De inter-oculaire test
Aute ur(s ):
Koedijk, C.G. (auteur)
Kremers, J.J.M. (auteur)
Resp. LIFE Maastricht; OCFEB Rotterdam en Ministerie van Financiën, AFEP. Op persoonlijke titel.
Ve rs che ne n in:
ESB, 81e jaargang, nr. 4084, pagina 994, 4 december 1996 (datum)
Rubrie k :
Naschrift
Tre fw oord(e n):
regulering, marktw erking, regulering
Steeds breder groeit het besef dat instituties en de kwaliteit van micro-economisch beleid relevant zijn voor de economische prestaties
van een land 1. Loonmatiging alleen is niet genoeg, en fine-tuning van het financieringstekort (meer dan het laten werken van
automatische stabilisatoren) is contraproductief gebleken. Marktwerking staat terecht op de beleidsagenda. Dat geldt zeker voor
Europa, waar trendmatig achterblijvende concurrentiekracht en economische en monetaire integratie vragen om groter economisch
aanpassingsvermogen.
Een breed scala indicatoren wijst uit dat Europese economieën gemiddeld sterk gereguleerd zijn 2. Het is evident dat de economische
invloed van marktwerking en regulering uiteindelijk geanalyseerd moet worden op een case-by-case basis, zoals het kabinet dat thans
ook doet bij de operatie Marktwerking, Deregulering en Wetgevingskwaliteit. Toch is het tegelijk interessant of er een relatie bestaat
tussen de gemiddelde mate van marktwerking en de economische prestaties van een land, met name in de Europese beleidscontext
zojuist geschetst. Empirisch onderzoek naar die relatie is echter erg lastig, omdat internationaal vergelijkbaar cijfermateriaal uiterst
schaars is. Bij de OESO is men begonnen met het opstellen van internationaal vergelijkbare indicatoren.
Voor regulering van de arbeidsmarkt publiceerde men recent een vergelijkbare set informatie over elf Europese landen 3. Meer is nergens
beschikbaar. Met die schaarse informatie moet in empirisch werk dus spaarzaam en zorgvuldig worden omgegaan. Ons onderzoek
gebruikt deze OESO-bron voor de arbeidsmarkt, en voegt daar voor dezelfde elf landen puttend uit een breed scala specifieke bronnen
informatie aan toe over ordeningsbeleid ten aanzien van goederen- en dienstenmarkten. Al dit gedetailleerde gepuzzel (zie Koedijk en
Kremers, op.cit.) levert uiteindelijk drie alternatieve cijferreeksen van elk slechts elf waarnemingen, namelijk voor de mate van regulering
van de arbeidsmarkt, productmarkten, en het gemiddelde van beide. Ook al is inhoudelijk goed over de samenstelling van deze
indicatoren nagedacht, het zij duidelijk dat de drie cijferreeksen niet méér zijn dan uiterst ruwe indicatoren voor de betekenis van
ordeningsbeleid voor de marktwerking. Gegeven de berekeningsmethodiek betreft het bovendien slechts rangordes. Bij de beoordeling
van onze empirische resultaten is het van belang om het karakter van het cijfermateriaal goed in het oog te houden.
Onze resultaten
Ondanks de aldus onvermijdelijk tentatieve aard van de analyse, kwamen wij tot enkele markante inzichten 4. Inspectie van een zeer
breed scala correlatiediagrammen en correlatiecoëfficiënten duidt op een samengaan van gemiddeld sterke marktwerking met relatief
goede economische prestaties. Dat geldt zowel voor economische groei als voor toename van de totale factorproductiviteit. Met name
het ordeningsbeleid ten aanzien van goederen- en dienstenmarkten blijkt in deze context relevant.
Deze brede conclusie bleek robuust in een uitgebreide achtergrondstudie, waarbij wij de gevoeligheid analyseerden voor de
samenstelling van de indicatoren. Robuust was onze hoofdconclusie ook voor de samenstelling van de landengroep; de
correlatiediagrammen lieten geen outliers zien van een zodanig karakter, dat deze de kwalitatieve conclusie zouden beïnvloeden. Zeker is
het zo dat ook andere factoren de groeiverschillen tussen landen helpen verklaren. Zeker is het zo dat onze analyse in de toekomst zal
kunnen worden verbreed (landen buiten Europa) en, met meer vrijheidsgraden, dan ook verdiept (meer verklarende variabelen). Al te veel
aanspraak op statistische verfijning kunnen wij – gezien het karakter van de data – niet maken. Maar gegeven de thans beschikbare
cijfers, zo schreef The Economist in een commentaar, voldoen onze resultaten aan wat economen noemen de inter-oculaire test: “they hit
you right between the eyes” 5.
Ierland en Griekenland
Kuper en Kuipers zijn het daar niet mee eens. Zij hebben onze empirische resultaten getoetst, en menen dat deze niet robuust zijn. Zij
maken in hun commentaar twee punten, die echter geen van beide hout snijden.
Ten eerste menen zij dat de conclusies anders zijn als Ierland en Griekenland (waarom juist deze landen?) worden verwijderd uit de groep
van elf waarvoor cijfers beschikbaar zijn. Daartoe vergelijken zij onze resultaten met correlatieregressies zonder Ierland en Griekenland, en
concluderen daaruit dat het verband tussen regulering en groei van het inkomen en de factorproductiviteiten dan minder sterk wordt.
