De relatie tussen concentratiegraad
en winstgevendheid
in Nederlandse bedrijfsklassen
DRS. P. DE WOLF*
In een open economic zoals de Nederlandse vyordt in het algemeen weinig betekenis toegedacht
aan de concentratiegraad van binnenlandse markten als verklaring voor winstgevendheid en
prijsstijgingen. De auteur van dit artikel heeft het verband tussen concentratie en winstgevendheid
op het niveau van bedrijfsklassen aan een nader onderzoek onderworpen. Hij komt tot de conclusie
dat verschillen in concentratiegraad tussen bedrijfsklassen wel degelijk van betekenis zijn voor
verschillen in de kapitaalinkomensquoten en de rendementen. Deze conclusie heeft een belangrijke
betekenis voor het mededingingsbeleid. In het kader van herstel van de winstgevendheid
in bedrijven met het oog op de werkgelegenheid zou concentratie wellicht
eerder bevorderd dan tegengegaan moeten worden.
Inleiding
In de literatuur van de ,,industrial organization” is uitgebreid aandacht besteed aan de rol die kenmerken betreffende
marktstructuur in de verklaring van niveaus van winstgevendheid in bepaalde bedrijfsclassificatie-eenheden kunnen
spelen. De meest gehanteerde kenmerken zijn het niveau van
geconcentreerdheid (concentratiegraad) en de mate van belemmering om tot markten toe te treden (,,barriers to entry”).
Het laatste is op verschillende wijzen tot uitdrukking gebracht, zoals door middel van de minimale omvang van de
activa om op een bepaalde minimale schaal te kunnen opereren, de vereiste omvang van reclame-uitgaven of door middel
van weging van een aantal verschillende criteria. Voortreffelijke overzichten van de resultaten van vooral Amerikaanse
onderzoeken op dit gebied zijn voorhanden 1).
Een evaluatie van bijna dertig jaar Amerikaans onderzoek op dit onderwerp, verricht voor diverse jaren en perioden op verschillende niveaus van bedrijfsclassificatiecategorieen (van bedrijfstakniveau tot aan steekproeven van individuele ondernemingen), brengt Weiss — een autoriteit op
het gebied van de ,,industrial organization” — tot de conclusie: ,,I think that practically all observers are now convinced
that there is something to the traditional hypothesis. This is
a considerable accomplishment” 2). De bedoelde hypothese
stelt in zijn eenvoudigste vorm dat er een positief verband
tussen concentratiegraad en winstgevendheid bestaat —eventueel versterkt door de aanwezigheid van toetredingsbelemmeringen — op grond van de veronderstelling dat gebrek aan
concurrentie (b.v. doordat er sprake is van dominantie door
een paar grote ondernemingen, al dan niet in combinatie met
onderlinge afspraken m.b.t. een of meer marktaspecten) hogere winstmarges zal toelaten in sterker geconcentreerde
markten en daardoor zal resulteren in hogere rentabiliteit
van het geinvesteerde vermogen dan in andere, minder geconcentreerde markten het geval zal zijn. Wanneer we b.v. op het
niveau van bedrijfsklassen spreken, dan wordt het proces van
concurrentie geacht het kapitaal over de bedrijfsklassen zodanig te sturen dat op de lange duur in alle richtingen een
even hoge rentabiliteit op het kapitaal wordt verkregen. Alleen markttoetredingsbelemmeringen en gecodrdineerd gedrag van oligopolisten worden geacht de normale werking
van het concurrentieproces te belemmeren en als gevolg daar538
van hogere rentabiliteit te bewerkstelligen in oligopoloi’de bedrijfsklassen.
Voor open economieen, gekenmerkt door omvangrijke invoer- en uitvoerstromen, zoals Nederland, wordt door de
meeste economen geen enkele rol van betekenis toegedacht
aan de concentratiegraad van binnenlandse markten bij de
verklaring van verschijnselen als winstgevendheid en prijsstijgingen. De resultaten van een aantal Westeuropese onderzoeken, waarvan wij in dit artikel een tweetal in het kort
zullen bespreken, wijzen ook in die richting. Dit heeft ons
er echter niet van weerhouden om toch een aantal onderzoekingen te doen naar de mogelijke bijdragen die verschillen
in niveaus van concentratie tussen Nederlandse bedrijfsklassen kunnen leveren aan de verklaring van verschillen in winstgevendheid tussen die bedrijfsklassen. De resultaten daarvan
worden in dit artikel gepresenteerd.
De resultaten van een tweetal Westeuropese onderzoekingen
Wij beperken ons tot een tweetal studies die Belgie en Nederland betreffen, twee landen die qua schaal van economische activiteit en openheid met elkaar vergelijkbaar zijn. De
bekende Belgische onderzoeker Phlips 3) heeft onderzoek
verricht naar het verband tussen concentratiegraad, gemeten
* Wetenschappelijk hoofdmedewerker algemene economic aan de
Interfaculteit Bedrijfskunde te Delft. Dit artikel is een verkorte versie
van Rapport nr. 38, P de Wolf, m.m.v. A. C. Lensen, C. Schrijveren
R. Vellekoop, Over de relatie tussen concentratiegraad en winstgevendheid in Nederlandse bedrijfsklassen. Tevens is dank verschuldigd aan prof. dr. J. J. van Duyn en dr. J. Verhulp voor hun commentaar.
