Fisconomie
Freia en Rasmus
R. HUIJSMAN*
1. Inleiding
In november 1983 publiceerde het CPB
een nieuw macro-economisch model voor
voorspellingen op middellange termijn,
FREIA geheten. Deze naam duidt erop dat
/manciele en reele aspecten van de economic /ntegraal geanalyseerd worden 1). Bijna een jaar later, in September 1984, verscheen het model RASMUS-1, ontworpen
door de vakgroep Macro-economische Politick aan de Erasmus Universiteit 2). Net
als FREIA is RASMUS-1 gebaseerd op een
balansstelsel van financiele rekeningen
met koppelingen tussen de reele en monetaire sector. RASMUS-1 staat dan ook
voor:,,rival arguments are simultaneously
modelled in (virtually) uniform systems”.
De twee modellen zijn voor min of meer
dezelfde periode geschat (FREIA: 1954
t/m 1981; RASMUS-1: 1958 t/m 1981) en
gaan uit van dezelfde sectorverdeling in de
Nederlandse economic. RASMUS-1 iso.a.
gebruikt om het PvdA-plan van Van Kemenade c.s. 3) door te rekenen en heeft ten
grondslag gelegen aan een artikel dat eerder in dit blad is verschenen 4). Over
FREIA is op deelgebieden van het economische beleid ook al het een en ander gepubliceerd 5).
Tot nu toe bestaat geen inzicht in de verschillen en overeenkomsten tussen FREIA
en RASMUS-1. In dit artikel wordt hiertoe
een poging ondernomen 6). In paragraaf 2
worden de belangrijkste verschillen tussen
de twee modellen en de mogelijke implicaties daarvan besproken. In paragraaf 3
bespreken we de resultaten van een aantal
varianten (loonmatiging, groei van de wereldhandel en een verhoging van de overheidsuitgaven). Tot slot wordt een aanbeveling gedaan die kan bijdragen tot een
vergroting van het nut van modellen bij de
beleidsvoorbereiding.
2. FREIA en RASMUS-1
In deze paragraaf wordt een vijftal belangrijke onderdelen van beide modellen
met elkaar vergeleken, te weten de produktiestructuur, de werkgelegenheid en de lonen, de kwartaire sector, het monetaire
submodel en tot slot de wisselwerking tussen de reele en de monetaire sector.
De produktiestructuur
In FREIA wordt de ontwikkeling van de
produktiecapaciteit beschreven door een
,,clay-clay” jaargangenmodel met vaste
technische coefficienten voor de produk-
606
tiefactoren arbeiden kapitaal. In zo’n model bepalen rendementsontwikkelingen de
oudst in gebruik zijnde jaargang; op korte
termijn is slechts beperkte substitutie tussen kapitaal en arbeid mogelijk als de relatieve prijzen van deze factoren veranderen.
De technische ontwikkeling vindt deels
, .embodied”, d.w.z. via de bouw en installatie van nieuwe machines (3,8% per jaar)
en deels ,,disembodied”, d.w.z. onafhankelijk van de investeringen (1,6% per jaar)
plaats. Verondersteld wordt dat de technische ontwikkeling uitsluitend arbeidsbesparend werkt. Op basis van de veronderstelling dat de feitelijke produktie gelijk
is aan de vraag naar binnenlands geproduceerde goederen wordt de bezettingsgraad
afgeleid; die is in de evenwichtssituatie gelijk aan 90%.
RASMUS-1 kent een volstrekt andere
structuur. De capaciteit wordt bepaald
door een ,,putty-putty” Cobb-Douglasproduktiefunctie. De substitutie-elasticiteit is gelijk aan een, waardoor vergeleken
met FREIA een snellere substitutie tussen
kapitaal en arbeid optreedt bij een verandering in de relatieve prijzen. Gegeven de
veronderstelling van volledig vrije mededinging worden in RASMUS-1 na kostenminimering de factor-vraagrelaties en na
winstmaximalisatie de geplande capaciteit
afgeleid. Ook de feitelijke produktie wordt
bepaald door een Cobb-Douglas-functie.
