der aus den gewogenen Reihen gebildete Gesamtindex wurde auf die Basis 1880 umgerechnet. Diese Reihe stellt einen Indikator des realen Kapitalstocks dar, der gemäß dem Auftreten von Nachfrageeffekten der entsprechenden Investitionen zeitlich verschoben wurde. Ich leitete die Investitionen durch Differenzenbildung daraus ab und drückte sie in Prozent des arithmetischen Mittels der Differenzenreihe aus. Der so gewogene Indikator bringt die zeitliche Entwicklung der realen Investitionsnachfrage der Eisenbahnen zum Ausdruck. Über die absolute Größe des Kapitalstocks oder der Investitionen ist damit natürlich nichts ausgesagt.
A 59:
Ich verfuhr zunächst wie im Hinblick auf A 58 geschildert. Im Gegensatz dazu nahm ich hier jedoch für die Nachfragewirksamkeit der Streckenzuwächse einen Time-Lag von drei Jahren und für die der Zuwächse an rollendem Material einen Time-Lag von zwei Jahren an. Die erstere Annahme war nur durch Plausibilitätserwägungen abgesichert; diese erwiesen sich bei späteren Kontrollrechnungen als gegenüber A 58 weniger stichhaltig. Für die Annahme eines 2-Jahres-Lags beim rollenden Material sprach u.a. ein Hinweis bei Hoffmann, der meint, eine “Verzögerung von zwei Jahren entspricht ungefähr der Herstellungszeit einer durchschnittlichen Dampfmaschine“ (Hoffmann, W. G., u. a.:
Das Wachstum ...‚ S. 573). Die Zuwächse des so bestimmten Kapitalstock-Index wurden, abweichend vom Verfahren bei A 58, in einen Index mit der Basis 1880 = 100 umgerechnet. A 58 sollte aufgrund der Kontrollrechnungen der Vorzug gegeben werden, obwohl A 59 möglicherweise als Indikator der Auftragvergabe in Betracht zu ziehen ist.
A67:
Hoffmanns Reihe der landwirtschaftlichen Nettoproduktion (zu konstanten Preisen) setzt 1850 ein. Um diese bis 1840 extrapolieren zu können, schätzte ich je einen Index der pflanzlichen und der viehwirtschaftlichen Produktion der deutschen Landwirtschaft während der 1840er Jahre. Der Index der pflanzlichen Produktion (auf Getreidewert-Basis) ist auf Schätzwerte der Getreide- und Kartoffelproduktion in Preußen, Sachsen, Bayern und Württemberg gegründet, die G. Helling vorgelegt hat. Den Index der viehwirtschaftlichen Produktion musste ich mit Hilfe einiger Subindizes schätzen, und zwar Indizes für die Fleisch-, Woll und Milchproduktion. Hinsichtlich der Fleischproduktion konnte ich mich auf eine Reihe von Hoffmann stützen (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 301). Bei der Woll- und Milchproduktion musste ich bruchstückhafte Angaben für einzelne Stichjahre von Helling verwenden, die anhand entsprechender Daten bei anderen Autoren (Z.B. Wollproduktion bei Spiethoff, A.: Die wirtschaftlichen Wechsellagen ...‚ Bd. 2, Tafel 24; Schafbestandszahlen bei Finckenstein: Die Entwicklung ...‚ S. 366; Schaffleischerträge bei Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 301) überprüft wurden. Danach kann von einer mehr oder weniger konstanten Wollproduktion und einer linear ansteigenden Milchproduktion ausgegangen werden. Die drei Teilreihen wurden mit Faktoren, die ich von Helling übernahm, auf Getreidewert umgerechnet und dann zusammengefasst. Es ergab sich eine Reihe der viehwirtschaftlichen Produktion, deren konjunkturelle Prägung von der Fleischproduktion ausgeht; das ist gleichzeitig die am besten abgesicherte Schätzung. Die viehwirtschaftliche Produktion rechnete ich in einen Index mit der Basis 1840 = 100 um. Damit hatte ich die beiden Komponenten der Gesamtreihe. Ich gewichtete sie - gemäß Helling - im Verhältnis 2 zu 1 (pflanzliche : tierische Produktion) und erhielt einen gewogenen Index der landwirtschaftlichen Produktion (Basis 1840 = 100). Mit diesem Index konnte ich die Hoffmannsche Reihe der landwirtschaftlichen Nettoproduktion zu konstanten Preisen bis 1840 zu rück extrapolieren. Der relativ zuverlässig erscheinende Indikator gilt für das Deutsche Reich, jeweiliger Gebietsstand. Die Arbeit von Heese wurde mir leider erst zu spät zugänglich. Sie ist die wichtigste Quelle, auf die sich Hoffmann stützt, und enthält eine Schätzung des landwirtschaftlichen Bruttoproduktionswerts ab 1846 (vgl. Heese, A.: Die langfristige Entwicklung der deutschen Landwirtschaft ...‚ S. 177). Die Daten für 1846- 1850 hätte ich sinnvoll verwenden können. Allerdings stimmt meine Schätzung in der Bewegungsrichtung mit der Heeseschen überein, die Abweichungen sind in den fraglichen vier Jahren nicht groß.