1) Zie bij voorbeeld N. R. Collins en L. E. Preston, Concentration
and price-cost margins in manufacturing industries, Berkely, University of California Press, 1968; of L. W. Weiss, Quantitative studies of
industrial organization, in: M. D. Intrilligator (red.), Frontiers of
quantitative economics, North Holland, Amsterdam, 1971; of W. G.
Shepherd, The economics of industrial organization. Prentice Hall,
Englewood Cliffs, 1979.
2) Weiss, op. cit., biz. 371.
3) L. Phlips, Effects of industrial concentration: a cross-section
analysis for the Common Market, North Holland, Amsterdam, 1971.
met de C-4 ratio (dat is het aandeel van de vier grootste ondernemingen in de totale economische activiteit van een be-
drijfsklasse), en de mate van winstgevendheid — in de zin van
rendement op het eigen vermogen — voor 33 Belgische bedrijfsklassen voor de periode 1951-1957 en voor 45 Belgische
een groei in de afzet van een bepaalde bedrijfsklasse uitoefent
op de winstgevendheid in die’bedrijfsklasse. Tussen die groei
en de winstgevendheid wordt een positief verband verondersteld. Weliswaar vonden de auteurs voor alle onderzochte
landen, met uitzondering van Nederland, de verwachte te-
bedrijfsklassen voor de periode 1958-1964 (zowel met alle
kens voor de coefficienten van de concentratiegraad, doch
individuele jaarcijfers als de periodegemiddelden). Philips’
uitsluitend voor West-Duitsland en Frankrijk bleken deze
significant (respectievelijk op het 10%- en het 5%-niveau).
statistische exercities met het cijfermateriaal leverden uiteindelijk geen enkele steun op voor een relatie tussen concentratiegraad en winstgevendheid in Belgische bedrijfsklassen.
Twee andere onderzoekers, Pagoulatos en Sorensen 4),
Daaraan verbonden Pagoulatos en Sorensen de conclusie:
,,This finding supports the hypothesis that domestic industry
concentration does not accurately reflect the degree of monopoly power in small relatively ,,open” economies” 7).
hebben in 1976 resultaten gepubliceerd van studies waarin
De coefficienten voor de variabele van de concurrerende
deze relatie werd onderzocht voor een aantal Westeuropese
landen, te weten Belgie’, Frankrijk, Italic, West-Duitsland
en Nederland. Als maatstaf van winstgevendheid namen zij
genoegen met de ratio overige inkomens/produktiewaarde,
invoer hadden voor alle landen het verwachte negatieve teken. Voor Belgie was deze coefficient significant op het 1%niveau, doch voor Nederland slechts op het 10%-niveau. De
coefficienten voor de uitvoerquote waren beide niet significant in het onderzochte jaar, 1965. Nederland bleek hier in
het Europees gezelschap een buitenbeentje, daar deze coefficient voor ons land een positief teken had. Met betrekking tot
de variabele (dummy) voor de buitenlandse investeringen
die uit de input-outputtabellen is af te leiden en die door hen
werd beschouwd als een benadering van de ,,price-cost
margin”, die veelvuldig is gebruikt in Amerikaanse studies.
Het onderzoekjaar was 1965 en de steekproef betrof 38 bedrijfsklassen, voor alle landen uniform gedefinieerd (Eurostat). Als onafhankelijke variabelen werden gehanteerd: de
concentratiegraad C-4 op basis van aantallen werknemers
over grootteklassen ondernemingen (vgl. de metingen van
Booy en Pelupessy 5)), een indicator voor de uitvoermoge-
bleken Belgie en Nederland gelijke tekens te scoren; echter,
de coefficient voor Belgie was niet en die voor Nederland
wel significant. De vraagindicator ten slotte bleek in Belgie
wel significant (op het 5%-niveau) met het goede, positieve
teken en in Nederland niet significant met een negatief teken.
lijkheden, een indicator voor de concurrerende invoer, een
voor de activiteiten van multinationals en als vraagindicator
de groeivoet van de produktie. A priori wordt verondersteld
dat de winstgevendheid positief zal worden beinvloed door de
concentratiegraad en negatief door de mate van concurreren-
Variabelen in de regressie-analyses
Maatstaven voor winstgevendheid
de invoer als gevolg van de veronderstelde mogelijkheden
van ondernemers om de winstmarges te bepalen in samen-
hang met de mate van concurrentie. In feite wordt er altijd
van uitgegaan dat sterke binnenlandse concentratie zwakke
concurrentie tussen de binnenlandse producenten impliceert
en omgekeerd, wat — dat dient gezegd — een zekere simplificatie inhoudt.