Hier komt een tweede verschil met FREIA
naar voren: in RASMUS-1 kunnen door
bovenstaande modellering de bezettingsgraden van arbeid en kapitaal apart worden geschat, terwijl in FREIA slechts detotale bezettingsgraad kan worden bepaald
met behulp van de veronderstelling dat
vraag en aanbod aan elkaar gelijk zijn. Het
gevolg is dat in RASMUS-1 de technische
ontwikkeling geringer is (ongeveer 2% per
jaar). maar dat substitutie, zoals gezegd,
sneller plaatsvindt.
Een allerminst bevredigend resultaat in
RASMUS-1 is echter dat de kapitaalkosten
in de onderzochte periode geen significante
invloed bleken te hebben op de werkgelegenheid in bedrijven. Deze empirische bevinding doet afbreuk aan het theoretische
uitgangspunt van het kostenminimeringsmodel, waarin relatieve factorprijzen
de vraag naar produktiefactoren bepalen.
Daarnaast kan tegen beide modellen het
bezwaar worden aangevoerd dat de modellering een vrij grove (RASMUS-1), dan wel
een vrij gekunstelde (FREIA) is.
Werkgelegenheid en lonen
De werkgelegenheid bij bedrijven wordt
in FREIA bepaald via een niet-lineaire weging van de vraag (afhankelijk van de bezettingsgraad en de gemiddelde kapitaalcoefficient) en het aanbod (met een conjuncturele – het z.g. ..discouraged worker”-effect – en een structurele component). De weging is afhankelijk van de
spanning op de arbeidsmarkt, waarbij het
aanbod (de vraag) een groter gewicht krijgt
naarmate de spanning groter (kleiner)
wordt. In RASMUS-1 is de werkgelegenheid afhankelijk van de capaciteit, de investeringen, de bezettingsgraad en de reele
loonkosten. Zoals hierboven vermeld bleken de kapitaalkosten geen significante invloed te hebben. Ook in RASMUS-1 speelt
op korte termijn het ,.discouraged worker”-effect een belangrijke rol in het arbeidsaanbod; op lange termijn is dat aanbod gelijk aan de omvang van de potentiele
beroepsbevolking door het toepassen van
het z.g. ,,error correction mechanism” 7).
Een belangrijk verschil tussen beide modellen ligt in de specificatie van de loonvergelijking. Tot 1977 (VINTAF-2) gebruikte
het CPB een geschatte vergelijking, die in
FREIA vervangen is door een vergelijking
die bijna geheel uit geprikte coefficienten
lijkt te bestaan. Hierop kom ik later in dit
artikel terug.
De loonvergelijking van FREIA en
RASMUS-1 verschilt in de kwantificering
van de invloed van een drietal factoren:
– de stijging van sociale lasten
(afwenteling);
– de werkloosheid (Phillips-curve);
– de arbeidsproduktiviteit.
De eerste factor, de afwenteling van sociale lasten, kan in twee richtingen werken.
Ten eerste vindt er afwenteling plaats van
werknemerslasten op werkgevers via hogere looneisen. In FREIA gebeurt dat slechts
voor 25%, in RASMUS-1 voor 100%. Ten
* De auteur is student-assistent bij prof. dr. ir.
J.M.M. Ritzen van de vakgroep Openbare Financien en Belastingrecht aan de EUR.
1) CPB, FREIA, een macro-economisch model
voor de middellange termijn, monografie 25,
november 1983.
2) J.H. de Oroene, J.C. Siebrand en N. van de
Windt, RASMUS-1, an annual model of the
Dutch economy, Institute for economic research, discussion paper series nr. 8507/G, Rotterdam, September 1984.
3) J.A. van Kemenade, J.M.M. Ritzen en
M.A.M. Woltgens, Om een werkbare toekomsi;
aanzetten tot een middellange termijn beleid, gericht op volledige werkgelegenheid en economisch herstel, augustus 1984.
4) J.C. Siebrand, N. van der Windt en J.H. de
Groene, Bezuinigen of bezinnen? Een verkenning van de Nederlandse beleidsruimte op middellange termijn, ESB, 22 augustus 1984.
5) Voor de gei’nteresseerde lezer noem ik er
twee: CPB, FREIA and monetary policy, paper
voor Conference on medium term economic assessment, augustus 1983; CPB, FREIA and employment policies, paper voor 1LO workshop on
forecasting models and the employment problem, augustus 1983.
