Ga direct naar de content

Grecon-voorspellingen voor 1984

Geplaatst als type:
Gepubliceerd om: februari 22 1984

Grecon-voorspellingen voor 1984
DRS. V. J. DE JONG – DRS. D.T. TEMPELAAR
DRS. H.W.A. DIETZENBACHER – PROF. DR. M.A. KOOYMAN
DRS. A.G.M. STEERNEMAN – DRS. W. VOORHOEVE*
Traditiegetrouw worden in ESB de jaarlijkse Grecon-voorspellingen gepubliceerd. Voor 1984tonen
deze een duidelijk herstel van de Nederlandse economic. De Grecon-prognoses worden vergeleken
met die van het Centraal Planbureau. Voor de werkgelegenheid en de consumptieve bestedingen
worden voorts gedesaggregeerde voorspellingen gegeven. Ten slotte wordt ingegaan op een
belangrijke vooronderstelling bij het gebruik van macro-econometrische modeller: de constantheid
van het gedrag van economische subjecten in de tijd. Het lijkt mogelijk beter te voorspellen door een
methode te gebruiken waarbij wel variatie in het gedrag van economische subjecten wordt
toegelaten.
Inleiding
Na een drietal jaren van economische teruggang is de Nederlandse economic herstellende. Dit is de belangrijkste strekking
van de Grecon-voorspeliingen voor 1984. Het vertrouwen in een
economische opleving in de komende jaren blijkt vooral uit de
toename van de investeringen door bedrijven. Samen met een
verdere stijging van de export vormt zij de belangrijkste factor in
de opleving van de binnenlandse produktie. De inflatie daalt tot
een ongekend laag peil (1,3%). Ondanks deze positieve ontwikkelingen blijft de werkloosheid zorgwekkend. De werkgelegenheid in de bedrijven zal door de toegenomen activiteit weliswaar
groter zijn dan in 1983, maar de verdere uitstoot van arbeidsplaatsen bij de overheid en het extra aanbod van arbeid zullen toch resulteren in een toename van de werkloosheid met
64.000 arbeidsjaren. In vergelijking met de CPB-prognoses, zoals gepubliceerd in de Macro Economische Verkenning 1984
(MEV 1984), zijn onze voorspellingen optimistischer.
Aan onze prognoses ligt het model Grecon 84-D ten
grondslag. Op een aantal punten wijkt dit model af van de vorige
versies 1). Het specifieke karakter van het model is echter ongewijzigd gebleven. Om een indruk te krijgen van de voorspelkwaliteit van het model confronteren wij de door ons in de afgelopen
twee jaren gemaakte voorspellingen met de voorlopige realisaties. Discrepanties tussen voorspellingen en realisaties worden
deels veroorzaakt doordat foutieve veronderstellingen voor de
gepredetermineerde variabelen werden gemaakt. Voor 1982 zijn
uit de Nationaie Rekeningen redelijk betrouwbare gegevens beschikbaar. Met behulp van deze gegevens worden nu opnieuw
,,voorspellingen” voor 1982 berekend. Deze voorspellingen ex
post geven inzicht in de kwaliteit van het door ons gehanteerde
model. Voor 1983 vergelijken we de voorspellingen ex ante met
de voorlopige realisaties, zoals gegeven in de CBS-publikatie
Hetjaar 1983 in cijfers.
Alle door ons gebruikte modellen gaan uit van de vooronderstelling dat het gedrag van economische subjecten constant is
in de tijd. Bij dit postulaat worden de laatste tijd veel vraagtekens gezet. Voor het model Grecon 82-B hebben we onderzocht
in hoeverre de gedragspatronen in de door ons gebruikte schattingsperiode wezenlijk zijn veranderd. Met behulp van Kalmanfilter-technieken is het model herschat. In enkele gedragsvergelijkingen treden duidelijke fluctuaties op. De voorspellingen met
het resulterende model blijken beter dan de oorspronkelijke
prognoses die werden verkregen met het model met de constant
veronderstelde structuur.
De indeling van dit artikel is als volgt. Eerst bespreken wij de
voorspellingen voor 1984, vervolgens de gedesaggregeerde voorspellingen voor 1984. Daarna worden de voorspellingen voor
1983 met de voorlopige realisaties geconfronteerd. De voorspellingen ex ante en ex post voor 1982 komen in de daarop volgende
200

paragraaf aan de orde. Ten slotte snijden wij het vraagstuk aan
van de constantheid van economische structuren.
De voorspellingen voor 1984
De Grecon-voorspellingen worden berekend met behulp van
het model Grecon 84-D. Het model bevat lOgedragsvergelijkingen en 25 definitievergelijkingen. Het aantal gepredetermineerde variabelen in het model bedraagt 25. De veronderstellingen
ten aanzien van de gepredetermineerde variabelen zijn grotendeels ontleend aan de MEV 1984 om de vergelijkbaarheid tussen
CPB- en Grecon-prognoses te bevorderen. De belangrijkste veronderstellingen staan vermeld in label 1.
Tabel 1. Veronderstellingen ten aanzien van de belangrijksie gepredetermineerde variabelen
Variabele a)