Over de relatie tussen uitvoermogelijkheden en winstgevendheid bestaan twee verschillende hypothesen met respec-
We hebben drie maatstaven voor winstgevendheid van
Nederlandse bedrijfsklassen gehanteerd, te weten:
— de ratio overige inkomens/totale produktiewaarde. Deze
ratio is af te leiden uit de input-outputtabellen van de
Nederlandse produktiestructuur. De teller, overige inkomens, staat ver af van het winstbegrip, doordat naast
winsten vooral inkomens van zelfstandigen, interest en
belastingen op bedrijfsinkomsten wezenlijke bestandde-
tievelijk een positieve en een negatieve uitwerking. Caves 6)
len van deze post vormen. Toch betrekken wij deze grove
veronderstelt dat wanneer ondernemingen zich in sterkere
mate op exportmarkten orienteren waar de concurrentie
groot is, zij zich minder bewust zullen zijn van de oligopoliemacht. die zij op de thuismarkt hadden kunnen uitoefenen.
maatstaf in ons onderzoek ten einde tot vergelijking met
de resultaten van Pagoulatos en Sorensen te kunnen
Daarnaast wordt door Caves gesuggereerd dat de mogelijkheid tot prijsdifferentiatie tussen produkten voor de thuismarkt en de internationale markt vaak nauwelijks aanwezig
is, zodat de meer concurrerende prijzen op de internationale
markt het niveau van de prijzen op de thuismarkt bepalen.
Om deze redenen wordt door Caves een negatieve invloed
van de uitvoerquote op de winstmarge verwacht.
Pagoulatos en Sorensen veronderstellen nog wel gunstige
mogelijkheden tot prijsdifferentiatie bij verschillende prijselasticiteiten van de binnenlandse vraag en de wereldvraag
en daarmee een positieve samenhang tussen deze twee variabelen. De argumentatie van de mogelijke invloed van de buitenlandse investeringen in bedrijfsklassen op de winstgevendheid wordt opgebouwd in termen van de mate van concurrentie als gevolg van die buitenlandse investeringen en is blijkbaar bedoeld om informatie over het niveau van concurrentie
komen;
— het complement van de arbeidsinkomensquote. In navolging van Keus 8) noemen we dit complement de kapitaalinkomensquote (KIQ). Het kapitaalinkomen in een bedrijfsklasse is het overschot aan toegevoegde waarde (netto tegen factorkosten) na aftrek van arbeidsinkomen (inclusief toegerekende lonen aan zelfstandigen). Het bevat
winsten, interest op vreemd vermogen en vennootschapsbelasting. Dit kapitaalinkomen uitgedrukt in procenten
van de netto toegevoegde waarde is dan de kapitaalinkomensquote. Het Centraal Planbureau noemt echter als
bezwaar tegen deze maatstaf het feit dat geen rekening
wordt gehouden met verschillen in kapitaalintensiteit tussen bedrijfsklassen: ,,Ten aanzien van de beoordeling van
het niveau van de arbeidsinkomensquote is enig voorbe-
dan wel concentratie te verschaffen, naast de informatie die
de concentratiegraad daarover verschaft. Over het effect van
buitenlandse investeringen op het niveau van concurrentie
worden door de auteurs echter twee verschillende hypothesen
gelanceerd:
— zij breken binnenlandse oligopoliemarkten open met als
gevolg een toenemende concurrentie; of
— zij leiden tot defensieve fusies van binnenlandse ondernemingen en dus tot verhoging van het concentratie-
niveau.
De groeivoet van de produktie representeert de invloed die
ESB 26-5-1982
4) E. Pagoulatos en R. Sorensen, Foreign trade, concentration and
profitability in open economies, European Economic Review, jg. 8
1976, biz. 255-267.
5) H. Booy en W. Pelupessy, De ontwikkeling van de concentratie in
de Nederlandse nijverheid in de periode 1930-1963, De Economist,
jg. 119, 1971, biz. 137-164.
6) R. E. Caves, International trade, international investment, and
imperfect markets, International Finance Section, Special Papers in
International Economics, no. 10, Princeton University, Princeton
1974.
7) Pagoulatos en Sorensen, op. cit., biz. 262.
8) J. Keus, Rendementen die geen winsten zijn, ESB, 19maart 1980.
539
houd op zijn plaats, met name waar het verschillen tussen
bedrijfstakken betreft” 9);
— het rendement op geinvesteerd kapitaal. Ook deze maatstaf is afkomstig van het Centraal Planbureau en geeft
aan het overig inkomen minus toegerekend loon van zelfstandigen in procenten van het geinvesteerd kapitaal tegen vervangingswaarde 10). Het Planbureau geeft analy-
tisch de voorkeur aan deze maatstaf voor winstgevendheid in bedrijfsklassen, maar meldt grotere statistische
problemen bij de berekening van deze waarden dan bij
arbeidsinkomensquoten.
