Economische activiteit en rentevorming

Economische activiteit en
rentevorming
Een herleide-vorm-benadering

Het beoefenen van macro-economie met herleide-vorm-vergelijkingen zonder een
daaraan ten grondslag liggend model wordt wel afgedaan als hersenloos ge cijfer. In dit
artikel worden de voor- en nadelen van deze methode besproken aan de hand van twee
toepassingen op Nederlandse data. De auteurs concluderen dat de benadering een
efficiënt instrument is om globale samenhangen in kaart te brengen. Als de keuze van de
exogene variabelen en de steekproefperiode met theoretische argumenten wordt
verantwoord en geavanceerde technieken worden gebruikt om de richting van de
causaliteit binnen de te toetsen relaties te bepalen hoeft geenszins sprake te zijn van
inhoudelijk armoedige economiebeoefening.

DR. H.G. VAN GEMERT – DRS. H.J.A.P. DONDERS
DRS. H.J.W.M. PETERS*

Inleiding en probleemstelling
De produktie en de lange rente zijn twee kernvariabelen
in de macro-economische
analyse. In de keynesiaanse
IS/LM/BP-modellen
worden beide variabelen simultaan
verklaard aan de hand van een aantal gedragsvergelijkingen met betrekking tot de bestedingsneiging,
de liquiditeitsvoorkeur en het beleggingsgedrag van de economische subjecten enerzijds en de budgettaire en monetaire
politiek anderzijds. Een dergelijk model, gebaseerd op de
vraag- en aanbodrelaties van in het eenvoudigste geval
twee markten, wordt een structuurmodel genoemd.
De omvang van zo’n structuurmodel is in principe onbegrensd. In de naoorlogse praktijk valt dan ook waar te nemen dat de op keynesiaanse leest geschoeide modellen,
in wisselwerking met de voortgang van de economische
theorie en de verandering van de economische omgeving,
steeds verder zijn uitgebreid. Waar dit type model veel gebruikt wordt in het kader van de beleidsvoorbereiding
is de
overheidssector, zowel in zijn allocatieve als in zijn distributieve functie, nader gespecificeerd. Waar de omvang en
betekenis van financiële markten sterk is toegenomen, zijn
inzichten uit de moderne vermogenstheorie
geïncorporeerd. Daarnaast is vooral ten behoeve van de middellange-termijnanalyse een synthese nagestreefd met het neoklassieke denken, met name door de introductie van loonen prijsvergelijkingen
en capaciteitsrestricties.
Modellen
met enkele honderden vergelijkingen zijn thans geen uitzondering meer1.
Naast het structuurmodel, gericht op een gedetailleerde
beschrijving van het economisch proces, staat de (semi-)-

896

herleide-vorm-benadering:
een bewust tot enkele kernvariabelen gereduceerde hypothese met betrekking tot de
werking van een bepaalde markt of segment van de economie. In deze benadering, die vooral door de monetaire
macro-economie
naar voren is gebracht en gepropageerd2, wordt ervan uitgegaan dat de werkelijkheid dermate complex is dat deze met een structuurmodel niet adequaat kan worden beschreven. Om die reden richt de analyse zich rechtstreeks op het waargenomen eindresultaat
zonder dat alle onderliggende verbanden expliciet worden
gespecificeerd. De methode is fundamenteel empirisch.
De realisaties van de te verklaren variabele worden direct
in verband gebracht met die van een of meer (semi-)exogenen. Deze onafhankelijken worden geselecteerd op basis van inzichten uit de theorie in combinatie met bevindingen van eerder empirisch onderzoek.
In dit artikel wordt aandacht gevraagd voor de herleide
vorm als instrument van economisch onderzoek. In concreto komen achtereenvolgens twee toepassingen voor Nederland aan de orde, te weten:
• Dit artikel is ontstaan naar aanleiding van twee afstudeerwerkstukken, beide geschreven bij de sectie Geld-,Krediet- en Bankwezen van de Katholieke Universiteit Brabant, onder begeleiding
van de eerstgenoemde auteur, universitair hoofddocent bij voornoemde sectie. Het betreft hier H. Donders, Macro-perspectiefvan
de rente, juni 1988, en H. Peters, De St. Louis- vergelijking toegepast op Nederland, november 1987. De laatste auteur is beleidsmedewerker bij Pierson, Heldring & Pierson.
1. Zie F.A.G. den Butter, Model en theorie in de macro-economie,
Leiden/Antwerpen,
1987, tabel 2.1.
2. Voor een toepassing in de reële economie zie H.G. van Gemert,
Structural change in OECD-countries:
a normal pattern analysis,
De Economist, jg. 135, 1987, nr. 1.