A 78:
Ab 1850 steht ein Produktionsindex der Textilindustrie von Hoffmann zur Verfügung. Für die 1840er Jahre schätzte ich einen eigenen Produktionsindex, der sich aus Reihen für Baumwolle, Wolle, Leinen (jeweils getrennt: Garn- und Gewebeproduktion) und Seide zusammensetzt. Bei Baumwollgarn und -gewebe konnte ich auf die relativ zuverlässigen Reihen von Kirchhain zurückgreifen. Bei Wolle berechnete ich die Indizes auf der Basis Hoffmannscher Daten, ebenso bei Seide Die Entwicklung der Produktion von Leinengarn stellte ich durch einen reinen Soft Indicator dar, mit dem qualitative Informationen nach Blumberg und Mottek quantifiziert wurden (vgl. zum Begriff Biderman, A.
D.: Social Indicators and Goals . ..‚ S. 132 f; wegen Leinenindustrie: Blumberg, H.: Ein Beitrag zur Geschichte der deutschen Leinenindustrie ...‚ S. 77-81; Ders.: Die deutsche Textilindustrie ...‚ S. 36 ff; Mottek, H.: Wirtschaftsgeschichte Deutschlands ...‚ Bd. 2, 5. 195 f). Der Index der Leinengewebe-Produktion basiert auf den zur Legge in Bielefeld und Hannover eingereichten Mengen (nach Hübners Jahrbuch). Die sieben Subindizes gewichtete ich mit den Beschäftigtenanteilen der entsprechenden Sparten der Textilindustrie im Jahre 1861 (nach Hoffmann). Den gewogenen Gesamtindex (Basis 1840 = 100) verkoppelte ich mit dem Index von Hoffmann, indem ich ersteren mit letzterem bis 1880 extrapolierte.
A 91-A 93:
Ich setzte von der Kirchhain-Reihe der Garnproduktion die Exporte ab und addierte die Importe. Die Produktionsreihe wurde für diesen Zweck um den Zugang Elsass-Lothringens bereinigt (Abschlag von 33 %; entspricht dem Spindelanteil Elsass-Lothringens nach Kirchhain). Die Außenhandelsreihen wurden durch einen Abschlag von 20 % gebietsbereinigt. Satz bestimmt nach dem geschätzten Anteil Elsass-Lothringens an der Weberei-Kapazität des erweiterten Reichs. Bei dieser Zahl beziehe ich mich auf die Angaben des Centralverbandes Deutscher Industrieller (vgl. Der Rückgang der Textilindustrie ..., S. 16, wo behauptet wird, die elsässischen Baumwollgewebe hätten einen Anteil von 25 % bis 30 % an der gesamten deutschen Gewebeausfuhr. Ich nahm also eine Minimumschätzung vor).
Der Verbrauchsindikator erscheint relativ unsicher, weil a) die Produktionsreihe auf eine konstante Garnqualität umgerechnet wurde (Kirchhain), während die Außenhandelsreihen ungewichtete qualitative Durchschnitte darstellen, b) die Gebietsbereinigung problematisch ist, insbesondere auch wegen der Unterstellung gleicher Mengen- und Qualitätsverhältnisse bei der elsass-lothringischen Ein- und Ausfuhr.