We kennen aan de kapitaalinkomensquote en het rendement op het geinvesteerd kapitaal meer gewicht toe als maatstaven voor winstgevendheid in bedrijfsklassen dan aan de
ratio overige inkomens/produktiewaarde. Daarom zullen we
de hypothese waarin wordt gesteld dat er voor Nederland een
positieve correlatie bestaat tussen de mate van geconcentreerdheid en de mate van winstgevendheid in bedrijfsklas-
sen, niet als weerlegd beschouwen wanneer uitsluitend de
resultaten met betrekking tot de maatstaf overige inkomens/
produktiewaarde nihil blijken te zijn. Wel echter zullen we,
wanneer de onderzoeken met alle drie de maatstaven geen resultaat opleveren, de hypothese dienen te verwerpen. Wanneer de beide maatstaven van het Centraal Planbureau positieve resultaten voor het onderzochte verband opleveren,
zullen we de hypothese als gesteund beschouwen, ongeacht
de resultaten van het eventueel voor hetzelfde jaar uitgevoerde onderzoek met behulp van de maatstaf overige inkomens/
produktiewaarde.
De gehanteerde structuurvariabelen
We zullen ons voor een open economic als Nederland in
eerste instantie bedienen van de volgende trits van structuurvariabelen ter verklaring van de winstgevendheid van
bedrijfsklassen: concentratiegraad, concurrerende invoer
dan wel het complement daarvan: binnenlands marktaandeel, en uitvoerquote.
Concentratiegraad. Als maatstaf voor het niveau van concentratie hebben we gebruik gemaakt van de entropiemaatstaf, ook wel Theilcoefficient genoemd. Deze concentratie-
maatstal voldoet aan een aantal eisen die in de regel aan dergelijke maatstaven worden gesteld, zoals gevoeligheid voor
veranderingen in het aantal bedrijven in de beschouwde be-
drijfsclassificatie-eenheid en gevoeligheid voor veranderingen in de verdeling van een bepaalde economische activiteit
over debetrokken bedrijven (of grootteklassen van bedrijven).
Wij zullen hier niet verder ingaan op de eigenschappen van de
verschillende maatstaven voor het meten van concentratie
dan wel ongelijkheid, aangezien hierover uitgebreide literatuur bestaat 11). Het belangrijkste argument om gebruik te
maken van de Theilcoefficient is de beschikbaarheid van
meetwaarden voor een groot aantal bedrijfsklassen voor diverse — in de tijd redelijk gespreide —jaren, te weten 1950,
1963 en 1971 12). De Theilcoefficient is als volgtgedefinieerd:
n
1
T (x) = 2 x. log—, waarin x. de fractie van het i-debedrijf
i = i ‘ xi
in de totale omvang (gemeten in guldens omzet, aantal werkzame personen enz.) van bedrijfsklasse x voorstelt (i = 1,,..,
n). De maatstaf is gedefinieerd voor het interval (0, °°). Bij
van de tabellen van de concurrerende invoer van de produktiestructuur van Nederland. De totale concurrerende invoer
is daarin — voor zover mogelijk — verdeeld over die Neder-
landse bedrijfsklassen, waarvoor deze invoer als concurrerend is te beschouwen. Voor de uitvoer van deze invoer is
gecorrigeerd (voor de doorvoer) zodat alleen die concurrerende invoer resteert die in ons land tot bestedingen leidt. De
door ons in een aantal regressies gehanteerde maatstaf voor
concurrerende invoer geeft het aandeel van de concurrerende
invoer in de totale bestedingen weer. Als alternatief voor deze
variabele is in de meeste vergelijkingen gebruik gemaakt van
de variabele binnenlands marktaandeel, die het complement
is van de concurrerende-invoermaatstaf. De binnenlandse
marktaandelen van een twintigtal bedrijfsklassen worden
jaarlijks door het Planbureau gepubliceerd in het Centraal
Economisch Plan.
Uitvoerquote. Als derde structuurfactor is, even onmis-
baar als het aandeel van de concurrentie vanuit het buitenland, de uitvoer in ogenschouw genomen en wel in de vorm
van de variabele uitvoerquote, die de uitvoer als fractie van
de totale afzet-waarde van binnenlandse bedrijven beziet.
De resultaten van de uitgevoerde regressies
In de theorieen van de ,,industrial organization” waarin het
verband tussen concentratie en winstgevendheid aan de orde
komt, wordt meestal verondersteld dat dit verband mogelijk
valt op te sporen met behulp van dwarsdoorsnede-onder-
zoeken die betrekking hebben op steekproeven van industriele bedrijfsclassificatie-eenheden (bedrijfsklassen in dit onderzoek). De handels- en dienstensector, alsmede de landbouw
en visserij worden dan niet geacht tot de relevante populatie
te behoren. Het is niet duidelijk waarom a priori wordt verondersteld dat de theorie niet zal opgaan voor deze sectoren,
hoewel er voor sommige bedrijfsklassen wel bijzondere om-
standigheden zijn te ontdekken die aanleiding geven deze tot
vreemde eenden in de bijt te bestempelen. Zoals b.v. de landbouw, die onder strikte regulaties van het Europees landbouwbeleid valt, de detailhandel, die aan het eind van de
schakel van producent tot consument zit, de overige vervoersbedrijven, waaronder ook de Nederlandse Spoorwegen
als staatsbedrijf ressorteren enz. Doch er is o.i. geen reden
om banken en verzekeringsmaatschappijen niet mee te nemen in de steekproeven, daar gecoordineerde handelingen en
de effectiviteit daarvan in samenhang met de mate van concentratie even goed van toepassing kunnen zijn in deze bedrijfsklassen.