Voorlopig cijfer
voor 1983

Veronderstelling
voor 1984

proccntuclc mutaties t.o.v. vorig jaar
Reelc uitvoer van goedcrcn (b)
Invoerprijs(p m )
Reele afzet van gocdcren (v’)
Werkgelegenheid in bedrijven (a)
Investeringen in woningcn (t w )
Reele materiele overheidsbestedingen (x cx )

-bl
0
1,5
2,34
-b)

5.0
3.0
-b)
-b)

-b)

-7,0

2.0

absolute mutaties t.o.v. voriy jaar
Premie- en belastingdruk als
percentage van het beschikbaar
inkomen (pbd’ E )
Uitkcringen aan gezinncn als
percentage van het beschikbaar
inkomen (uon’ g )

-b)

-0,5

-b)

-0,5

a) Tussen haakjes staan de in het Grecon-modcl gebruikte symbolen vermeld.
b) Wordt niet gcbruikt bij de voorspelling voor 1984.

Gebruik makend van deze veronderstellingen zijn voorspellingen voor 1984 berekend. Grecon- en CPB-prognoses staan ver* Drs. D.T. Tempelaar is wetenschappelijk. medewerker bij dc Economische Faculteit Maastricht, voorheen bij het Economisch Instituut Groningen. Het onderzoek van deze schrijver is mogelijk gemaakt dank zij
een subsidie van de Nederlandse organisatie voor Zuiver Wetenschappelijk Onderzoek. De overige auteurs zijn verbonden aan het Econometrisch Instituut, RUG, Postbus 800, 9700 AV Groningen.
1) Een volledig verslag van het gebruikte model is op aanvraag bij de
auteurs te verkrijgen. In dit rapport worden alle aangebrachte wijzigin-

gen uitvoerig besproken.

meld in label 2. Voor de Grecon-voorspellingen worden tevens
de geschatte standaarddeviaties van de voorspelfout gegeven.
De ervaring met vorige versies van het model leert dat de realisaties ruwweg niet meer dan een keer de standaarddeviatie van de
voorspellingen afwijken.

anderingen in de totale afzet van goederen zullen dus de werkgelegenheid in de sector bouw sterk bei’nvloeden, terwijl de sector
overige diensten hier op korte termijn tamelijk ongevoelig voor
is. De gedesaggregeerde voorspellingen zijn consistent met de
macro-voorspellingen 2). In tegenstelling tot vorige jaren is in de

Tabel 2. De voorspellingen voor 1984

de sectoren. De resultaten per sector vindt U in label 3.

Variabele

Tabel 3. Sectorvoorspellingen voor de werkgelegenheid voor
1984

vergelijkingen nu ook een trend opgenomen voor de verschillen-

Reele consumptie (c)
Consumptieprijs (pc)
Reele investeringcn
(excl. woningen) (i m )
Export prijs (PJ,)

Reele invoer van goederen (m)
Reele afzet (v'(
Binnenlandse produktie (bpr)
Wcrkgelegenheid (excl.
overheid) (a)
Loonvoet ( I )

CPB
Standaarddeviatie
van de voorspelfout (MEV 1984)
procentuele mutaties t.o.v. 1983

Grecon

0,4
1,3

1,4

10,3
2,2
2,6

6,8
1.1
3,0
0,9
1,2

0,5
2,1

1,0
1,2

2,5
1,4

1,9

-2
3

2
1

Industrie (incl. delfstoffenwinning en
reparatiebedrijven)
Bouw-en bouwinstallatiebedrijven
Handel, hotel- en reslaurantwezen
(excl. reparatiebedrijven)
Overige diensten

0,5

(in mrd. gtd.)

-0,5
– 1.9
0,8

1,5

opslag- en communicatiebedrijven en
-1,1

0

64

— a)

100

+ 6,5

— a)

+ 5,5

0,9

0,2

-b)

Inkomenssaldo overheid als
percentage van de afzet van
goederen (iso’)

Procentuele mutaties t.o.v. 1983

Rest (landbouw en visserij, transport-,

3
•>

absolute mutaties t.o.v. 1983
Aantal werklozen (in arbeidsjaren x 1.000)
Saldo betalingsbalans

Sector

a) Niet beschikbaar omdat het hier geen modelvoorspelling betreft.

b) Niet beschikbaar.