A 115-A116:
Die von Spiethoff übernommene Produktionsreihe stimmt im Verlauf zu Beginn der 1840er Jahre grob mit dem Hoffmann-Index in Tabelle A 114 überein, so dass auf dieser Basis der fehlende Wert für 1840 extrapoliert werden konnte. Im übrigen fällt ein Abwägen zwischen der Hoffmannschen und der Spiethoffschen Produktionsreihe schwer, weil besonders bei der letzteren die Abgrenzung des Gegenstandes unklar ist. Auch kann nicht kontrolliert werden, von welchen Grundreihen beide Autoren jeweils welche Abfallquoten und sonstigen Abschläge (z.B. wegen des Mehrgewichts durch Einfärben bei der Ausfuhr) subtrahiert ha ben.
Die Reihe des Pro-Kopf-Konsums übernahm ich von Spiethoff. Die Angaben für 1868 und 1880 wurden - da sie mir bei Berücksichtigung aller Informationen überhöht erschienen, korrigiert, den fehlenden Wert für 1840 ergänzte ich durch Extrapolation mit der Wachstumsrate des Hoffmann-Index.
Beide Reihen erscheinen relativ unsicher.
A 125-A 129:
Alle Zuckersorten sind in der Quelle auf Rohzuckerwert umgerechnet; Reihen gelten für das Deutsche Reich, jeweiliger Gebietsstand. Sie wurden im Einzelnen teilweise von mir auf einheitliche Dimensionen umgerechnet. Beim Vergleich mit entsprechenden Reihen in anderen Quellen (Z.B. Hoffmann, Spiethoff, Statistisches Handbuch für das Deutsche Reich, Bienengräber) zeigten sich häufig Abweichungen, die nicht erklärt werden konnten. Angesichts der bekannten Probleme, die Produktionsmengen und analog die Verbrauchsreihen zu schätzen (man muss auf die Steuerstatistiken oder den Rübenverbrauch unter Annahme bestimmter Ergiebigkeitsgrade rekurrieren; vgl. Spiethoff, A.: Die wirtschaftlichen Wechsellagen ...‚ Bd. 2, Anm. zu Tafel 16), wird jede Reihe unsicher sein. Die Vereinsstatistik erscheint relativ zuverlässig.
A 133:
Zur Abgrenzung des Bergbaus und zur Gebietsbereinigung vgl. die Anm. zu Tabelle A 132. Die wichtigste Quelle war ZfBHW und für die frühen 1840er Jahre Carnall. Jedoch wurden da, wo Abweichungen vorlagen, die vermutlich gesicherteren Angaben von Viebahn (im Zeitraum 1848-1857), Marchand (betr. Eisenerzförderung) und aus dem Jubiläumswerk Die Entwickelung ... (betr. Steinkohlenförderung) übernommen. Schwierigkeiten bereitete die Umrechnung der Angaben von Hohlmaßen (z.B. Kübel, Raumtonnen usw.) in Gewichte. Ich entschied mich für Umrechnungsfaktoren (nach Prüfung der verfügbaren Literatur), die Althans für Erze und das Jubiläumswerk Die Entwickelung ... für Steinkohlen angegeben haben. Die bis 1858 üblichen Angaben in preußischen Ztrn. transformierte ich in metrische. Die auf einheitliche Dimensionen umgerechneten Fördermengen der einzelnen Bergbauprodukte wurden addiert. Grobe Reihe, aber wahrscheinlich recht zuverlässiger Verlaufsindikator.
U.a. von mir verwandte Umrechnungsfaktoren (jeweils angegeben als Verhältnis von Raumtonne zu metrischen Zentnern):
Braunkohle (1840-1860) 1 : 3,0
Steinkohle (1840-1 853) 1 : 4,4
(1854) 1 : 4,2
(1855-1880) 1 : 4,0
Eisenerz (1840-1847) 1 : 6,9
(1858-1860) 1 : 6,94
Alaunerz (1840-1847),
1858-1860) 1 : 3,0
Vitriolerz (1840-184 7) 1 : 3,0
Flussspat (1858- 1860) 1 : 5,0
Preußische Zentner wurden im Verhältnis 1 : 1 ‚029 in metrische Zentner transformiert. Bei der Erzförderung Hohenzollerns mussten Kübel im Verhältnis 1 : 210 in badische (= metrische) Pfunde umgerechnet werden.