6) Zie voor een uitgebreider overzicht: R. Huijsman, FREIA en RASMUS: twee macroeconomische modellen voor de beschrijving van
de Nederlandse economie, Institute for economic research, discussion paper series no.
8503/G, Rotterdam, januari 1985.
7) D.F. Hendry, Predictive failure and econometric modelling in macro-economics: the transactions demand for money, in: P. Ormerod
(red.), Economic modelling, Heineman, 1979.
tweede kunnen werkgevers hun lasten af-
wentelen op de werknemers. Deze vorm
van afwenteling blijft in RASMUS-1 achterwege, maar gebeurt in FREIA voor
geen. In FREIA zijn ook de nietbelastingmiddelen (aardgas) geendogeniseerd. Aan de uitgavenkant zijn in beide
le sector via de rente en de financieringsoverschotten; de laatste worden gedefinieerd als het verschil tussen de besparin-
modellen de prijzen endogeen en de volu-
gen en de investeringen vermeerderd met
15%. In RASMUS-1 werkt de grote mate
mina exogeen, met twee uitzonderingen in
van afwenteling via de loonkosten door op
de prijzen, waardoor een sterke loon-prijs-
FREIA, namelijk ontwikkelingshulp en
de kapitaaloverdrachten. De rente is enerzijds opgenomen in een aantal bestedingsrelaties zoals de particuliere consumptie en
speelt anderzijds een rol bij de kapitaal-
spiraal ontstaat. In FREIA is het effect
WIR-betalingen. In de twee modellen is
ook de werkgelegenheid bij de overheid
hiervan aanmerkelijk geringer. Bij het fe-
exogeen. De lonen volgen de marktsector.
kosten. Dit laatste verband is in RAS-
nomeen van afwenteling laat zich mijns inziens een kanttekening plaatsen. Hoewel in
het verleden (vrijwel) volledige afwenteling van werknemerslasten op werkgevers
FREIA biedt de mogelijkheid om een
doelstelling ten aanzien van de belastingdruk op te nemen (in procenten van het
netto nationaale produkt). De rentebeta-
MUS-1 directer van aard dan in FREIA,
een vaak voorkomend verschijnsel was,
lingen, waarvan een stijging bijna geheel
echter in de laatste twee jaar hebben gezien
lijkt afwenteling de laatste jaren aan bete-
ten goede komt aan de huishoudingen, zijn
is er, ondanks een daling van de rente,
kenis in te boeten. Dit is onder andere toe
te schrijven aan de gematigde opstelling
in RASMUS-1 endogeen. Bovengenoemde
nochtans nauwelijks sprake van een herstel
verschillen lijken niet van groot belang te
van de investeringen. De vermogensver-
van werknemers bij loononderhandelin-
zijn voor een mogelijk verschil in kwaliteit
tussen de twee modellen: voor beide geldt
houdingen zijn in de achter ons liggende jaren dusdanig verslechterd dat winstherstel
dat de kwartaire sector nog een vrijwel onontgonnen terrein is.
om de vermogenspositie te saneren. Bij de
Het monetaire submodel
modellenbouw is de investeringsrelatiedan
ook altijd een van de allerlastigste.
gen, hetgeen ongetwijfeld samenhangt met
het hoge niveau van de werkloosheid.
Daarnaast speelt het tweede spoor van het
regeringsbeleid (lastenverlichting als stimulans voor herstel van de marktsector)
een rol. Dezelfde argumenten gelden voor
de prijscompensatie, die in beide modellen
volledig is. De moraal is dat coefficienten
Hoewel de overeenkomsten op dit onderdeel groter zijn dan de verschillen, zijn
van een geschatte vergelijking – de ge-
er toch enkele interessante zaken ten aanzien van de verschillen op te merken. Ten
eerste bestaat er een verschil in de mate van
schatte afwentelingscoefficient wijkt in
RASMUS-1 niet significant af van een –
soms in de tijd kunnen veranderen als de
economische structuur verandert 8).