Onze voorspellingen zijn optimistischer dan de CPBvoorspellingen uit de MEV 1984. Zo voorzien wij een stijging
van de investeringen met 10,3%. In de afgelopen jaren is de
loonontwikkeling achtergebleven bij de arbeidsproduktiviteitsstijging. Tevens is de rente op vreemd kapitaal gedaald. De hierdoor ontstane groei van de winstmarges en winstverwachtingen
in de bedrijven zullen de investeringsgeneigdheid in 1984 sterk
positief bei’nvloeden. De inflatie daalt tot het ongekend lage niveau van 1,3%. Ook hier speelt de beperkte loonvoetstijging een
belangrijke rol. Daarnaast is de bescheiden stijging van de in-

voerprijzen in 1983 en 1984 van invloed. Door de geringe inflatie
blijft het reele beschikbaar inkomen van gezinshuishoudingen in
1984 nagenoeg gelijk (+ 0,9%). Het reele beschikbare inkomen
uit lonen en sociale uitkeringen daalt slechts met 0,2%, terwijl
het reele beschikbare overig inkomen van gezinshuishoudingen
met 5% toeneemt. De door velen gevreesde uitval van de consumptieve vraag in 1984 zal dan ook niet plaatsvinden.
De werkloosheid blijft het grootste zorgenkind. Hoewel de
werkgelegenheid in de bedrijven met 17.000 arbeidsjaren toeneemt zal de werkloosheid stijgen met 64.000 arbeidsjaren. De
redenen hiervoor zijn gelegen in (i) de uitstoot van arbeidsplaatsen bij de overheid (15.000 arbeidsjaren) en de zelfstandigen
(6.000 arbeidsjaren) en (ii) het extra aanbod op de arbeidsmarkt
van 60.000 arbeidsjaren. We mogen dan ook concluderen dat de
economische opleving niet in staat zal zijn het werkloosheidsprobleem op te lessen. Verdere arbeidstijdverkorting in de
sectoren van de economic met een te groot arbeidsaanbod lijkt
op de korte en middellange termijn de enige mogelijkheid hierin
verandering te brengen.

openbare nutsbedrijven)

Macro-werkgelegenheid berekend met
partieel gedesaggregeerd model
Macro-werkgelegenheid berekend met
Grecon 84-D

-0,1

0,3
0,5

Ondanks de optimistische macro-economische voorspellingen

blijft de ontwikkeling van de werkgelegenheid in de sectoren
bouw en industrie negatief. In de sector industrie zullen nog
5.000 arbeidsjaren verloren gaan en in de sector bouw zullen
6.000 arbeidsjaren verdwijnen.
Ook in de gedesaggregeerde consumptieprognoses is, in tegenstelling tot vorig jaar, rekening gehouden met trendmatige ontwikkelingen in de afzonderlijke calegorieen. De resultaten van
deze voorspellingen vindt U in label 4.

Tabel 4. Gedesaggregeerde voorspellingen voor de consumptie
van gezinshuishoudingen voor 1984
Consumptie van gezinshuishoudingen in
Levens- en genotmiddelen
Duurzame consumptiegoederen
Overige consumptiegoederen

Procentuele mutaties t.o.v. 1983

-0,5
-4,7
2,5

Macro-consumptic berekend met partieel

gedesaggregeerd model
Macro-consumptie berekend met
Grecon 84-D

0,4
0.4

Het nagenoeg gelijk blijven van hel reeel beschikbaar inkomen van gezinshuishoudingen kan niel voorkomen dal de consumplie van duurzame consumptiegoederen verder afneemt.
De voorspellingen en voorlopige realisalies voor 1983

Bind december 1983 verscheen de CBS-publikatie Het jaar
1983 in cijfers. Hieruil kunnen de voorlopige realisaties voor de
door ons voorspelde grootheden worden afgelezen. In label 5
worden deze realisaties vergeleken met onze voorspellingen ex
anle 3) en mel de CPB- prognoses. Deze confrontatie moel om
I wee redenen mel voorzichligheid worden gei’nlerpreteerd: ten
eersle zijn de realisalies nog onzeker – pas in 1986 worden de
definilieve cijfers door hel CBS gepubliceerd; en ten tweede zijn
de voorspellingen ex anle, d.w.z. ze zijn gebaseerd op – moge-

lijk achteraf foutief gebleken – veronderstellingen met beirekDe gedesaggregeerde voorspellingen voor 1984