–

het vraagstuk van de conjunctuurbeweging
en de stabilisatiepolitiek. Wat is de relatieve betekenis van de geldhoeveelheid en de autonome bestedingen voor de economische activiteit?
– het vraagstuk van de rentevorming op de kapitaalmarkt.
In hoeverre hangt de uitkomst van dit marktproces samen met de factoren risico en onzekerheid?
In beide gevallen wordt, na een korte bespreking van de
ontstaansgeschiedenis
van het probleem, een basisvergelijking geschat en een gevoeligheidsanalyse
verricht. Daarnaast wordt aan de hand van deze twee empirische exercities in de slotparagraaf van het artikel een oordeel gegeven over de verdienste van de methode en de betekenis
van de bevindingen.

Inkomensfluctuaties, geld en bestedingen
Het naoorlogse stabilisatiedebat speelt zich theoretisch
gezien grotendeels af rondom de vraag, of en in hoeverre
fluctuaties in de economische activiteit veroorzaakt worden
door schokken in de autonome bestedingen dan wel door
schokken in het autonome geldaanbod. Van oudsherre bedienen monetaristen zich in dit debat van herleide-vormmodellen3.
Friedman en Schwartz baseren hun historische analyse
van monetaire ontwikkelingen in de Verenigde Staten en
later ook het Verenigd Koninkrijk op lange tijdreeksen,
waarbij een rechtstreeks verband wordt gelegd tussen de
geldhoeveelheid en de conjunctuurbeweging.
Friedman en
Meiselmann vergelijken een bestedingsmultiplier
en een
geldmultiplier, die beide zijn verkregen door een directe en
enkelvoudige regressie van de consumptie op een keynesiaanse respectievelijk een monetaristische onafhankelijke. Andersen en Jordan confronteren in hun befaamde
St.Louis-vergelijking de geleidelijke invloed van monetaire
en budgettaire exogenen op het nominale inkomen in één
schattingsrelatie. Met name deze laatste studie heeft tot
een stroom van empirisch en methodologisch vervolgonderzoek aanleiding gegeven4.
Eveneens vanaf het begin hebben keynesianen als Modigliani en Blinder zich verzet tegen de herleide-vorm-aanpak van de monetaristen. In de eerste plaats is er hun methodologische kritiek, die zich vooral richt op de specificatie van de regressievergelijking,
de endogeniteit van het
beleid, de onderlinge afhankelijkheid van de verklarende
variabelen en het ontbreken van andere belangrijke determinanten voor de economische activiteit op korte termijn.
Daarnaast staat hun meer principiële bezwaar, dat modellen bestaande uit slechts één vergelijking veel te simpel
zijn om welke theorie dan ook adequaat te kunnen representeren.
Tegen het verwijt van een te grote simplificatie weten de
monetaristen zich goed te verweren. Zij stellen dat de werkelijkheid veel te ingewikkeld is om met welk structuurmodel dan ook te kunnen worden benaderd. Door een herleide vorm te gebruiken wordt aan alle mogelijke transmissiekanalen, bekend of onbekend, recht gedaan, iets wat in een
structurele benadering is uitgesloten.
Ten aanzien van de methododologische
kritiek is als
grootste bezwaar overeind gebleven dat de verklarende
variabelen institutioneel en beleidstechnisch
mede bepaald worden door de algemeen-economische
situatie. Zij
voldoen daarmee niet aan het statistisch noodzakelijke
exogeniteitscriteriu m.
Gaande het debat is een deel van de oorspronkelijke tegenstelling overigens verdwenen. Monetaristen zijn ertoe
overgegaan om hun ‘black box’ nader te specificeren in
kleine structuurmodellen. Keynesianen zijn meer aandacht