Daarnaast zijn vaak binnen de categoric industriele bedrijfsklassen net zo goed vreemde eenden in de bijt te ontwaren, b.v. als gevolg van overheidsdeelnemingen (steenkolenmijnen, aardgaswinning, transportmiddelenindustrie
enz.), overheidskredieten en/of herstructureringsovereen-
komsten. Deze kunnen ertoe leiden dat de relevantie van de
concentratie-winstgevendheidhypothese voor de betreffende
bedrijfsklassen vervalt vanwege de afwijking van zuiver particuliere bedrijfseconomische doelstellingen in die gevallen ten
gunste van meer sociaal-economische doelstellingen, met
name de werkgelegenheid, vaak mede in regionaal perspectief
bezien. Hiermee wil niet gezegd worden dat particuliere ondernemingen met het nastreven van hun doelstellingen geen
maximale geconcentreerdheid (monopolie) is T(x) = 0; als
alle bedrijven even groot zijn, is T(x) = log n (= °° voor n =
o°). De Theilcoefficient is dus een inverse maatstaf voor de
mate van concentratie. Het CBS is uitgegaan van de Algemene bedrijfstellingen van 1950 en 1963 en de in 1971 be-
9) CPB, Centraal Economisch Plan 1977, biz. 140.
schikbare verdelingen van aantallen ondernemingen en type-
en Econometrische Onderzoekingen (SEO) nr. 13, Den Haag, 1972;
werklieden over grootteklassen, gemeten naar het aantal
type-werklieden in de onderneming.
Concurrerende invoer, binnenlands marktaandeel. Om de
mate waarin binnenlandse producenten te maken hebben met
buitenlandse concurrentie aan te duiden, is gebruik gemaakt
540
10) CPB, Centraal Economisch Plan 1976, biz. 167.
11) Zie bij voorbeeld Centraal Bureau voor de Statistiek, Statis-
tische maatstaven van concentratie in het bedrijfsleven, Statistische
en S. Aaronovitch en M. C. Sawyer, Big business, theoretical and
empirical aspects of concentration and mergers in the United Kingdom, MacMillan, Londen, 1975.
12) Centraal Bureau voor de Statistiek, Concentratie en deconcen-
tratie in nijverheid en delfstoffenwinning (1950-1963-1971), Statistische en Econometrische Onderzoekingen nr. 16, Den Haag, 1975.
gunstige sociaal-economische effecten (werkgelegenheid)
creeren, doch slechts dat het bewerkstelligen van deze effecten niet tot de primaire bedrijfsdoelstellingen behoort.
Wij beschouwen als de relevante populatie voor onze onderzoeken het gehele scala van Nederlandse bedrijfsklassen
minus een aantal dat om een of meer — theoretisch verde-
digbare — redenen dient te worden uitgesloten. Die redenen
kunnen van specifiek Nederlandse aard zijn (i.v.m. overheidsdeelnemingen), maar ook van internationale aard (b.v.
de oliecrisis). Als steekproeven uit deze populatie van bedrijfsklassen hanteren we de series bedrijfsklassen uit de
input-outputtabellen voor een aantal jaren (van het CBS)
voor de winst-plus-restinkomensmaatstaf. Voor de kapitaalinkomensqubte en het rendement op geinvesteerd kapitaal gaan we uit van de series bedrijfsklassen uit een aantal
jaargangen van het Centraal Economisch Plan, waarin door
het Centraal Planbureau berekende arbeidsinkomensquoten
en rendementen op geinvesteerd kapitaal zijn gepubliceerd.
Omdat een aantal bedrijfsklassen om een der eerdergenoemde redenen wordt uitgesloten, komen onze uiteindelijke
steekproeven uit de input-outputtabellen rond de 28-en uit de
edities van het Centraal Economisch Plan rond de 18 series
bedrijfsklassen.
De verschillen in resultaten voor en na elimrnatie van
vooral overige delfstoffen waren zeer drastisch: het significantieniveau voor de steekproef inclusief deze bedrijfsklassen
van 5%, dat — op 1950 na — voor alle uitgevoerde regressies
werd behaald, verdween na eliminatie van deze uitbijter,
evenals de significantie van bijna alle coefficienten voor de
onafhankelijke variabelen (Theilcoefficient, uitvoerquote en
binnenlands marktaandeel). Wat nog enigszins hoopvol
stemde was het altijd aanwezige — theoretisch verwachte —
negatieve teken van de coefficienten voor deze concentratie-
maatstaf.
Rendement op geinvesteerd kapitaal
Hier gold in grote lijnen hetzelfde als bij de kapitaalinko-
mensquote: de resultaten bleken te gevoelig voor het al dan
niet opnemen van de bedrijfsklasse overige delfstoffen, uitgezonderd de periode 1959-1963, waarvoor we een steekproef
zonder aardolie-industrie en overige delfstoffen hanteerden
en waar de Theilcoefficient significant bleek op het 2%-niveau in een enkelvoudige regressie met een R2 van 0,45 en een
F-waarde, goed voor een 5%-significantieniveau.