Evenals in de afgelopen twee jaren geven wij voor de consumptie en de werkgelegenheid gedesaggregeerde voorspellingen. Voor de werkgelegenheid betreft het voorspellingen uitgesplitst naar een vijftal produktiesectoren: Industrie, bouw,
handel, overige diensten en een restcategorie. Op macro-niveau
wordt voorbijgegaan aan het verschil in elasticiteiten tussen deze

sectoren en worden trendmatige ontwikkelingen niet meegenomen in de voorspellingen. Een voorbeeld is het verschil in de afzetelasticiteiten van de werkgelegenheid. In de sector bouw bedraagt deze 1,9 en in de sector overige diensten slechts 0,2. VerESB 29-2-1984

king lot de gepredetermineerde variabelen.
De realisaties voor 1983 onderstrepen de negatieve economische onlwikkelingen. Weliswaar ondergaan de invesleringen na
drie achlereenvolgende jaren van forse dalingen een lichte toename, doch de verdere verslechtering van de werkgelegenheid is
ronduit dramatisch te noemen. In 1983 is de werkloosheid dan
ook toegenomen mel 255.000 arbeidsjaren. Grecon en hel CPB
2) Zie V. J. de Jong, Desaggregation towards production sectors, part II,
a partially desaggregated model, RU Groningen, Econometrisch Insti-

tuut, SE-73/8003.
3) Zie£SBvan I6maart 1983, ,,Grecon-voorspellingen voor 1983″.

201

zijn er maar ten dele in geslaagd deze negatieve ontwikkelingen
juist te voorspellen. Zo bevatten de Grecon-prognoses vier tekenfouten: voor de reele investeringen, de exportprijs, de betalingsbalans en de reele afzet van bedrijven werd een ontwikke-

ling in de verkeerde richting voorspeld. Voor de reele afzet wordt
dit grotendeels veroorzaakt door het t’eit dat de Grecon-groep achteraf ten onrechte – de reele exportstijging aanzienlijk lager
raamde dan het CPB. Ook de verkeerd voorspelde toename van
het saldo op de lopende rekening van de betalingsbalans is aan
deze foutieve raming te wijten.

Tabel 5. De voorspellingen en voorlopige realisaties voor 1983
Variabele

Voorlopige

Grecon-

realisatie

voorspelling

CPB-voorspelling
(MEV 1983)

procentuclcmutaliest.o.v. 1982

Rccic consumptic k)

– 3
4.5

Consumpticprijs (p c )

– 1.5
2.7

(1.9
2,2

Rccic invcMcringcn
(excl. woningcn)(i m )
Exportprijs (pj,)

1,8
– 0.8

-0,9

2,9
1,5
3,5

1,5
-0,3
4,5

2.5
2
0
4,5

-2,3

-1,1

– 1,6

Reele invoer van goedercn (m)
Reele afzet van bedrijycn (v’)
Loonvoet (1)
Wcrkgclcgcnhcid (ccl.
overheid) (a)

->

1,3

+ 255

+ 105

+ 150

+ 2,2

-1,3

+5

(in mrd.gld.)

De voorspellingen ex ante en ex post

In deze paragraaf confronteren we de voorspellingen ex ante
4) en ex post voor 1982 met de realisaties zoals gepubliceerd in de
Nationale Rekeningen 1982. Het betreft hier voorlopige realisaties: de definitieve cijfers publiceert het CBS in 1985.
De in 1980 begonnen economische recessie zette zich in 1982
onverminderd voort. Voor het derde achtereenvolgende jaar

was er sprake van een verdere teruggang van de reele afzet van
bedrijven, welke hoofdzakelijk werd veroorzaakt door de vermindering van de binnenlandse vraag. Zo daalden de investerin-

gen in woningen verder dan door ons was voorzien (-8%) en

Tabel 6. Voorspellingen en veronderstellingen voor 1982, ex ante en ex post
Variabele

Voorspelling

Realisatie

ex post

ex ante

herziene
MEV 1982

Grccon

Grecon

Veronderslellingen
4

4

1,7

1,7

-4

-4

-8,0

-8,0

4

4

-0,8

-0,8

-0,8
0,1

– 1,6

Reele investeringen
in woningen (i w )

Reele uitvoer van
goederen (b)

Resu/laten
Reele consumptie (c)

-1,5

Consumptieprijs (pc)

5 a 5,5

-1,2
6,1

6,6

Reele investeringen
(excl. woningen) (im
Exportprijs (pb)

Reele invoer van
goederen (m)
Reele afzet van bedrijven (v’J
Werkgelegenheid
(excl. overheid) (a)
Loonvoet (1)

0
6

-0,6
3,7

1,5
1,9

-2,7
4,3

2

2,6

2,0

1,4

1

0,5

-0,9

(in mrd. gld.)