ESB 28-9-1988

gaan schenken aan het belang van monetaire variabelen
bij de afloop van het economisch proces. De herleide vorm
heeft een eigen plaats gekregen als instrument van economische analyse en wordt in de jaren zeventig en tachtig bij
5
voorbeeld ook door nieuw-klassieken gehanteerd .
Toepassing op Nederland
In de loop van de tijd is de St. Louis-vergelijking ook enkele malen toegepast op Nederland. Kuné onderzoekt de
relatie voor de periode 1959-1967 6. Zij n resu ltaten houden
in dat de ontwikkeling van de nationale bestedingen wel
enige samenhang vertoont met de groei van de liquiditeitenmassa, maar niet met het verloop van de overheidsuit7
gaven. Den Butter verkrijgt afwijkende resultaten . Op basis van zijn onderzoek over de periode 1962- 1976 brengt
hij naar voren dat het nationaal inkomen positief beïnvloed
wordt door de budgettaire impulsen, maar dat er slechts
weinig invloed uitgaat van de monetaire impulsen. De vertragingsstructuur
in zijn regressies is echter veel minder
plausibel dan bij Kuné. Fase analyseert de periode 19571985 in twee subperioden en hanteert daarbij een transfermodel8. Hij concludeert dat de monetaire invloed groter en
duurzamer is dan die van de rijksbegroting.
Een ander, in het kader van een voor Nederland te verrichten empirisch onderzoek eveneens interessant artikel
is dat van Batten en Hafer9. In dit artikel worden schattingen van de St. Louis-vergelijking voor een zestal landen
gepubliceerd, waarbij expliciet wordt ingegaan op de problematiek van een open economie. De auteurs doen recht
aan de invloed op de economische activiteit vanuit het buitenland door de introductie van de export als een extra regressor. Deze autonoom veronderstelde variabele wordt
op identieke wijze meegenomen als de indicatoren voor het
monetaire en het bugettaire beleid. Het cumulatieve effect
van de export op het bruto nationaal produkt blijkt voor vier
10
van de zes landen statistisch significant .
Door ons is de St.Louis-vergelijking geschat op een wijze die qua onderzoekstechniek
aansluit bij de studie van
Kuné, maar waarbij tevens het door Batten en Hafer aangedragen inzicht wordt overgenomen. In concreto ziet de
regressievergelijking
er als volgt uit:
644

Y(t) = a + i~ ~(i). M(t-i) +

!o Y (i),. B(t-i) + !o ö(i) . E(t-i) + Il(t)

3. Voor een goede bespreking van de drie thans te noemen empirische studies uit de jaren zestig zie G.E.J. Dennis, Monetary
economics, Londen/New York, 1987, hfst. 6.
4. Voor een recent overzicht raadplege men de bijdragen van
McCalium en van Brunner in: R.W. Hafer, The monetary versus
fisca/ debate, Totowa N.J., 1986. Vermeldenswaard
is ook The
Federal Reserve Bank of St.Louis, Review 68/8, St. Louis, 1986,
een uitgave die vanwege het overlijden van Andersen geheel is
gewijd aan de’geschiedenis
van de St.Louis-benadering.
In Nederland zijn de ervaringen met de vergelijking onlangs besproken
door M.M.G. Fase, Geld en inkomen: een macro-economisch debat van 25 jaar, in: HW.J. Bosman en J. C. Brezet (red.), Sparen
en investeren, geld en banken, Leiden/Antwerpen,
1987.
5. Zie b.v. R.J. Barro, Money, expectations and business cyc/es,
New York, 1981, hfst 5.
6. J.B. Kuné, De invloed van monetaire en budgettaire politiek op
de bestedingen: De St. Louis-methode toegepast voor Nederland,
Maandschrift Economie, jg. 37,1972, nr. 1.
7. F.A.G. den Butter, An empirica/ ana/ysis of Dutch monetarism,
paper ten behoeve van de European Meeting of the Econometrie
Society, Athene, 1979.
8. Fase, op. cit.
9. D.S. Batten en R.W. Hafer, The relative impact of monetary and
fiscal aetions on economie activity: a cross-country comparison,
Federa/ Reserve Bank of St. Louis, jg. 65, 1983, nr. 1.
10. De in het onderzoek betrokken landen zijn Canada, Frankrijk,
West-Duitsland, Japan, Engeland en de Verenigde Staten. Alleen
voor Japan en de Verenigde Staten wordt een t-waarde kleiner
dan twee gevonden. Overigens zij vermeld dat ook Fase, op. cit.,
met buitenlandse impulsen op de nationale economie rekening
houdt en wel door de toevoeging van de wereldhandel.

897

waarin:
Y = de
M = de
B = de
E = de
1.1 = de

m

mutatie van de
mutatie van de
mutatie van de
mutatie van de
storingsterm.

bruto nationale bestedingen;
binnenlandse liquiditeitenmassa;
overheidsbestedingen;
totale export;

111

Tabel 1. De St. Louis-vergelijking
Regressor

In zijn algemeenheid bevestigen bovenstaande bevindingen de alternatieve hypothese van Andersen en Jordan:
in vergelijking met het budgettaire beleid is de invloed van
het monetaire beleid groter, beter voorspelbaar en sneller.
De monetaire multiplier is gelijk aan die welke Fase verkreeg met zijn transfermodel; ook de budget- en de exportelasticiteit zijn ~oed vergelijkbaar, zij het dat beide bij ons
lager uitvallen 1 .
Bij ons resultaat passen ondanks deze gelijkenis enige
relativerende opmerkingen. In de eerste plaats is geen onderzoek gedaan naar de mate waarin bij de timing en dosering van het monetaire en het budgettaire beleid is geanticipeerd op een verwachte conjunctuurbeweging.
Met
name wanneer de effectiviteit van beide instrumenten verschillend zou zijn geweest, betekent dit dat onze schattin-