A 158:
Die Durchschnittslöhne für Preußen wurden als gewogenes Mittel aus den Jahreslohn-Reihen für das oberschlesische sowie das Ruhr- und Saarrevier berechnet. Als Gewichte dienten die durchschnittlichen Anteile der drei Reviere an der gesamten preußischen Steinkohlenförderung, deren Summe gleich 100 gesetzt wurde. Die Reihe ist nicht unproblematisch, fasst Z.B. Brutto- und Nettolöhne zusammen, darf aber hinsichtlich der indizierten Entwicklungsverläufe der Nominallöhne im Steinkohlenbergbau als repräsentativ und zuverlässig gelten. Allerdings spiegelt sie die tatsächliche Einkommensentwicklung der Bergbauarbeiter nur grob, da Auslastungsschwankungen und Intensitätsvariationen unberücksichtigt bleiben mussten. Vor allem kann sie als Durchschnittsangabe der Löhne verschiedener Arbeiterkategorien durch Veränderungen in der Zusammensetzung der Arbeiterschaft verzerrt sein. Daraus wiederum die Schlüsse der lohnstatistischen Schule um Böhmert zu ziehen (nämlich extrem zu differenzieren), hilft nur bedingt weiter, da dann Makroaussagen kaum noch möglich sind (vgl. aber z.B. Böhmert, V.: Die Arbeitslöhne auf den fiskalischen Steinkohlenwerken Sachsens..., S. 203).
A 159:
Bei dieser Reihe handelt es sich um eine relativ unsichere Schätzung, die auf wenigen konkreten Daten basiert. Ausgangs punkt sind die bei Bernhardi angegebenen Schichtlöhne im oberschlesischen Steinkohlenbergbau für die 1860er Jahre (Brutto Hauer-Schichtlöhne auf der Grube Morgenroth; verfügbar sind auch vereinzelte Angaben über Schlepper-Löhne).
Ich unterstellte, dass zwar ein erheblicher Niveauunterschied zwischen schlesischen und Ruhrgebietslöhnen bestand, die sich in der geleisteten Schichtzahl ausdrückenden Anforderungen an die Arbeiter aber vergleichbar waren. Deshalb berechnete ich die verfahrenen Schichten im Ruhrgebiet von 1861 bis 1864 (auf der Basis der Angaben bei Waldthausen: Zahl der verfahrenen Schichten = Quotient aus Arbeitsproduktivität und Arbeitsproduktivität pro Schicht; diese beiden Reihen waren gegeben), die ich mit der Schichtreihe von Holtfrerich ab 1865 verlängerte (die Holtfrerich-Daten für 1861-1864 erschienen mir zu unwahrscheinlich, um sie zu übernehmen; außerdem beziehen sie sich auf dieselbe Quelle, aber anders berechnet). Durch Multiplikation der oberschlesischen Schichtlöhne mit der Zahl der verfahrenen Schichten erhielt ich eine Teilreihe der Jahreslöhne. Diese extrapolierte ich auf der Basis eines speziellen Lohnindex bis 1840. Dieser Lohnindex setzt sich zusammen aus den Jahreslöhnen im Ruhrgebiet (Tabelle A 160) und in Sachsen (Tabelle A 184 bezog ich ein, da zu vermuten ist, dass die Lohnentwicklung im erzgebirgischen Revier derjenigen Oberschlesiens ähnlicher ist - beides alte Reviere in Binnenlage - als der im Ruhrgebiet, vor allem seit den 1850er Jahren). Die sächsische Lohnreihe dämpft die konjunkturellen Ausschläge der Ruhrlöhne, die als die zu verlässigeren Daten berücksichtigt werden mussten. Denselben Lohnindex benutzte ich auch zur weniger problematischen Extrapolation von 1871 bis 1880. Während der 1870er Jahre ist die Lohnentwicklung in den einzelnen Bergbaurevieren vom Verlauf her sehr ähnlich.