202

de inflatie-accelerator nog steeds van kracht is. Bij afnemende
inflatie veroorzaakt deze accelerator een versterking van het
proces in negatieve richting. In het vervolg van dit artikel tonen
wij aan dat in de laatste jaren van de door ons gebruikte schattingsperiode het inflatie-acceleratormechanisme niet of nauwelijks meer functioneert.
Ook de andere voorspellingen ex post zijn slechter dan de
prognoses ex ante. Door het simultane karakter van het model
worden zij sterk bei’nvloed door de extreem lage inflatievoorspelling.
De constantheid van economische structuren

,,Het principe waarop econometrische modellen zijn gebaseerd, is dat het gedrag van individuen of groepen van individuen een zekere constantheid in de tijd vertoont… Maar bestaat er

in het sociale leven wel zo’n orde? Bestaan er wel stabiele gedragspatronen?” Met deze rethorische vragen opent redacteur-

secretaris Van der Geest een tweetal bijdragen onder de titel
,,Een tijdbom onder de econometric” 5). Als prefect van dit,
volgens Van der Geest onterechte geloof in stabiele gedragspatronen wordt Tinbergen aangewezen: ,,Tinbergen was van mening dat de kwantitatieve methoden uit de fysica ook in de socia-

le wetenschappen bruikbaar waren. Zoals er in de natuurkunde
wetmatigheden bestonden, zoals de wet van de zwaartekracht
van Newton, de gaswetten van Boyle en Gay-Lussac,…, zo zouden er wellicht ook in de sociale processen vaste patronen te on-

– 1,4
5,9

-0,7
0,6

-3,3
6,2

De twee redactionele bijdragen van Van der Geest worden afgesloten met een alternatief voor de ,,Tinbergiaanse methode”.
Uitgangspunt hierbij is ,,dat er een scherper onderscheid zou
moeten worden gemaakt tussen het domein van de economic
waarover wel uitspraken mogelijk zijn en dat waarover dit minder goed of helemaal niet mogelijk is. Tot het laatste gebied behoort dan het gedrag van individuen of groepen, waarin onvoldoende vaste patronen vallen te ontdekken om kwantitatieve uitspraken te doen” 7). Het door Van der Geest gepropageerde
alternatief (,,de methode Hartog”) ontmoet in de verschillende
readies weinig positieve kritiek. Kuipers betoogt dat de bruikbaarheid van de methode gering is 8). Immers, Van der Geest

-1,6

-0,9
6,5

absolute rnutaties t.o.v. 1981

Toename aantal wcrklozen
( x 1.000)
Saldo betalingsbalans

verantwoordelijk voor deze verdere toename.
Blijkens label 6 zijn zowel het CPB als Grecon redelijk in staat
geweest deze ontwikkelingen ex ante te voorspellen. De prognoses ex post zijn van aanzienlijk geringere kwaliteit, wat geheel in
tegenstelling staat tot voorgaande jaren. De slechte voorspellingen ex post duiden op specificatiefouten in het gebruikte model.
Het betreft in het model Grecon 82-B vooral de specificatie van
de consumptieprijsvergelijking, waarin ten onrechte de stijging
van de primaire liquiditeiten boven de stijging van de nominale
bestedingen is opgenomen. In Grecon 83-B is de som van primaire en secundaire liquiditeiten genomen, daar ook secundaire liquiditeiten betrekkelijk snel gemonetariseerd kunnen worden.
In 1982 heeft een plotselinge verschuiving van primaire naar secundaire liquiditeiten plaatsgevonden. Dit veroorzaakte een
sterke daling in de inflatievoorspelling van het model Grecon
82-B.

derkennen zijn” 6).

procentuelemutatiest.o.v. 1981
lnvoerprijs(p m )

beidsplaatsen (112.000 arbeidsjaren) was voor een groot deel

Een verdere tekortkoming lijkt de veronderstelling dat in 1982

absolute mutaties l.o. v. 1982
Tocnamcaantal wcrklo/cn
( x 1.000)
Saldo bctalingsbalans

namen ook de consumptieve vraag (— 1,6%) en de investeringen

van bedrijven (-2,7%) af. De werkloosheid steeg in 1982 met
157.000 arbeidsjaren. Deze toename werd net als in 1981 niet
langer alleen veroorzaakt door het extra aanbod van arbeid.
Ook de vermindering van het totaal beschikbare aantal ar-

veronderstelt dat een economisch systeem opgevat kan worden

4) Zie ESB van 3 maart 1982, ,,Grecon-voorspellingen voor 1982″.
5) L. van der Geest, Een tijdbom onder de econometric (1,11) ESB, 24 en
31 augustus 1983, biz. 741 en biz. 761.