898

Gevoeligheidsanalyse
basisvgl.
basisvgl.
excl. export
1959111- 1984/1V

-0,01

(1,0)

0,01

(0,8)

-0,00

(-0,3)

M(t)
M(t-1)
M(t-2)
M(t-3)
M(t-4)
M(t-5)
M(t-6)
SOM

0,08
0,13
0,16
0,16
0,15
0,12
0,07
0,86

(1,1)
(1,5)
(2,1)
(2,9)
(2,3)
(1,5)
(1,0)
(2,9)

0,03
0,06
0,08
0,09
0,09
0,08
0,05
0,47

(0,6)
(0,9)
(1,4)
(2,0)
(1,7)
(1,2)
(0,9)
(2,0)

0,05
0,09
0,13
0,14
0,14
0,12
0,07
0,75

(0,7)
(1,1)
(1,7)
(2,4)
(2,1)
(1,5)
(1,1)
(2,4)

B(t)
B(t-1)
B(t-2)
B(t-3)
B(t-4)
SOM

0,01
0,01
0,02
0,02
0,01
0,06

(0,4)
(0,8)
(1,1)
(1,0)
(0,8)
(1,1)

0,02
0,02
0,03
0,02
0,01
0,10

(1,1)
(1,4)
(1,6)
(1,2)
(0,1)
(1,6)

-0,00
0,01
0,02
0,02
0,02
0,06

(-0,1)
(0,3)
(1,1)
(1,4)
(1,4)
(1,1)

E(t)
E(t-1 )
E(t-2)
E(t-3)
E(t-4)
SOM

0,10
0,10
0,04
-0,03
-0,06
0,14

(2,7)
(2,5)
(1,1)
(-0,8)
(-1,5)
(1,1)

0,10
0,10
0,05
-0,02
-0,05
0,18

(2,7)
(2,6)
(1,5)
(-0,4)
(-1,2)
(1,5)

Constante

De regressiecoëfficiënten
a, 1), y en ö zijn berekend met
de methode van gewone kleinste kwadraten op voor seizoensinvloeden gecorrigeerde kwartaaldata, ontleend aan
De Nederlandsche Bank 11. De lengte van de vertraging is
a priori vastgesteld op zes kwartalen voor de monetaire en
vier kwartalen voor zowel de budgettaire als de buitenlandse variabele 12. Bij de bepaling van de gewichten van de
vertraagde regressoren is gebruik gemaakt van de Almonmethode. Daarbij is uitgegaan van een derdegraads polynoom met een begin- en eindpuntrestrictie. Ter vermijding
van heteroskedasticiteit luiden alle variabelen in relatieve
groeivoeten (perunen ten opzichte van het vorige kwartaal). De steekproefperiode
is 1974/1-1984/IV. De keuze
van het beginpunt sluit aan bij de verandering van het economisch klimaat die kort tevoren was aangevangen. Het
eindpunt is het laatste kwartaal waarvoor DNB seizoensgecorrigeerde data heeft gepubliceerd.
De resultaten van de schatting van de basisvergelijking
en een tweetal varianten daarop zijn samengevat in tabel
1. Van boven naar beneden toont deze tabel de waarde
van de constante term, het verloop en de uiteindelijke waarde van respectievelijk de monetaire, de budgettaire en de
export-multiplier, de verklaringskracht van de vergelijking
als geheel en een toets op autocorrelatie. Tussen haakjes
wordt melding gemaakt van de bij de verschillende regressiecoëfficiënten behorende t-waarden.
De schatting van de basisvergelijking geeft aanleiding
tot de volgende conclusies:
– de verklaringskracht van het model lijkt op zich vrij laag,
maar is aanmerkelijk hoger dan Kuné destijds vond bij
regressies zonder exportvariabele en voorts vergelijkbaar met wat Batten en Hafer verkregen voor WestDuitsland en Japan. De OW-toets geeft geen aanleiding
om te corrigeren voor mogelijke autocorrelatie;
– er bestaat een duidelijke correlatie tussen de ontwikkeling van de liquiditeitenmassa en de nationale bestedingen. De lange-termijnelasticiteit
bedraagt 0,86 en is significant. De grootste invloed doet zich voor in het tweede, derde en vierde kwartaal nadat de impuls is gegeven;
– er kan geen verband gevonden worden tussen het verloop van de budgettaire variabele en de nationale bestedingen;
– de ontwikkeling van de export heeft een sterke invloed
op de economische activiteit, die zich concentreert in de
eerste twee kwartalen. Later treedt er enige verdringing
op.