Maar het is geen wonder dat standaardfouten toenemen en t-waarden afnemen als een regressie met slechts negen vrijheidsgraden
wordt gereduceerd tot een regressie met zeven vrijheidsgraden (twee landen uit de analyse verwijderd). Desalniettemin blijft
productmarktwerking significant. Overigens blijft ook de totale regulering significant, in tegenstelling tot wat Kuper en Kuipers beweren.
De 5%-testwaarde is immers 1,83, en dus kleiner dan 1,96. Dat de omvang van de geschatte coëfficiënt (de hellingshoek in de figuren)
afneemt, is in het licht van het karakter van de data hoe dan ook minder relevant; het gaat immers om niets meer dan de correlatie van een
groeivoet met een rangorde, en dan ook nog een tentatieve. Belangrijker is dat het teken van de coëfficiënt gelijk blijft, en daarmee de
kwalitatieve conclusie van onze analyse.
Laten wij bovendien de schaars beschikbare informatie zorgvuldig benutten, en bij het trekken van conclusies rekening houden met de
juiste standaardfouten. Standaard F-tests wijzen uit dat in elk van de door Kuper en Kuipers genoemde regressies weglating van Ierland
en Griekenland de geschatte coëfficiënten nauwelijks of niet significant beïnvloedt. De conclusie gebaseerd op alle beschikbare
informatie luidt derhalve: het significante verband tussen marktwerking en economisch presteren wordt niet wezenlijk beïnvloed door
Ierland en Griekenland.
Andere factoren?
Het tweede punt van Kuper en Kuipers is ook inhoudelijk bizar. Op zichzelf terecht merken zij op dat ook andere factoren de
groeiverschillen tussen landen kunnen helpen verklaren, zoals bijvoorbeeld EG-subsidies, inflatie en het stadium van economische
ontwikkeling. Op de eerste beide factoren komen zij verder niet terug, op de derde wel. Deze houdt in dat het voor landen met een grote
achterstand in inkomen per hoofd relatief eenvoudig is een hoog groeitempo te realiseren (‘catch up’). Nu lopen de inkomens binnen
Europa lang niet zo ver uiteen als die op mondiale schaal. Toch zou ook binnen Europa catch up van landen met een lager inkomen, zoals
met name Ierland en Griekenland, een relevante factor kunnen zijn. De tweede regressie in tabel 2 van Kuper en Kuipers laat echter zien
dat zulks niet het geval is: productmarktwerking is significant, catch up niet.
Tabel 2
Tabel 2. Het effect van regulering op de economische groei Gem. 1981-1993, t-waarden tussen haakjes
Constante
inkomen 1980
11 EU-landen
Groei bbp per hoofd
2,49
(12,87)
Groei bbp per hoofd
7,23
(1,96)
Zonder Ierland en Griekenland
Groei bbp per hoofd
11,58
(3,55)
productmarktregulering
R2
0,71
-0,52
(-1,29)
-0,13
(-4,70)
-0,12
(-3,92)
-1,03
(-2,89)
-0,04
(-1,30)
0,79
0,76
Je zou zeggen dat de kous daarmee af is. Maar nee, er is een vervolg. Waar catch up door Kuper en Kuipers ten tonele werd gevoerd om
de economische prestaties van Ierland en Griekenland te verklaren, zetten zij de zoektocht voort door juist deze landen uit de steekproef
te verwijderen. Gepresenteerd wordt een ultieme regressie waarin nog maar zes vrijheidsgraden over zijn, zonder de lage-inkomenslanden
Ierland en Griekenland doch nu opeens met een significant catch up-effect! Onder dit geweld lijkt de rol van onze indicator voor
productmarktwerking te zijn uitgespeeld …
Hoewel: klopt die ultieme regressie eigenlijk wel? Zijn de gehanteerde cijfers correct? Het is immers toch vreemd dat het inkomen per
hoofd plotseling significant lijkt. Toevoeging van Eurostat-cijfers voor bbp per capita in 1980 (koopkrachtpariteiten, bron EC
Commission, European Economy, nr. 60, 1995, tabel 9) aan regressies met of zonder Ierland en Griekenland op basis van actuele OESOgroeicijfers levert voor het inkomen per hoofd telkens insignificante coëfficiënten, van omvang nihil, en een significante rol voor
productmarktwerking. Duister blijft waarom Kuper en Kuipers andere dan de gangbare Eurostat- en OESO-cijfers hanteren, en duister
blijft ook de rol van de wijze waarop de cijfers van Maddison zijn bewerkt. Wij houden het voorlopig maar op de inter-oculaire test.
Dit naschrift is een reactie op het artikel Minder regulering, meer prestaties? van G.H. Kuper en S.K. Kuipers in ESB van 4 december
1996. Dit artikel was een discussie over Regulering en groei in Nederland en Europa van C.G. Koedijk en J.J.M. Kremers in ESBvan 16
oktober 199
1 Zie o.m. M. Olson, Big bills left on the sidewalk: why some nations are rich, and others poor, Journal of Economic Perspectives, 1996.
2 Zie K. Koedijk en J.J.M. Kremers, Market opening, regulation and growth in Europe, Economic Policy – A European Forum, oktober
1996.
3 D. Grubb en W. Wells, Employment regulation and patterns of work in EC Countries, OECD Economic Studies, 1993.
4 C.G. Koedijk en J.J.M. Kremers, Regulering en groei in Nederland en Europa , ESB, 16 oktober 1996, blz. blz. 848-852; en Koedijk en
Kremers in Economic Policy, op.cit.
5 Two rules good, four rules bad, The Economist, 12 oktober 1996.
Copyright © 1996 – 2003 Economisch Statistische Berichten (www.economie.nl)