A 160:
Ausgangspunkt war die von Holtfrerich geschätzte Reihe der Net to-Jahreslöhne pro Mann im OBAB Dortmund. Sie ist ab 1869 materialmäßig einigermaßen abgesichert, stützt sich aber für die Jahre 1850-1868 ausschließlich auf die Jahreslöhne bei der Zeche Ver. Sälzer und Neuak. Leider fehlen die Jahreslohnangaben für diese Zeche in den Jahren vor 1847, was mir eine weitere Extrapolation der Holtfrerich-Reihe bis 1840 gemäß der auch von ihm angewandten Methode erlaubt hätte. Andererseits sind bei Waldthausen die jährlichen Lohnsummen für den fraglichen Zeitraum ausgewiesen. Da aber die Zahl der Beschäftigten fehlt, können die Lohnsummen nicht direkt in Jahreslöhne pro Mann umgerechnet werden. Die Hypothese, die Beschäftigtenzahl bei Ver. Sälzer und Neuak habe sich analog zu der im gesamten preußischen Steinkohlenbergbau entwickelt, erscheint ebenso gewagt wie die einer analogen Entwicklung von Firmenbelegschaft und Beschäftigtenzahl im Ruhrbergbau: In Perioden, wo die entsprechenden Daten vorliegen, zeigten sich starke Abweichungen zwischen Firmen- und preußischem oder Ruhrgebiets-Belegschaftswachstum. Dasselbe gilt, wenn man den Zugang über die Arbeitsproduktivität wählen wollte. Ich schlug hier einen komplizierteren Weg ein, um die Beschäftigtenzahl der Zeche in den Jahren vor 1847 zu schätzen.
Ausgangshypothese: Die wahre Arbeitsproduktivität der Zeche (definiert als Fördermenge pro geleistete Arbeitsstunde) habe sich in den 1840er Jahren nicht verändert, da keine nennenswerten technischen und organisatorischen Neuerungen durchgeführt worden sind. Die messbare Arbeitsproduktivität (als Output pro Beschäftigten) schwankte um die wahre Arbeitsproduktivität im Ausmaß der Auslastungsschwankungen. Der Auslastungsgrad wurde definiert als Quotient aus tatsächlich geleisteten Arbeitsstunden und Beschäftigtenzahl. Weiter wurde angenommen, dass der Aus lastungsgrad mit den Betriebsgewinnen (Rohgewinnen) variierte, und zwar soll seine Wachstumsrate stets etwa ein Drittel der Wachstumsrate der Rohgewinne betragen haben (diese Annahme ist willkürlich, aber einigermaßen plausibel, denn sie bedeutet, dass Auslastungsgrad und Gewinne im Durchschnitt synchron verlaufen, die Ausschläge der Gewinne aber doppelt so stark sind). Aus diesen Annahmen lässt sich folgende Bestimmungsgleichung für die Wachstumsrate der Beschäftigten ableiten:
(1) WR AP = WR Y/A
Das ist die Definition der ‚ wahren Arbeitsproduktivität, wobei WR = Wachstumsrate steht; AP = wahre Arbeitsproduktivität; A = tatsächlich geleistete Arbeitsstunden; B = Beschäftigte; Y = Fördermenge; = A/B = Auslastungsgrad; Q = Rohgewinne.
2) WR AP = WR Y – (WR B + WR )
Wenn nun WR AP != 0 und WR != 1/3 WR Q`
dann folgt
(3) WR B = WR Y – 1/3 WR Q.
Da WR und WRQ bei Waldthausen gegeben, kann mit Hilfe von (3) der Beschäftigtenzuwachs und damit auch die absolute Beschäftigtenzahl in den 1840er Jahren berechnet werden. Für die Jahre 1847-1850 ließen sich geschätzte und gegebene Zahlen vergleichen. Ihre relativ gute Übereinstimmung kann als gewisse Absicherung der Hypothesen gelten. Für die 1850er Jahre treffen meine Grundannahmen (vor allem WR AP != = 0) nicht mehr zu.
Mit Hilfe der geschätzten Beschäftigtenreihe rechnete ich die Lohnsummenangaben von Waldthausen in Jahreslöhne um und extrapolierte auf dieser Basis die Holtfrerichschen Lohndaten von 1850 bis 1840.