Basisvergelijking

toegepast op Nederland

R2/R2
OW

0,23/0,34
2,09

0,1010,16
2,06

0,13/0,21
1,91

gen een vertekend beeld geven. We raken hier het befaamde causaliteitsprobleem.
In de tweede plaats blijkt uit de eveneens in tabel 1 gepresenteerde gevoeligheidsanalyse,
dat de schattingsresultaten enigszins veranderen als de steekproefperiode
wordt verlengd. In het bijzonder valt op dat de waarde van
de geldmultiplier in dat geval afneemt tot circa 0,5. Bovendien daalt de verklaringskracht tot een weinig bevredigend
niveau. Dit laatste gebeurt ook wanneer de exportvariabele wordt geëlimineerd. Al met al lijkt het niet verstandig om
voorbij te gaan aan de verandering van de economische
omgeving in 1973/IV, noch aan het open karakter van de
Nederlandse economie.

De lange rente, risico en onzekerheid
Ook bij het modelleren van de rentevorming wordt in de
literatuur regelmatig gebruik gemaakt van een (semi-)herleide-vorm-benadering.
De prijs van een financieel actief
volgt dan niet impliciet uit de confrontatie van afzonderlijk
gespecificeerde vraag- en aanbod relaties, maar wordt ex- .
pliciet gerelateerd aan een verzameling gepredetermineerde variabelen. Nu eens gaat men daarbij pragmatisch te
werk en bestaat deze set uit enkele dominant geachte
marktkrachten, zoals de rente in het buitenland of het financieringstekort van de overheid. Dan weer wordt gepoogd

11. DNB, Monetaire en financiële jaar- en kwartaalreeksen
19571983, Amsterdam, 1985, aangevuld met behulp van Kwartaalbericht, 1986, nr. 3 en DNB, Confrontatie van middelen en bestedingen 1957-1984, Amsterdam, 1986.
12. Een langere vertraging voor de monetaire variabele is acceptabel tegen de achtergrond van het feit dat het overheidsbudget
en de export een meer directe invloed op de nationale bestedingen uitoefenen dan de geldhoeveelheid.
13. Hierbij zij opgemerkt dat Fase de budgettaire impuls benaderd
met de rijksuitgaven op kasbasis.

om een aantal in de theorie als fundamenteel aangemerkte exogenen te selecteren, hetgeen neerkomt op een
kwantificering van de factoren risico en onzekerheid.
De oorsprong van de fundamentele herleide-vorm-benadering kan gevonden worden in de theorie van de termijnstructuur, die is gebaseerd op de pure verwachtingshypothese14. In deze visie is het rendement op een financieel actief met een looptijd van n perioden gelijk aan het
gemiddeld verwacht rendement op een serie van n financiële activa met elk een looptijd van één jaar. De verwachte ontwikkeling van de korte rente wordt daarbij veelal voorspeld aan de hand van zijn verloop in het verleden. Maar
daarnaast treft men ook andere regressoren aan, zoals een
proxy voor de verwachte inflatie.
Op de termijnstructuur-aanpak
is vooral kritiek geleverd
door de stroming die de efficiënte marktwerking benadrukt15. De concurrerende hypothese luidt dat nieuwe informatie onmiddellijk en volledig in de prijsvorming op een
financiële markt wordt meegenomen. Een rentefunctie die
gebruik maakt van de pure verwachtingshypothese,
heeft
dan twee bezwaren. Allereerst wordt bij de voorspelde rentemutatie een beroep gedaan op informatie die reeds in het
verleden beschikbaar was. Het tweede nadeel houdt in dat
voorbij wordt gegaan aan de verwachtingen van het publiek
met betrekking tot het toekomstige beleid.
De hypothese van de efficiënte markt geeft een nieuwe
impuls aan de herleide-vorm-benadering
van de rente.
Nieuws, onzekerheid en rationele verwachtingen worden
de nieuwe sleutelbegrippen. Diverse auteurs gaan er toe
over om expliciet met risicofactoren rekening te houden. In
het bijzonder noemen we hier de studie van Makin, omdat
deze de basis vormt voor ons eigen onderzoek 16. Makin
publiceert een specificatie van de nominale rente met als
verklarende variabelen de verwachte inflatie, de onverwachte geldgroei en de inflatie-onzekerheid.
Daarbij wordt
een theoretisch structuurmodel geformuleerd, waarmee de
aan de schattingsrelatie ten grondslag liggende keuzes
kunnen worden verantwoord. De variabiliteit van de reële
rente volgt uit een eenvoudig IS/LM-model, waarin de inflatie-onzekerheid
zowel het aanbod als de vraag naar
leenfondsen negatief beïnvloedt en waarin de onverwachte geldgroei een reëel inkomenseffect genereert. De onverwachte geldgroei geeft vervolgens ook aanleiding tot een
prijsverwachtingseffect.
De verwachte inflatie en de verwachte reële rente bepalen gezamenlijk in een Fisher-vergelijking de nominale rentevoet.
Evenals in het stabilisatiedebat wordt ook bij het modelleren van de rentevorming de herleide-vorm-aanpak
door
verschillende auteurs bekritiseerd. Friedman en Rol~ op1
teren om twee redenen voor de structurele aanpak . Anders dan bij de herleide vorm is het bij deze methode mogelijk om gebruik te maken van de moderne portefeuilletheorie en de restricties die deze aan de rentevorming oplegt, terwijl daarnaast alternatieve gedragsveronderstellingen relatief eenvoudig kunnen worden onderzocht. Niettemin, ook het herleide-vorm-model
heeft zijn verdiensten,
met name wanneer het gaat om het verkrijgen van generale samenhangen en het testen van nieuwe theoretische
inzichten.