Winst-plus-restinkomensmaatstaf
Pooling van de dwarsdoorsnededata
Met behulp van deze maatstaf als afhankelijke variabele en
de Theilcoefficient, de uitvoerquote en de concurrerende invoer als onafhankelijke variabelen, wilden we regressies
uitvoeren voor de jaren 1950, 1963 en 1971, welkeimmers de
meetmomenten van de Theilcoefficienten zijn. We moesten
ons enige beperking opleggen; gegevens van de concurrerende invoer voor 1950 zijn er niet en de input-outputtabel van
1971 is niet gepubliceerd (inplaats daarvan is de input-outputtabel van 1972 gebruikt). De concurrerende invoer bleek
een dermate insignificante rol te spelen in de regressies van
1963 en 1971 dat deze variabele beter geelimineerd kon wor-
Gezien de bovenbeschreven gevoeligheid voor een enkele
uitbijter als gevolg van het geringe aantal bedrijfsklassen per
regressie, hebben we voor zowel de reeksen kapitaalinkomensquoten als rendementen ,,pools” gemaakt 13). Een
constante structuur van het verband tussen de door ons gehanteerde parameters mag over een tijdspanne van 25 jaren
den. Voor 1963 en 1971 resulteerden significantieniveaus van
5% voor de totale regressies, zowel in de gevallen dat de
constante term met alleen de uitvoerquote werden opgenomen als in de gevallen dat daaraan toegevoegd werd de Theilcoefficient. De R2-en varieerden rond de 0,20.
De resultaten ten aanzien van de Theilcoefficient waren
niet daverend; slechts een keer, nl. in 1972, werd een significante coefficient voor deze variabele behaald en dan nog
maar op het 10%-niveau. De uitvoerquote deed het iets beter
met significante coefficienten op het 5%-niveau voor 1963
en 1972. Voor deze twee jaren bleek de uitvoerquote invers
gerelateerd te zijn aan de hier gehanteerde winstgevendheidsmaatstaf: een 10% hogere uitvoerquote betekende een bijna
3% lagere winstgevendheid. Dit zou duiden op de geldigheid
van Caves’hypothese, waarin wordt gesteld dat het opereren
op de internationale markt, met zijn hevige concurrentie, een
drukkende werking op de opbrengstprijzen zou hebben waardoor — bij gegeven kosten — lagere winstmarges zo’uden
resulteren.
Kapitaalinkomensquote
Met deze maatstaf werd een groter aantal regressies uitgevoerd dan met de vorige. Aan de al eerder gehanteerde jaren
werd 1974 toegevoegd (even interessant als gecompliceerd
vanwege de oliecrisis, maar hierover later) en een meerjarige
periode (1969-1973), waarin met gemiddelde waarden van de
variabelen werd gewerkt (behalve voor de Theilcoefficient
met meetmoment 1971) om zodoende de invloed van conjuncturele, incidentele en korte-termijnvariaties in vraag- en
kostenverhoudingen op de winstgevendheid te elimineren. Er
werden zowel regressies uitgevoerd op een steekproef inclu-
sief als exclusief een tweetal wat hun KIQ-niveaus betreft
opvallende bedrijfsklassen, te weten aardolie-industrie en
overige delfstoffen (het CPB rekent — anders dan het CBS —
aardgaswinning hier ook toe).
ESB 26-5-1982
misschien nauwelijks verondersteld worden, zeker gezien de
invloed die de Europese economische integratie naar mag
worden verwacht op de betekenis van nationale concentratieniveaus, concurrerende invoer en uitvoer heeft gehad. We
kunnen aan deze bezwaren tegemoetkomen door de ,,pools”
te beperken tot data-reeksen voor de periode van 1963 t / m
1974, die in haar geheel wordt gekenmerkt door Europese
integratie. We hebben echter voor zowel ,,pools” met als zonder inbegrip van deze oudste data, regressievergelijkingen ge-
schat. Daarin werd naast de al gehanteerde onafhankelijke
variabelen tevens een trendvariabele T (= tijd) opgenomen,
ten einde een tendentiele verandering in de winstgevendheid
in bedrijfsklassen die niet kan worden verklaard met onze
structuurvariabelen, aan te geven. Tevens is dit een hardheidstest voor de Theilcoefficient; deze dient te bewijzen
significant te zijn, ook na toevoeging van de trendvariabele.
Nu door pooling het aantal waarnemingen sterk wordt uitgebreid, zullen we naast aardolie-industrie en delfstoffenwinning tevens de dienstensector en de bouwnij verheid (waarvan
de betrouwbaarheid van de arbeidsinkomensquote recent
sterk gekritiseerd is) weglaten. Buiten de reeksen Theilcoefficienten die door het CBS zijn berekend, wordt ook die van
Vijverberg 14) voor 1974 meegenomen (gekoppeld aan de
KIQ-data en rendementen van 1974).