6) Idem, deel I.
+ 95
8

+ 110

2

+ 69
-4,4

+ 157
3

7) Idem, deel II.
8) S.K. Kuipers, Macro-economische modelbouw in discussie (V), ESB,

1 december 1983, biz. 1140-1143.

als een strikte dichotomic, bestaande uit een deel waarvoor wel
zinvolle economische uitspraken (voorspellingen) kunnen worden gedaan en een deel waarvoor dat niet mogelijk is. Ook Cramer en Tinbergen betogen dat deze indeling niet zinvol is 9).
Vooral het gegeven dat de gedragspatronen tot het niet constante,

van tijdsvarierende parameters” en ,,schattingen verkregen on-

der de veronderstelling van constante parameters”. Bij het beoordelen van de fluctuaties in de parameterschattingen met behulp van de hierna volgende figuren is het van belang te letten op

de gekozen schaalwaarde. Om in elk figuur voldoende mate van

gedeelte van de economic gerekend moeten worden, onderschrij-

variatie te krijgen zijn de schaalwaarden steeds verschillend

ven zij niet. Recente successen bij het modelleren van de con-

gekozen.

sumptiefunctie 10) tonen de modelleerbaarheid van het gedrag

van economische subjecten overduidelijk aan.
In alle antwoorden wordt wel benadrukt dat tal van gedragspatronen zich in de tijd zullen wijzigen. Een goede methode, die rekening houdt met het feit dat vele van de parameters in
economische modellen niet constant zijn in de tijd, is die der regressieanalyse met tijdsvarierende parameters. Deze methode,
die ook in de repliek van Den Butter werd genoemd als mogelijk

alternatief voor de ,,Tinbergiaanse aanpak” 11), zal in het vervolg van dit artikel worden toegelicht en geillustreerd. Zonder
nu te willen suggereren dat deze methode het enig mogelijke alternatief is, moet worden opgemerkt dat de introductie van tijdsvariatie in de modelparameters bij de te beschouwen toepassing
wel tot opmerkelijke uitkomsten leidt.
In een model met tijdsvarierende parameters wordt verondersteld dat de parameters toevallige grootheden zijn. In het
door ons gebruikte kansmodel (het ,,random-walk”-model)
wordt de waarde van een parameter gelijkgesteld aan de waarde
in de tijdsperiode daarvoor, vermeerderd met een storingsterm.
In feite is een model met constante parameters een bijzonder geval van het hierboven geschreven model. De door Van der Geest
gesignaleerde dichotomic wordt door deze aanpak overbodig.

De tijdsvarierende parameterschattingen
De consumptievergelijking van het model Grecon 82-B bevat
als verklarende variabelen 16) het reele beschikbare inkomen
van gezinshuishoudingen (een half jaar vertraagd), het reele con-

sumptief krediet en de liquiditeitsstijging boven de nominale
stijging van de totale afzet. Van deze verklarenden is het reele beschikbare inkomen verreweg de belangrijkste. In figuur 1 is het
verloop van de geschatte parameterwaarde van deze verklarende
variabele in de tijd weergegeven onder elk van de volgende twee

veronderstellingen:
– de modelparameters zijn constant in de tijd (dit wordt in de

figuur aangegeven met een horizontale rechte: de stippellijn), en berekend met de methode van de kleinste kwadraten
in twee ronden, de schattingstechniek gebruikt bij de schatting van het model Grecon 82-B met constante parameters;
– de modelparameters varieren in de tijd (de doorgetrokken

lijn aangeduid met ,,Kalman filter”).
Figuur 1. Degeschatleparameterwaarden van het reele beschikbare inkomen in de consumptievergelijking

Opmerkelijk is verder dat schattingstechnieken voor modellen

met tijdsvarierende parameters tot ontwikkeling zijn gekomen
binnen de natuurwetenschappen, in de erkenning dat vele modelleringsproblemen niet bevredigend kunnen worden opgelost
door gebruik te maken van modellen met constante parameters.
De hier geschetste ontwikkelingen brengt ons terug bij Tinbergen en diens analogic tussen natuurkundige en sociaal-economische vraagstukken. Het blijkt dat deze analogic nog steeds (of
misschien beter gezegd: wederom) opgeld doet.

Tijdvarierende parameters in het model Grecon 82-B
In het Grecon-artikel van het afgelopen jaar zijn een aantal

verschillende versies van het Grecon-model vergeleken op basis

— Kalman-filter
— Kleinste kwadraten in twee ronden
(_

0.9

G
E

o.e

!

0.7

I

8
a.
S

O.E

van hun voorspelkwaliteit 12). De meest recente versie die in

deze vergelijking is opgenomen, is het model Grecon 82-B. Dit
model is als uitgangspunt genomen voor de onderhavige studie.