gressoren gebruik gemaakt van buitenlandse (lees Westduitse) data. Dit laatste impliceert een erkenning van onze
monetaire afhankelijkheid en is tevens een alternatief voor
het simpelweg relateren van de Nederlandse rente aan de
Westduitse. In concreto ziet de regressievergelijking er als
volgt uit:
r(t) = a. + ~ . P(t) + y . M(t) + Ö . I(t) + f.l(t)
waarin:
r = het rendement op langlopende overheidsobligaties;
P = de inflatieverwachting, hier benaderd door de feitelijke
mutatie van het consumptiejrijspeil
in Nederland respectievelijk West-Duitsland1
;
M = de onverwachte geldgroei, hier benaderd door de feitelijke mutatie van de primaire liquiditeitenmassa in Nederland respectievelijk West-Duitsland19;
= de inflatie-onzekerheid,
berèkend uit de prijsvooruit2o
zichten van het publiek in Nederland ;
f.l = de storingsterm;
Alle kwartaaldata, behalve die voor I, zijn ontleend aan
de OESO-publikatie Main Economie Indicators. De inflatieonzekerheid is berekend uit de Sociale Maandstatistiek
van het CBS. De empirische resultaten zijn tot stand gekomen met behulp van de methode van de gewone kleinste
kwadraten. Waar sprake bleek van een positieve autocorrelatie in de residuen is een Cochrane-Orcutt-transformatie toegepast. Waar dit geen resultaat opleverde zijn ‘maximum likelihood estimates’ gemaakt. De steekproefperiode
is 1980/1-19871111. De resultaten van de schattingen zijn samengevat in tabel 2, die dezelfde opzet heeft als tabel 1.
De schatting van de twee basisvergelijkingen geeft aanleiding tot de volgende conclusies:
met betrekking tot de significantie en de verklaringskracht zijn de uitkomsten van beide varianten bevredigend te noemen. Het verschil in de constante term duidt
er op dat de set van binnenlandse respectievelijk buitenlandse regressoren ieder op zijn eigen wijze inhoud geeft
aan de verklaring van de lange rente in Nederland;

14. Zie M. Feldstein en O. Eckstein, The fundamental determinants of the interest rates, Review of Economics and Statistics, jg.
52, 1970, nr. 4. De auteurs laten zien hoe in de Amerikaanse modeltraditie de termijnstructuurvergelijking
een veel gehanteerde
herleide vorm werd bij het verklaren van het rendement op bedrijfsobligaties. Voor een gedegen beschrijving van zowel de theoretische als de empirische aspecten van de termijnstructuur-benadering zij verwezen naar C.A.E. Goodhart, Money, information
and uncertainty, Londen, 1975, hfst. 4.
15. Zie b.v. F.S. Mishkin, Efficient markets theory: implications for
monetary policy, Brookings papers on economie activity nr. 3,
Washington, 1978.
16. J.Makin, Real interest rates, money surprises, anticipated inflation and fiscal deficits, Review of Economics and Statistics, jg.
65, 1983, nr. 3. In Nederland heeft met name Bomhoff de efficiënte-markthypothese
empirisch inhoud gegeven. Zie E.J. Bomhoff,
Monetary uncertainty, Amsterdam, 1983, in het bijzonder hfst. 5.
Voor een overzicht van de Nederlandstalige
literatuur zij verwezen naar P.D. van Loo, De hoogte van de kapitaalmarktrente,
Maandschrift Economie, jg. 48, 1984, nr.2.
17. B.M. Friedman en V.V. Roley, Modelsof long-term interest rate
determination, The Journalof Portfolio Management, jg. 6, 1980,

Toepassing op Nederland

nr. 3.