Aangezien de resultaten — op de hoogte van de coefficienten voor de trend na — niet erg gevoelig bleken voor het
al dan niet meenemen van het jaar 1950 wat de KIQpooling aangaat en de periode van 1950-1953 wat de rende-
13) Wij zijn ons ervan bewust dat enige terughoudendheid geboden
is bij het gebruik van de ,,stepwise” regressie-analyse. Zie hierover
o.a. A. van der Zwan en J. Verhulp, Grondslagen en techniek van de
marktanalyse, Stenfert Kroese, Leiden, biz. 688-689.
14) C. H. T. Vijverberg heeft Theilcoefficienten voor een serie bedrijfsklassen berekend voor 1974, welke zijn gepubliceerd in C. H. T.
Vijverberg, Kleinschalige werkgelegenheid, Onderzoek uitgevoerd in
opdracht van het Ministerie van Sociale Zaken door de Afdeling Arbeidsmarktonderzoek van het Nederlands Economisch Instituut,
Rotterdam, 1979.
541
mentpooling aangaat, beperken we ons tot de presentatie van
de twee onderstaande tabellen.
heidsindicator verder onderzoek le doen naar de rol van de
Theilcoefficient op het niveau van bedrijfsgroepen 15).
Wat is de relevantie van deze onderzoekingen voor hel
Tabel 1. Regressieresultaten na KIQ-pooling, 1963, 1971,
1974 (standaardfouten tussen haakjes)
Regressievergelijkingen Constante
Theil
Uitvoerquote
Trend
(2) KIQ ….
-3,54
(0,98)
-4,11
(1,10)
^t.ll
(0,92)
-4,25
(1,03)
50,5
( 7,8)
60,7
(“.»)
135,8
(32,8)
134,9
(33,5)
(3) KIQ ….
(4) KIQ ….
F
renliekader fungeerde veelal de Paretiaanse welvaartstheorie
met de bijbehorende voorwaarden betreffende oplimaleallo-
0,29
12,91
calie van produkliefacloren over de mogelijke aanwendings-
0,32
-0,15
(0,14)
7,15
-0,05
(0,13)
-1,18
(0,44)
-1.12
(0,48)
0,43
11,27
0,43
7,33
Tabel 2. Regressieresultaten na rendementen-,,pooling’
exclusief 1950-1953
Regressievergelijkingen Constante
Theil
Uitvoerquote
F
10,54
0,28
5,17
0,27
Trend
R!
0,27
BMA
5,09
(N = 30)
(5) REND .
(6) REND .
(7) REND .
(8) R E N D .
(9) REND .
(10) REND .
(11) REND .
(12) REND .
22,9
(4,4)
24,8
(7,0)
22,4
(5,6)
26,7
(12,8)
96,8
(15,7)
99,3
(15,6)
107,5
(17.2)
104,8
(18,0)
-1,82
(0,56)
-1,92
(0,63)
-1,85
(0,59)
-1,93
(0,64)
-2,30
(0,43)
-2,07
(0,46)
-2,18
(0,43)
-2,09
(0,46)
bied van ,,industrial organization” beleidsaanbevelingen gedaan die waren gericht op hel bevorderen of in sland houden
van voorwaarden die de mededinging stimuleerden. Als refe-
R>
(N = 33)
(1) K 1 Q . . . .
economisch beleid? Tradilioneel hebben auleurs op hel ge-
-0,03
(0,08)
-0,05
(0,12)
0,01
(0,07)
-0,02
(0,11)
0,05
(0,09)
-0,08
(0,06)
-0,05
(0,08)
zij op de schaal van goed naar slechl de marklvorm van volkomen mededinging aan hel ene uileinde (goed) plaalsl en de
marktvorm van het monopolie aan hel andere uileinde
(slechl), mel lussenposilies voor de overige marklvormen.
Immers, van produklen die onder van volkomen mededinging afwijkende omstandigheden werden aangeboden, werd
relatief le weinig geproduceerd tegen prijzen die relatief te
hoog waren. Anderen zien echter eerder voordelen van oligopoloi’de produktie-omstandigheden: lagere produktiekoslen
(,,economies of scale”) en grolere dynamiek, die zich zou
uilen in meer investeringen in research en inno varies 16).