Een tweede fundamenteel verschil tus-
waardoor een rentedaling in RASMUS-1
ceteris paribus een grotere invloed op de investeringen heeft dan in FREIA. Zoals we
in de afgelopen jaren allereerst gebruikt is
Koppelingen van de reele met de monetaire sector zijn voor beide modellen min
of meer gelijk en lopen voor het belangrijkste deel via spanningsvariabelen (bij
voorbeeld de bezettingsgraad) en de financieringsoverschotten.
desaggregatie: FREIA is veel gedetailleerder en kan daardoor substitutieprocessen
binnen het monetair submodel beter be-
3. Varianten
RASMUS-1 is de Phillips-curve lineair en
heeft ook bij hoge werkloosheid invloed op
schrijven. Zo is bij voorbeeld, in tegenstelling tot RASMUS-1, onderscheid gemaakt
tussen de termijn- en spaardeposito’s. Ten
tweede worden in FREIA drie benaderin-
Voordat wij de varianten bespreken is
het raadzaam stil te staan bij een aantal beperkingen in deze analyse. Ten eerste is het
de lonen. In FREIA is de Phillips-curve
gen toegepast om de werking van verschil-
beginjaar waarin de effecten gemeten wor-
niet-lineair en begrensd met een maximaal
lende financiele markten te beschrijven.
den voor de twee modellen verschillend
effect van – 2,5 procentpunten op de loon-
De evenwichtsbenadering is toegepast op
(FREIA: 1983; RASMUS-1: 1985). Ten
mutatie (bij een werkloosheid van ca.
11,5%). Het gevolg is dat in RASMUS-1
de kortlopende overheidsschuld, de binnenlandse obligaties en aandelen. Hieruit
tweede zijn de effecten gemeten in afwijking van de centrale projecties van de twee
een daring van de werkloosheid, ondanks
volgen, impliciet, de korte- en lange-
modellen, die zeer wel kunnen verschillen.
een hoog uitgangsniveau, de lonen ceteris
termijnrentestanden. In RASMUS-1 zijn
Vervolgens zijn deze varianten, zoals alle
paribus doet stijgen, terwijl dit in FREIA
niet gebeurt. De ceteris-paribus-clausule is
hiervoor expliciete reactievergelijkingen
voorspellingen,
heidsmarges, die vrij aanzienlijk kunnen
hier m.i. belangrijk om tot een oordeel te
opgenomen, onder meer afhankelijk van
buitenlandse rentestanden 10) en van de
komen omtrent de plausibiliteit van of
spanning op de kapitaalmarkt. Het gevolg
voorkeur voor het al dan niet lineair specificeren van de Phillips-curve. In het geval
dat, zoals in het recente verleden, een daling van de werkloosheid niet zozeer het gevolg is van economische groei, maar van
arbeidsmarkteffecten zoals vervroegde uittreding (VUT) en ontmoediging (,,discouraged worker”-effect), dan is een effect op
de lonen niet erg waarschijnlijk en lijkt de
van deze verschillende benaderingswijzen
is dat de korte rente bij de evenwichtsbenadering (FREIA) geringere en gelijkmatigere fluctuates vertoont dan in RASMUS-1
het geval is.
De andere twee benaderingen in FREIA
zijn onevenwichtigheidsmodellen voor een
voorkeur te moeten worden gegeven aan
spaardeposito’s, wordt de rente bepaald
een niet-lineaire begrensde Philips-curve.
Deze mening wordt onder andere gedeeld
door prijszetting door een der marktpartijen en de verhandelde hoeveelheid door de
door Rutten 9).
andere partij. In de derde benadering
sen beide modellen is gelegen in de kwantificering
van
de
Phillips-curve.
In
aantal financiele markten. Bij de tweede
benadering, toegepast op de termijn- en
behept
met
onzeker-
zijn. Ten slotte zijn beide modellen nietlineair, waardoor een loonmatiging van
2% niet noodzakelijkerwijs twee keer zo
grote uitkomsten hoeft te geven als een
loonmatiging met 1 %. Toch is een bewerking, waarbij de uitkomsten met een bepaalde, mils niet te grote, factor vermenig-
vuldigd worden, veelal de beste mogelijkheid om varianten vergelijkbaar te maken.
Ondanks de genoemde beperkingen geven
de varianten een aardig houvast om de
werking van de modellen te leren kennen.