Door ons zijn herleide-vorm-schattingen
gemaakt met
betrekking tot het verloop van de kapitaalmarktrente in Nederland in de jaren tachtig. De functionele vorm van de regressievergelijking is ontleend aan Makin, maar de variabelen zijn om praktische redenen anders gedefinieerd. Er
worden twee basisvergelijkingen
bezien. Het verschil tussen beide betreft de afkomst van de onafhankelijken. In het
‘binnenlandse model’ wordt de Nederlandse rente verklaard met behulp van Nederlandse exogenen. In het
‘semi-buitenlandse
model’ wordt bij twee van de drie re-

18. Deze mutatie is gedefinieerd als de procentuele groeivoet ten
opzichte van vier kwartalen terug. Een minder ruwe manier om de
inflatieverwachting
respectievelijk de onverwachte geldgroei te
benaderen is onderwerp van nadere studie.
19. Zie voetnoot 18.
20. In de CBS-enquête naar consumentenhoudingen
wordt onder
andere de vraag gesteld of men voor de komende twaalf maanden een sterke re , een gelijke of een geringere prijsstijging verwacht dan tot nu toe. Door aan deze drie klassen de waarden 3,2
en 1 toe te kennen wordt een frequentieverdeling
verkregen. De
variabele I is nu gedefinieerd als de steekproefvariantie
behorend
bij deze frequentieverdeling.

ESB 28-9-1988

899

– de prijsvariabele heeft het verwachte teken. Een toename van de (verwachte) inflatie heeft een renteverhogend
effect. Per oio-punt inflatieversnelling stijgt de rente in het
eerste kwartaal met 0,2 respectievelijk 0,35 oio-punt;
– een toename van de (onverwachte) geldgroei heeft op
zich zelf beschouwd een rentedrukkend effect. In termen
van het Makin-model bevestigt dit zijn veronderstelling
dat de toename van de geld hoeveelheid en het inkomen
per saldo leiden tot meer besparingen;
– de invloed van de inflatie-onzekerheid is negatief. Theoretisch gezien is het verwachte teken niet eenduidig bepaald, omdat vooraf niet bekend is, of de verschuiving
van de vraagschaal dan wel die van de aanbodschaal
domineert. Indien we met Makin aannemen dat beide
curves naar links verschuiven bij een toename van de
inflatie-onzekerheid, kan worden geconcludeerd dat de
invloed op de vraag naar leenfondsen relatief het grootst
is geweest.
Evenals bij het inkomensmodel is ook bij het rentemodel een enkele kanttekening op zijn plaats. Dit op grond
van de eveneens in tabel 2 gepresenteerde gevoeligheidsanalyse, die hier betrekking heeft op de stabiliteit van de
gevonden verbanden. Bij het binnenlandse model blijkt de
keuze van de steekproefperiode van cruciaal belang. Een
regressie over de periode 1976111-1987/111
levert een nietsignificante coëfficiënt op voor de liquiditeitsvariabele, tenzij de prijsvariabele wordt vertraagd, hetgeen echter be~
schouwd moet worden als een ad hoc oplossing. Bovendien daalt in beide gevallen de verklaringkracht aanzienlijk.
Het buitenlandse model lijdt niet aan dit euvel en kan
daarmee dienst doen bij een beoordeling van de veranderlijkheid van de coëfficienten in de loop van de tijd. De invloed van de monetaire variabele blijkt dan opvallend stabiel. De betekenis van de prijsvariabele neemt echter flink
toe, terwijl ten aanzien van de onzekerheidsvariabele
zelfs
sprake is van een tekenwisseling. Kennelijk is het rentemodel conditioneel op de vraag of de steekproefperiode er een
was met een sterk inflatoir klimaat, zoals in de tweede helft
van de jaren zeventig, dan wel een met een afnemende inflatieverwachting, maar toenemende onzekerheid, zoals in
de jaren tachtig. Opnieuw blijkt een goede onderbouwing
bij de keuze van de te beschrijven periode erg belangrijk.