Hoe het ook zij, de slap van onderzoekresullalen binnen
hel kader van de irits marktstructuur/marklgedrag/marklresultaten naar beleidsaanbevelingen wordt lang zo snel
niel meer gezel, misschien ook wel vanwege hel risico dal hel
hanleren van effeclieve beleidsinslrumenten ter beleugeling
van concenlratieprocessen met zich brengt voor de loekomslige onlwikkelingsmogelijkheden van de belrokken onder-
0,28
-1,02
0,09
(0,06)
richtingen. Deze welvaartstheorie heeft nooil verbloemd dal
(0,21)
-1,14
(0,22)
-1,12
(0,22)
-1,15
(0,23)
3,33
0,61
20,94
nemingen, mel alle gevolgen voor hel werkgelegenheidsper-
0,63
15,10
speclief in het regelende land vandien. Het probleem vancon-
0,64
15,17
0,64
11,16
fliclerende doelslellingen van economische poliliek is be-
De algemene significantie van de R2- en ligt in alle regressievergelijkingen boven het 1%-niveau. In label 1 isde Theilcoefficieni in de eerste vergelijking voorzien van een significante coefficient op het 1%-niveau en in de overige drie ver-
gelijkingen op het 0,1%-niveau. In label 2 blijkt de Theilcoefficieni in vier vergelijkingen significant op het 0,1%niveau en in de overige vier op het 1%-niveau. De tijd is in
vgl. 3 significanl op hel 2%-niveau, in vgl. 4 op hel 5%-niveau
en in de vergelijkingen 9 l/m 12 op hel 0,1%-niveau. De uilvoerquole en het binnenlands marktaandeel (alleen in label 2
meegenomen) blijken niel significant in deze ,,pools”. Wan-
neer we vgl. 5 en 9 beschouwen, zien we dat de Theilcoefficie’nl na hel opnemen van de lijd zeer significant blijfl. Is
de R2 van 0,27 al redelijk hoog voor een dwarsdoorsnedever-
gelijking met een onafhankelijke variabele en een constante
term, de R2 van vgl. 9 overlrefl de sioutste verwachlingen
met een waarde van 0,61 (dit is de regressie mel de hoogsle
F-waarde).
Slot
De resullalen van de regressie-analyses overziende, kan o.i.
niel anders dan worden geconcludeerd dal verschillen in niveaus van concenlralie lussen bedrijfsklassen van significanle
kend: werkgelegenheidsbevordering versus inflaliebeheersing, milieubeheer en misschien ook wel versus beslrijding
van economische machlsposilies. Immers, men kan ook slellen dal onze resullalen aangeven dal de meer geconcenlreerde
bedrijfsklassen blijkbaar meer weerstand tegen de irendmalige daling van de winslgevendheid hebben kunnen bieden
dan de zwak-geconcenlreerde bedrijfsklassen. Gegeven de
wens lol herslel van de winslgevendheid in de bedrijven mel
hel oog op de werkgelegenheid zou dan — naasl andere maalregelen — het proces van concentratie eerder bevorderd dan
tegengewerkt dienen le worden.
Richten we ons tot de doelstelling van inflaliebeheersing,
dan moeten we constaleren, dat de zogenaamde concentralieinflatiedoctrine altijd slerk ler discussie heefl gestaan. En,
hoewel het goed voorstelbaar is dal de polenlie tot het verhogen van winstmarges o.m. le maken heeft mel de male van
mededinging, is hel verband lussen hel niveau van concenlratie en de mate van prijsstijging niel eenvoudig op le sporen,
zo dal verband er al is. Toch is dil onderwerp van belang,
zeker nu de huidige minister van Economische Zaken, Ter-
louw, heefl aangekondigd bepaalde sectoren van prijsvoorschriflen le willen vrijwaren mel als argumenl de voldoende
aanwezigheid van concurrenlie 17). Zo’n redenering vergl
evengoed een empirische onderbouwing als de redenering dal
de hoogte van de prijsstijgingen o.a. mel hel niveau van concentratie van bedrijfsklassen of -groepen te maken heeft.
Mogelijk kan ons onderzoek als eerste stapje in die richting
diensl doen.
Peter de Wolf
betekenis zijn bij de verklaring van verschillen in kapilaalinkomensquoten en rendemenlen tussen bedrijfsklassen in
Nederland. En wel in die zin, dat er een posilief verband
beslaat lussen beide variabelen. Hel niet naar voren komen
15) Een eerste exercitie gaf goede resultaten. Enkelvoudige regressie
tussen het complement van de arbeidskostenwaardeverschilquote
slaf, zullen we geen conclusies mel belrekking lot de concen-
(AWQ) en de Theilcoefficient voor een steekproef van 23 bedrijfsgroepen leverde een R2 van 0,31 (significantieniveau 1 %) en een significante coefficient voor de Theilcoefficient (eveneens 1%-niveau) op.
Zie Rappdrt nr. 38a, Hel verband tussen de Theilcoefficient en een
indicator voor winstgevendheid op het niveau van bedrijfsgroepen,
Delft, 1981.
16) Zie over de veranderde houding van een aantal Amerikaanse
economen t.o.v. de antitrust-wetgeving, Antitrust grows unpopular
tralie-winslgevendheidshypolhese verbinden. Het lijkl ons
wel zinvol om aan de hand van een geschikle winslgevend-
17) Zie hierover H. Kamps, Het prijsbeleid, ESB, 20 januari 1982,
biz. 57.
van de significante rol van de mate van concentratie in onder-
zoekingen die zich beperken lol het hanleren van de ralio
overige inkomens/produktiewaarde, illustreerl hel te grove
karakler van deze indicator om als winslgevendheidsmaatsiaf le kunnen dienen. Aan resullaten behaald met deze maat-
542
Business Week, 12 januari 1981, biz. 63, 64.