A 165:
Eine Reihe der Löhne pro Mann und Jahr (Tabelle A 159) stand als Ausgangspunkt der Berechnungen zur Verfügung; die übrigen erforderlichen Reihen mussten erst geschätzt werden. Die von Uhde vorgelegten Reihen der oberschlesischen Förderung und Arbeitsproduktivität erwiesen sich als verzerrt, da ein zu niedriger Umrechnungsfaktor für die Transformation von Raumtonnen in metrische Tonnen verwandt wurde (vgl. Uhde, K.: Die Produktions-Bedingungen des deutschen ... Steinkohlen-Bergbaues . ..‚ S. 54; die Berechnungen basieren auf den Angaben in ZfBHW). Und zwar unterschätzte Uhde sowohl die Fördermenge wie die Produktivität. Dasselbe gilt für die im Jahrbuch für die amtliche Statistik sowie von Reuss veröffentlichten Angaben der Fördermenge, in denen die bis 1854 erhobenen Aufmasse nicht berücksichtigt wurden. Ich sah eine Möglichkeit, hier weiterzukommen, indem ich die Betrachtung auf den schlesischen Steinkohlenbergbau insgesamt erweiterte. Zwar dürften die Löhne zwischen Ober- und Niederschlesien im Niveau differieren, doch erschien mir die Hypothese plausibel, dass Kennziffern wie L/Y möglicherweise eine zumindest sehr ähnliche Entwicklung in beiden Revieren zeigen müssten. Da es mir sowieso nicht auf die Feststellung des wahren Niveaus der Stücklöhne ankommen konnte, sondern auf die zuverlässige Ermittlung ihrer zeitlichen Entwicklung, dehnte ich die Untersuchung auf den schlesischen Steinkohlenbergbau überhaupt aus. Zunächst schätzte ich die Fördermenge. Ab 1855 konnte ich auf die oben kritisierte Reihe von Reuss zurückgreifen. Hinsichtlich der Jahre 1840-1854 unterstellte ich, dass bei den im Jahrbuch für die amtliche Statistik veröffentlichten Fördermengen der einzelnen preußischen Reviere (OBAB) nicht nur die schlesischen Zahlen wegen des fehlerhaften Umrechnungsmaßes verzerrt sind, sondern die Angaben für alle Reviere etwa in gleicher Weise. Davon ausgehend, berechnete ich auf der Basis der Revierstatistik im Jahrbuch den Anteil der schlesischen an der Steinkohlenförderung des ganzen preußischen Staats während der 1840er und 1850er Jahre. Er oszillierte bis 1860 um die 33-Prozent-Marke (später verringerte er sich auch nur geringfügig auf durchschnittlich 30 %). Diesen Prozentsatz bezog ich auf die Fördermenge des preußischen Staats nach Holtfrerich und erhielt so eine Produktionsreihe für den schlesischen Steinkohlenbergbau, die ich ab 1855 mit der Reihe nach Reuss verknüpfte. Die Beschäftigtenzahlen entnahm ich ab 1848 zunächst Viebahn, ab 1852 der ZfBHW. Aus der Beschäftigten- und der Produktionsreihe berechnete ich die Arbeitsproduktivität. Da die Beschäftigtenreihe erst 1848 einsetzt, musste ich für die Vorjahre eine Schätzung durchführen. Diese basiert auf den Produktivitätsangaben für die fiskalischen Steinkohlenbergwerke Königin Luise und König (nach Serlo). Aus den entsprechenden Teilreihen bildete ich einen ungewogenen Durchschnitt, von dem ich nicht annahm, dass seine Größe für den schlesischen Steinkohlenbergbau repräsentativ sei, möglicherweise aber seine Wachstumsraten. Mit deren Hilfe extrapolierte ich die ab 1848 vorliegende Reihe der Arbeitsproduktivität. Damit hatte ich die erforderlichen Daten, um durch Bildung des Quotienten aus Jahreslöhnen und Arbeitsproduktivität die Löhne pro Tonne Förderung zu berechnen.