52

S<

56

58

60

62

6U

66

66

70

11

74

76

76

60

Jaar

Een tweetal verschillende doeleinden zijn nagestreefd in deze

studie:
– in hoeverre is het mogelijk de voorspelkwaliteit van het
Grecon-model 82-B te verbeteren door het introduceren van
tijdsvarierende parameters, zonder de structuur van het model te veranderen?
-* in hoeverre is het mogelijk op basis van de resultaten met
tijdsvarierende parameters een model te construeren met

constante parameters, dat een betere voorspelkwaliteit heeft

De meest in het oog springende verschillen tussen beide parameterschattingen betreffen de periode na de Koreaanse crisis
(met kortstondige economische bloei) en de periode na de eerste
oliecrisis. In beide perioden zijn de varierende schattingen aanmerkelijk lager dan de constante schattingen. Dit duidt erop dat
in perioden van economische onzekerheid consumenten zich

dan het model Grecon 82-B?

De technische details van het onderzoek zullen hier niet verder
worden uitgewerkt. De specificatie van het model Grecon 82-B is
volledig terug te vinden in een technisch rapport 13). Bij het vergelijken van de voorspelkwaliteit van de uit het onderzoek verkregen alternatieven is gebruik gemaakt van voorspellingen ex
post, een jaar vooruit voor de periode 1977-1981. Als maatstaf
voor de voorspelkwaliteit is de ongelijkheidscoefficient van

Theil gebruikt. Hoe dichter de waarde hiervan bij nul ligt des te
beter is de voorspelling. Is de ongelijkheidscoefficient groter dan
een, dan zou de naive voorspelling (geen verandering) beter zijn
geweest.
Algorithmen voor het schatten van tijdsvarierende parameters zijn in de moderne econometrische leerboeken te vinden 14).
De verschillende berekeningen uitgevoerd in dit onderzoek (in
het bijzonder de mate van onzekerheid in de diverse parameters)
zijn terug te vinden in Tempelaar 15). In het vervolg zal worden

gesproken over ,,varierende schattingen” en ,,constante schattingen” in plaats van ,.schattingen onder de veronderstelling
ESB 29-2-1984

9) J.S.Cramer, Macro-economischernodelbouwindiscussie(lll), ESB,

23 november 1983, biz. 1094; en J. Tinbergen, Macro-economische modelbouw in discussie (IV), ESB, 30 november 1983, biz. 1120.

10) D. Hendry, Econometric mode/ling: the ..consumption function” in
retrospect, paper presented at the European Meeting of the Econometric

Society, Pisa, 1983.
11) F.A.G. den Butter, Macro-economische modelbouw in discussie ( I ) ,
ESB, 9 november 1983, biz. 1045-1048.
12) W. Voorhoeve e.a., Het model Grecon 82-B en de voorspellingen

voor 1982, Econometrisch Instituut, Rijksuniversiteit Groningen, 85
(SE-8201).

14) Zie b.v. G.G. Judge e.a., The theory and practice of econometrics,
John Wiley and Sons, Londen, 1980.
15) D. Tempelaar, Analysing econometric models with Kalman filler
methods: an application to a short term forecasting model of the Dutch
economy, paper presented at the European Meeting of the Econometric

Society, Pisa, 1983.
16) Het betreft hier steeds procentuele eerste verschillen.

203

voorzichtiger opstellen. Het omgekeerde verschijnsel treedt op
in de laatste helft van de jaren zestig en het begin van de jaren zeventig. Een schijnbaar stabiele situatie leidde toen tot een relatief hoge consumptiequote.
De belangrijkste determinant van de investeringen in vaste activa exclusief woningen zijn de totale bestedingen (een half jaar
vertraagd). De parameterschattingen hiervan staan weergegeven
in figuur 2.

Figuur 2. De geschatte parameterwaarden van de totale bestedingen in de investeringen in vasie activa exclusief woningen

— Kalman-filter
— Kleinste kwadraten in twee rondcn
H
«1
U

E

».»

Het model met constante parameters geeft in dit geval een
overschatting van de werking van de inflatie-accelerator. Bij een
dalende inflatie betekent dit een extra onderschatting van de inflatie. De vraag rijst nu of we beter zouden kunnen voorspellen
als we voor deze jaren het acceleratiemechanisme weglaten.
Hierop komen we later terug.
In de loonvergelijking spelen de consumptieprijs (een half jaar
vertraagd) en de toename van de arbeidsproduktiviteit (eveneens
een half jaar vertraagd) een rol als verklarende variabele. De mate waarin de loon-prijsspiraal van invloed is, varieert aanzienlijk
in de tijd, zoals uit figuur 4 valt af te lezen. Restrictief loonbeleid
tijdens de jaren zeventig zal ongetwijfeld een belangrijke oorzaak zijn geweest van het afnemen van de betekenis van de loonprijsspiraal in die jaren. Datzelfde geldt voor de mate waarin
stijgingen in de arbeidsproduktiviteit aanleiding gaven tot
loonstijgingen. In figuur 5 is zelfs de loonexplosie in 1964 terug
te vinden. In de jaren zeventig komen de lonen steeds meer onder
druk te staan.