Tabel2. Een binnenlands (A) en een semi-buitenlands
rentemodel voor Nederland

(B)

Regressor

Basisvergelijking
A
B

Constante

12,5
(9,6)

7,3
(5,9)

1,5
(5,7)

2,5
(4,8)

5,5
(4,5)

P

0,20
(2,1)

0,35
(2,2)

0,39
(3,9)

0,47
(3,5)

0,68
(4,9)

-0,14
(-3,4)

-0,12
(-2,3)

0,04
(0,8)

-0,18
(-3,0)

-0,11
(-2,0)

-4,09
(-4,3)

-2,4
(-2,0)

1,6
(2,2)

1,8
(1,7)

1,5
(2,0)

M

FF
DW
Schattingstechniek

0,89
1,86

alS

Gevoeligheidsanalyse
Aa
Aa,b
Ba

0,82
1,81

alS/CO

0,27
1,68

alS/CO

0,26
1,62

alS/CO

0,64
1,94

Evaluatie
Tegenstanders
van de (semi-)herleide-vorm-benadering wijzen er vaak op dat de methode weinig of geen inzicht geeft in de aard en de samenhang van het onderliggende economisch proces, onnauwkeurige voorspellingen
oplevert en weinig recht doet aan het gedrag van marktpartijen en de institutionele achtergrond. In beginsel is dit juist,
al levert de interpretatie en de voorspelkwaliteit van structuurmodellen ook nog wel eens moeilijkheden op.
In dit artikel is geïllustreerd dat er tegenover dit nadeel
een belangrijk voordeel staat. Nieuwe of alternatieve hypothesen kunnen direct en relatief eenvoudig worden getoetst, zonder dat er impliciete restricties worden opgelegd
en zonder dat de onderliggende structuur al geheel bekend
is. De theorie biedt over het algemeen voldoende houvast
voor een verantwoorde selectie van de exogenen. Door
middel van een gevoeligheidsanalyse
is het bovendien mogelijk de stabiliteit van de onderzochte relaties aan nadere
inspecties te onderwerpen. Ook de voor beide modellen
van belang zijnde causaliteitsvraag kan tegenwoordig met
geavanceerde
technieken
worden getoetst. Herleidevorm-experimenten
hebben naar onze smaak bewezen
een bijdrage te kunnen leveren aan de ontwikkeling van
het economisch inzicht. Zij hebben ook impulsen gegeven
aan de verfijning van de structuurmodellen.
De beide methodes zijn met andere woorden complementair:
ieder
heeft zijn eigen verdienste.
Tegen deze achtergrond kunnen de bevindingen van
ons onderzoek als volgt worden samengevat:
– bij het verklaren van de fluctuaties in de economische
activiteit over de periode na 1973 kan een verband gevonden worden met de groei van de geldhoeveelheid en
de groei van de export. De ontwikkeling van het overheidsbudget levert geen significante bijdrage. De verklaringskracht van de op Nederland toegepaste St. Louisvergelijking is gering;
– bij het verklaren van de Nederlandse kapitaalmarktrente in de jaren tachtig is het mogelijk om een statistisch
en theoretisch bevredigend verband te vinden met enkele fundamentele determinanten. Bij de selectie van de
verklarende
variabelen
vormen buitenlandse,
lees
Westduitse, data een aantrekkelijk alternatief voor binnenlandse data;
– in beide exercities blijken de onderzoeksresultaten
gevoelig voor de gekozen steekproefperiode.
Deze dient
zorgvuldig gekozen te worden, liefst op basis van een a
priori inzicht in de ontwikkeling van de algemeen-economische omgeving. Het is niet zinvol om te zoeken naar
universele, dat wil zeggen tijd- en institutie-loze elasticiteiten. In dit artikel is het beginpunt van de analyse gelegd bij 1974/1 voor het inkomensmodel en 1980/1 voor
het rentemodel;
– de herleide vorm is een efficiënt instrument om globale,
fundamenteel
empirische samenhangen
in kaart te
brengen. Bij het interpreteren van de gevonden relaties
is de theorie onmisbaar. De keuze van de exogenen
dient dan ook vooraf met behulp van deze theorie te worden verantwoord. Bij de twee in dit artikel behandelde
modellen is dit gebeurd door een beroep te doen op het
IS/LM-model.

lllII

b

VI

v;
Ir
c;

o

d

o

v;
((
rr

te

d
d
b

a
n.

K

Si

h.
(c
h,
d
g,

SI

d
zi

D

Henk van Gemert

Henri Donders
Hans Peters

MlE

a. Steekproetperiode 1976/11-1987/111.
b. Prijsvariabele vier kwartalen vertraagd.

900

E