Het derde verschil tussen de respectieve
wordt de verhandelde hoeveelheid bepaald
loonvergelijkingen betreft de invloed van
door het minimum van vraag en aanbod of
arbeidsproduktiviteitstijging. In FREIA is
de coefficient van de structurele ar-
een weging daarvan. Deze benadering is
toegepast voor de kredietmarkt en vereist
1983 en 1984 in de serie Macro-economische modelbouw in discussie.
9) F.W. Rutten, Berekeningen over economi-
beidsproductiviteitsontwikkeling geprikt
een speciale aanpak 11). De spanning op de
op een; in RASMUS-1 is de invloed van de
kredietmarkt, weergegeven door de ver-
werkelijke arbeidsproduktiviteit geschat
houding ven feitelijk verleend en gevraagd
(0,92) en blijkt significant kleiner te zijn
dan een, hoewel het verschil gering is. Dit
krediet, speelt als proxy voor financieringsproblemen in FREIA een rol in de re-
verschil
latie voor de voorraadvorming; een stijging van de spanning met 1 procentpunt
doet de voorraadquote met ca. 0,05 procentpunt dalen. RASMUS-1 kent dit verband niet.
is
derhalve
m.i.
niet
erg
belangrijk.
De kwartaire sector
De modellering van de kwartaire sector
staat nog in de kinderschoenen, hoewel
Koppelingen
FREIA hierin verder is dan RASMUS-1.
In het laatste model zijn aan de ontvangstenkant alleen de belastingen endoESB 19-6-1985
In beide modellen lopen de belangrijkste
koppelingen van de monetaire naar de ree-
8) Zie hiervoor o.a, de discussie in dit blad in
sche groei en werkgelegenheid, in de afscheidsbundel voor P. de Wolff.
10) In RASMUS-1 zijn de buitenlandse korte en
lange rentevoeten een gewogen gemiddelde van
de rentevoeten in een vijftal landen, waaronder
de VS en Duitsland. Zie hiervoor: A. Knoester,
Over geld en economische politiek, Stenfert
Kroese, 1980.
11) Het betreft een beslissingsmethodiek t.a.v.
de optimale samenstelling van de portefeuille in
twee fasen. In de eerste fase wordt de feitelijke
omvang van het kort bankkrediet gevonden dat
in de tweede fase als randvoorwaarde geldt voor
de maximering van het verwachte portefeuillerendement. Zie voor een uitgebreidere analyse
CPB-monografie nr. 25.
607
Wij geven daartoe in de tabellen de effeeten na 5 jaar en na 9 jaar (10 bij
Tabel 1. Effecten van 2% loonmatiging a)
RASMUS-1) van een aantal varianten, te
weten:
– 2% loonmatiging;
– 1 % extra groei van de wereldhandel;
– 1% meer overheidsuitgaven(monetair
gefinancierd).
Loonmatiging
FREIA
na 5 jaar
op loonmatiging als potentieel instrument
bij de bestrijding van werkloosheid. De cijfers in label 1 laten echter zien dat loonmatiging slechts een gedeeltelijke oplossing
voor dit probleem is. Het maakt daarbij
geen verschil of loonmatiging eenmalig is
(FREIA), dan wel permanent (RAS-
na 9 jaar
na 5 jaar
na lOjaar
– 1,4
-0,5
0,0
-1,1
-3,5
0,6
-1,1
-2,2
0,8
-0,4
-2,2
-1,2
-3,3
0,7
-7,0
0,7
-0,3
-0,3
-0,3
-0,2
0,3
-0,7
-0,4
-0,5
4,4
1,0
Procentuele mutaties
– volume particuliere consumptie
– volume particuliere investeringen
– volume produklie bedrijven
– prijs particuliere consumptie
De laatste jaren is sterk de nadruk gelegd
RASMUS- 1
— loonvoet bedrijven
– werkgelegenheid b)
2,8
0,4
-1,2
0,4
0,6
-3,8
-8,8
1,6
0,8
Niveauveranderingen
– lopende rekening c)
– financieringstekort c)
– werkloosheid b)
– lange rente
– korte rente
-0,3
21,6
6,6
-0,3
-0,6
-2,6
-0,8
-0,2
-0,8
MUS- 1). In RASMUS-1 tekent zich een er-
nstige patstelling af, waarbij het beleid gevangen lijkt tussen het financieringstekort
en werkloosheid. Het financieringstekort
stijgt door afnemende belastingopbreng-
a) Gecumuleerd t.o.v. centrale projectie.