Figuur 4. De geschatte parameterwaarden van de consumptieprijs (half jaar vertraagd) in de loonvergelijking

«••
«

o
W

s.o

0.3

^ Kalman-filter
••• Kleinste kwadraten in twee ronden
52

5V

56

62

6V

66

66

70

72

7V

76

76

80

Jaar

tu

o

‘••

Figuur 2 toont een duidelijke tweedeling van de waarne-

mingsperiode, waarbij de overgang ongeveer samenvalt met de
eerste oliecrisis. Gedurende de economische bloei in de jaren
zestig ligt de parameterschatting op een hoger niveau dan tijdens
de recessie in de jaren zeventig. In het model met constante parameters wordt geen onderscheid gemaakt tussen jaren in een opgaande conjunctuur en jaren in een dalende conjunctuur: de parameterwaarde is in feite een gemiddelde van de parameterwaarden over de conjunctuurcyclus. Het ligt voor de hand dat verbetering van de voorspellingen kan worden bereikt door rekening
te houden met de fase van de conjunctuur waarin de economic
zich bevindt. Dit gebeurt in grote lijnen wanneer men het model
met tijdsvarierende parameters gebruikt.
In de consumplieprijsvergelijking speelt de verandering in het
inflatietempo (de inflatie-accelerator) een rol als verklarende variabele. Dit is het gevolg van allerlei indexeringsmechanismen.
Het beleid van verschillende kabinetten in de jaren zeventig, gericht op het verkleinen van de looncomponent in de totale produktiekosten, heeft echter geleid tot een sterk verminderde werking van dit acceleratiemechanisme. Dit komt tot uiting in een
naar nul teruglopende parameterschatting in figuur 3.

Figuur 3. De geschatte parameterwaarden van de inflatieaccelerator in de consumptieprijsvergelijking

Kb

I

0.6

°’°

52

5V 56

58

60

62

6V

66

66

70

72

7V 76

78

80

Jaar

Figuur 5. De geschatte parameterwaarden van de arbeidsproduktiviteit (half jaar vertraagd) in de loonvergelijking

— Kalman-filter
_ Kleinste kwadraten in twee ronden


H-

>•’

a
O

0-5

$2

5V

56

58

60

82

6V 66

66

70

72

7V 76

76

60

Jaar

tu
O

Voorspellingen me! tijdsvarierende parameters en conclusies

Hieronder worden in termen van de ongelijkheidscoefficienten van Theil de voorspelkwaliteit van een tweetal varianten van
het model Grecon 82-B gegeven. Het betreft hier:
— de vereenvoudiging van Grecon 82-B verkregen door het
weglaten van het inflatie-acceleratormechanisme in de
prijsvergelijkingen;

3; 0.20
£

0.05

~â„¢ Kalman-filter
•• Kleinste kwadraten in twee ronden
52

5V 56

56

60

82

6V

66

66

70

72

TV

76

78

60

– het model Grecon 82-B met tijdsvarierende parameters.

Jaar

De resultaten zijn ondergebracht in de tabellen 7 en 8.
204

Tabel 7. Ongelijkheidscoefficienten voor het model Grecon
82-B en twee varianten van net model per variabele
Variabele

Grecon 82-B

Vereenvoudiging
Grecon 82-B

Consumptie

Investeringen
Invoer
Consumptieprijs
Uitvoerprijs
Loonvoel
Werkgelegenheid

0,322
0,526
0,495
0,288
0,162
0,159
0,417

0,307
0,512
0,500
0,234
0,163
0,242
0,457

Tabel 8. Ongelijkheidscoefficienten

Grecon 82-B met
tijdsvarierende
parameters
0,300
0,420
0,373
0,246

0,121
0,177
0,474

voor het model 82-B en

twee varianten van het model per jaar
Variabele

Grecon 82-B

Vereenvoudiging
Grecon 82-B

Grecon 82-B met

tijdsvarierende
parameters

1977
1978
1979
1980
1981

0,771

0.642

0,270
0.374
0,241
0,426

0,268
0,386
0,251
0,414

0.613
0,375
0,339
0,192
0,392

1977-1981

0,458

0,418

0,405

Op basis van tabellen 7 en 8 mogen we concluderen dat het introduceren van tijdsvariatie in de modelparameters en het ver-

eenvoudigen van het model met constante parameters tot een
verbetering leidt van de voorspellingen. Opvallend is de verbetering van de voorspelkwaliteit in de variabelen die relatief moeilijk te voorspellen zijn: de invoer en de investeringen.
V.J. de Jong, D.T. Tempelaar, H.W.A. Dielzenbacher,
M.A. Kooyman, A.G.M. Sleerneman, W. Voorhoeve

Auteurs