A 180:
Ausgangspunkt waren Daten von Viebahn (1853-1857) und May (1861-1880). Beschäftigte hier: Arbeiter ohne Beamte. Für 1858-1860 liegen Zahlen vor (Statistisches Jahrbuch), die allerdings Steinkohlen- und Braunkohlenarbeiter und -beamte zusammenfassen. Da sich für den Zeitraum 1861-1866 ein relativ konstanter Anteil der Arbeiter im Steinkohlenbergbau an diesem Aggregat von etwa 72 % errechnen läßt, interpolierte ich für 1858-1860 auf der Basis der Angaben im Statistischen Jahrbuch mit diesem Satz. Für die Jahre 1850-1852 stehen keine Daten zur Verfügung, die einen sinnvollen Anhaltspunkt bieten könnten (die Wachstumsraten der Beschäftigten sind ab 1850 in Preußen stets viel höher als in Sachsen, können also nicht benutzt werden). Ich extrapolierte deshalb den Wert von 1853 mit einer konstanten Zuwachsrate von 3 % bis 1850 (das ist die Wachstumsrate der Jahre 1853-1855) Von 1849 bis 1840 rechnete ich dann mit den Zuwachsraten der Beschäftigten im preußischen Steinkohlenbergbau, da sich vor der entscheidenden Wachstumsphase des preußischen Bergbaus (in den 1850er Jahren) wohl ähnliche Wachstumsbedingungen für Sachsen und Preußen unterstellen lassen.
A 187:
Ich bildete zunächst einen Durchschnitt aus fünf Lohnreihen der Gießereiindustrie, die 1869 einsetzen. Einige längere Reihen (z.B. für die Hüttenwerke Ilsenburg, die Zinkhütten von Giesches Erben sowie die Burbacherhütte) wiesen Lücken auf, die ich linear interpolierte. Damit reduzierte ich die Zahl der zusammenzufassenden Reihen auf 8, die allerdings im Niveau sehr unterschiedlich sind und nicht dieselbe Länge aufweisen. Für diese 8 Reihen berechnete ich pro Jahr das ungewogene arithmetische Mittel. Von 1841 bis 1859 basiert der Durchschnitt auf nur zwei Lohnreihen, die allerdings beide selbst wieder Durchschnitte einer Vielzahl von Lohndaten darstellen und den Gesamtzeitraum überspannen (Krupp; Giesches Erben). Ab 1860 kommt eine dritte Reihe hinzu (Hüttenwerk Ilsenburg), ab 1865 eine vierte (Burbacherhütte), ab 1868 eine fünfte (Bochumer Verein) und ab 1869 eine sechste (die Zusammenfassung der Gießereilöhne); ab 1873 sind es dann alle genannten 8 Reihen. Immer wenn eine neue Reihe hinzukam, gab es einen Sprung, der linear interpoliert wurde. Ich hatte damit eine zwar vom Niveau her verzerrte, doch in der Verlaufsform einigermaßen repräsentative Grundreihe gewonnen. Um auch hinsichtlich des Niveaus zu einem besseren Ergebnis zu kommen, berechnete ich den ungewogenen Durchschnitt aus allen verfügbaren Lohndaten der Hüttenindustrie (also unter Berücksichtigung auch vereinzelter Informationen) für die Jahre 1874-1876, den ich mit der Grundreihe der Durchschnittslöhne bis 1840 zurück bzw. bis 1880 voraus extrapolierte.
A 190:
Ich bildete ein Sample von Hüttenwerken (Preußen!), die über längere Zeiträume Gewinndaten ausgewiesen haben. Das sind nur 4 Unternehmen: der Bochumer Verein, die Georgs-Marien-Hütte, der Hoerder Verein und der Phoenix, sämtlich Großbetriebe mit überdurchschnittlicher Kapitaldecke und einem Vorsprung auf dem Gebiet der Produktionstechnik. Allerdings ist die errechnete Reihe dennoch nicht untypisch, weil sie in dem Hoerder Verein ein langfristig florierendes, relativ vorsichtig wirtschaftendes Unternehmen enthält, mit dem Bochumer Verein ein zunächst schwach startendes, aber schon zu Beginn der 1860er Jahre saniertes, während der Phoenix ein überdimensioniertes Projekt der Gründerhausse der 1850er Jahre darstellt, das im Laufe der 1860er Jahre nur langsam gesundete. Die Georgs-Marien-Hütte schließlich dürfte als solides Unternehmen mit durchschnittlicher Ertragsentwicklung zu bezeichnen sein, das wegen seiner besonderen geographischen Lage (außerhalb der großen Industriereviere) Interesse verdient. Dennoch kann die als ungewichtetes Mittel berechnete Reihe der Bruttogewinne, die ich - um Mißverständnisse hinsichtlich des absoluten Niveaus zu vermeiden - in einen Index mit der Basis 1852 = 100 transformierte, nur grobe Hinweise auf die Gewinnentwicklung in der Hüttenindustrie vermitteln. Die Werte 1852/53 nur Hoerder Verein, 1854-1857 zuzüglich Bochumer Verein und Phoenix, ab 1858 einschließlich Georgs-Marien-Hütte.