b) In procenten van afhankelijke beroepsbevolking; eventueel in duizend arbeidsjaren (FREIA).
c) In procenten van nni (marktprijzen).
sten en deflatoire prijseffecten die een daling van het nominaal inkomen veroorzaken (de noemer van de variabele die de
Tabel 2. Effecten van 1 % extra wereldhandel a)
FREIA
druk van het financieringstekort weergeeft). In FREIA worden deze effecten ge-
na 5 jaar
compenseerd door een daling van de loon-
gevoeligeoverheidsuitgaven, waardoor het
financieringstekort op termijn iets daalt.
– volume particuliere consumptie
– volume particuliere investeringen
de eerste periode is te verklaren uit de toepassing van het jaargangenmodel. Door de
–
lagere reele loonkosten stijgt de economi-
weer aan, omdat het rendement op de investeringen stijgt en de genoemde negatieve effecten op termijn meer dan compen-
na 9 jaar
na 5 jaar
na 10 jaar
0,2
0,6
0,4
0,0
0,1
9,0
0,2
0,8
0,5
0,0
0,1
12,5
0,3
1,2
0,4
0,1
0,2
0,2
0,5
0,9
0,6
0,2
0,9
0,1
0,1
-0,2
-8,1
-0,1
0,0
0,1
-0,3
-11,3
-0,1
0,0
0,0
-0,6
-0,4
-0,1
-0,3
0,3
-2,1
-1,0
-0,4
Procentuele mutaties
Het negatieve effect op de investeringen in
sche levensduur waardoor de uitstoot van
oude jaargangen vermindert. Daarnaast
speelt het negatieve acceleratoreffect een
rol. Uiteindelijk trekken de investeringen
RASMUS-1
volume produktie bedrijven
prijs particuliere consumptie
loonvoet bedrijven
werkgelegenheid b)
Niveau veranderingen
– lopende rekening c)
– financieringstekort c)
– werkloosheid b)
– lange rente
– korte rente
-1,7
seert. Het saldo op de lopende rekening
neemt in RASMUS-1 groteske vormen aan
(op lange termijn ca. f. 80 mrd.!). Dit ver-
taalt zich voor een deel in de daling van de
(korte) rente, maar op den duur kan een
aanpassing van de wisselkoers (in beide
a) Gecumuleerd t.o.v. centrale projectie.
b) In procenten van afhankelijke beroepsbevolking; eventueel in duizend arbeidsjaren (KREI A).
c) In procenten van nni (marktprijzen).
Tabel 3, Effecten van 1 % meer overheidsuitgaven (monetair gefinancierd) a)
modellen exogeen) niet uitblijven. Samenvattend kan gesteld worden dat loonmatiging – volgens de uitkomsten van beide
modellen – voor de komende jaren slechts
RASMUS-1
FREIA
na 5 jaar
na 9 jaar
na 5 jaar
na 10 jaar
1,2
1,4
0,8
0,1
0,2
0,5
1,4
1,6
1,0
0,2
0,6
0,8
1,4
0,9
0,0
1,0
0,4
1.1
1,6
1,0
0,2
2,2
-0,1
-0,6
0,2
-0,5
-0,4
-0,2
-0,7
0,5
-0,2
-0,1
-0,5
-1,0
een gedeeltelijke oplossing kan zijn voor
het werkloosheidsprobleem.
Procentuele mutaties
– volume particuliere consumptie
Slijging van de wereldhandel
– volume particuliere investeringen
In deze variant worden de effecten bekeken van een stijging van de wereldhandel
met 1%. De uitkomsten voor de twee modellen staan vermeld in label 2 en verschillen niet veel met elkaar. Deze variant blijkt
zonder meer gunstig le zijn voor de open
Nederlandse economic. Duidelijk komt
hierin de invloed van de Phillips-curve
naar voren. In FREIA Ireedl hel effecl van
deze curve niet op, omdat de werkloosheid
in de uitgangssituatie boven het maximum
(ca. 11,5%) ligt waarbij de Phillips-curve
nog werkt. In RASMUS-1 is deze curve
—
volume produktie bedrijven
prijs particuliere consumptie
loonvoet bedrijven
werkgelegenheid b)
Niveauveranderingen
– lopende rekening c)
– financieringstekort c)
– werkloosheid b)
– lange rente
– korte rente
-0,6
0,6
-0,4
-0,2
-0,2
0,0
0,4
-0,1
-0,2
-0,8
a) Gecumuleerd t.o.v. centrale projectie.
b) In procenten van afhankelijke beroepsbevolking; eventueel in duizend arbeidsjaren (FREIA).
c) In procenten van nni (marktprijzen).
niet begrensd en stijgen de lonen op ler-
van de werkloosheid, waardoor hel finan-
ven in label 3 en blijken voor beide model-
mijn met bijna %. De hiermede gepaard
cieringslekorl zich in RASMUS-1 gunstiger ontwikkelt dan in FREIA het geval is.
len nauwelijks le verschillen. De enige uilzondering betrefl de lonen in RASMUS-1,
gaande stijging van de belastingopbrengslen en de daling van de renlelasten
resulteren in een daling van het financieringstekort. Dit resultaat wordt verder verslerkt door de daling van de sociale uitkeringen dank zij een sterke vermindering
608
waarvan de stijging weer toegeschreven
Verhoging overheidsuitgaven (monetair
gefinancierd)
moet worden aan de Phillips-curve. De
besledingsimpulsen gaan in deze varianl
vergezeld van een geldinjectie. Omdal de
De effecten van deze variant zijn gege-
renievoeien lenderen le dalen, overheersen
de bestedingseffecten, ook op langere ter-
aal wordt aangedragen. Voor FREIA ont-
mijn. Opvallend is dat het financieringste-
breken statistische gegevens zoals correla-
kort niet evenredig stijgt met de initiele im-
tiecoefficienten en t-waarden, maar wor-
puls. Dit wordt veroorzaakt door inver-
den wel grafische weergaven gegeven van
de simulatieresultaten. Voor RASMUS-1
dieneffecten en lagere rentelasten. Er
treedt echter in beide modellen een onevenwichtigheid op, omdat zowel de lopende
rekening als de kapitaalrekening, als gevolg van de rentedaling, een tekort verto-
nen. Deze onevenwichtigheid zal hetzij gevolgen hebben voor de wisselkoers en daarmee de rentestanden, hetzij beleidsbijstelling noodzakelijk maken. Deze variant
is dit precies andersom. Ik eindig dit artikel
daarom met een aanbeveling. Nederland
kent nu vier macro-economische modellen, te weten FREIA (CPB), RASMUS-1
(EUR), MORKMON (DNB) en OREGON
(Groningen). Het is mijns inziens zeer wenselijk en nuttig als de verschillende makers
van de modellen een overlegstructuur of
lijkt derhalve, mede gezien de marginale
een werkgroep zouden opzetten, waarin
effecten op de werkloosheid, niet veel meer
dan lood om oud ijzer.
theorie en empiric van de modelbouw centraal staan. Speciaal aandachtspunt moet
daarbij o.a. een uniforme definiering van
de variabelen en uniforme publikatie van
4. Besluit
Dit artikel beoogde twee modellen met
elkaar te vergelijken en op de belangrijkste
onderdelen de implicaties van verschillen
in modellering aan te duiden. Door de
complexe structuur van de modellen is het
echter een hachelijke, zo niet onmogelijke
zaak om het ene model te prefereren boven
het ander. Daar komt bij dat op puur statistische gronden een keuze des te moeilijker is, omdat hiervoor in de publikaties
van beide modellen niet voldoende materi-
de modellen zijn. Bovendien kan op deze
wijze kennis gebundeld en benut worden
bij het uitwerken van recente aandachtsgebieden zoals de onevenwichtsanalyse, de
synthese tussen macro- en micro-economic
en de verdere uitbouw van de kwartaire en
monetaire sector. Realisering van deze
aanbeveling lijkt zeer vruchtbaar voor de
beleidsondersteunende functie van macroeconomische modellen.
Robbert Huijsman