A 249:
Ich schätzte einen Indikator der Maschinenbauproduktion auf Gewichtsbasis anhand des wichtigsten Grundstoffs, den die Maschinenbauindustrie verarbeitet: Gußwaren zweiter Schmelzung. Ausgangspunkt für diese Gußwaren-Reihe waren die Angaben im Statistischen Handbuch für das Deutsche Reich, die 1860 einsetzen. Ich extrapolierte sie bis 1840 auf der Basis der preußischen Gußwarenproduktion (nach Marchand), deren Anteil an der Zollvereinsproduktion von Gußwaren zweiter Schmelzung bei etwa 83 % bis 85 % lag (berechnet anhand der Angaben bei Sering). Um der Lagerhaltung Rechnung zu tragen, glättete ich diese verlängerte Gußwaren-Reihe durch Bildung gleitender 3-Jahres-Durchschnitte und versah die geglättete Reihe mit einem Lag von einem Jahr (Produktionszeit). Schließlich transformierte ich die Reihe in einen Index mit der Basis 1880 = 100, wodurch verdeutlicht wird, daß die absoluten Mengenangaben hier irrelevant sind. Ich halte dies Vorgehen für direkter und sicherer als das von Hoffmann, der die Hypothese einer konstanten Struktur der Nettoproduktionswerte aufstellt und dann die Maschinenbauproduktion anhand zweifelhafter Beschäftigten-, Lohn- und Preisdaten schätzt (vgl. Hoffmann, W. G., u. a.: Das Wachstum ...‚ S. 571-574).
A 254:
Die Hoffmannsche Schätzung der Bauproduktion setzt 1851 ein. Um sie bis 1840 extrapolieren zu können, bildete ich einen Index der Bauproduktion, der die Beschäftigtenzahlen im preußischen Baugewerbe (Schmoller, nach den Gewerbezählungen) kombiniert mit einigen verstreuten Zusatzinformationen. Schmoller liefert Daten für die Jahre 1840, 1843, 1846 und 1849, die unter Einbeziehung konjunkturrelevanter Aspekte zu interpolieren waren. Als solche Informationen verwertete ich den Altersaufbau des Brutto-Bauvermögens von 1840 bis 1852 im Gebiet der heutigen BRD (Kirner), die Hinweise auf Bauboom und -krise in Köln 1843-1846 (Koenigs) sowie die Bemerkungen zur Entwicklung der Baugewerbe in Leipzig (Vockert). Ich interpolierte deshalb die Schmoller-Daten nicht linear, sondern mit Rücksicht auf die Konjunktur leicht modifiziert. Diesem Unternehmen liegen folgen de Hypothesen zugrunde: a) Die Arbeitsproduktivität im Baugewerbe blieb während der 1840er Jahre konstant, was den Rekurs auf die Beschäftigtenzahlen rechtfertigt. b) Die preußische Entwicklung darf als repräsentativ für den Zollverein gelten. c) Es gibt keine widersprechenden Informationen zu dem konstruierten Reihenverlauf.
Das Ergebnis ist ein unsicherer Indikator, dessen Relevanz erst noch geprüft werden muß.
Bearbeitungshinweise
Datum der Archivierung: August 1988
Jahr der Online-Publikation: 1977
Bearbeiter in GESIS: Birgit Exner/Jürgen Sensch
Version:Version 1.0.0
Zugangsklasse: A
Jahr der Online-Publikation: 1977
Bearbeiter in GESIS: Birgit Exner/Jürgen Sensch
Version:Version 1.0.0
Zugangsklasse: A
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