Investeringen in infrastructuur
en economische groei
In depolitieke discusste wordt alom gepleit voor meer collective uitga-
ven ten behoeve van verbetering van de infrastructuur. Leveren overheidsinvesteringen in infrastructuur iverkelijk zo ‘n positieve bijdrage
aan de economische groei?
Een goede infrastructuur wordt vaak
als een noodzakelijke voorwaarde
gezien om de toegenomen concurrentie binnen en buiten het eenwordende Europa aan te kunnen. Een ‘adequaat’ niveau van de infrastructuur,
zo luidt de redenering, stimuleert de
bedrijfsinvesteringen en vergroot de
aantrekkelijkheid van Nederland voor
buitenlandse investeerders1.
Gezien het belang van infrastructuur is het zorgelijk, dat de overheidsinvesteringen in Nederland sinds het
begin van de jaren zeventig zijn gehalveerd: in 1970 vormden de overheidsinvesteringen nog 5,1% van het
nationaal inkomen, in 1993 was dit
aandeel afgenomen tot 2,5%.
Toen-Gout en Jongeling (TGJ) presenteren in ESS van 12 mei 1993, gebruik makend van de zogenaamde
produktiefunctiebenadering, een
schatting van de bijdrage van overheidsinvesteringen aan de economische groei van Nederland . De auteurs concluderen dat investeringen
in infrastructuur in de periode 19601989 een significante en positieve invloed hebben gehad op de ontwikkeling van de particuliere produktie.
In dit artikel geven wij een aantal
redenen waarom deze conclusie in
twijfel getrokken moet worden. Daarnaast presenteren wij nieuwe schattingsresultaten voor Nederland waaruit blijkt dat de publieke kapitaalgoederenvoorraad niet zo belangrijk is
als TGJ de lezer willen doen geloven.
Voorraad- en stroomgrootheden
TGJ hebben de volgende vergelijking, luidend in procentuele mutaties, geschat:
yt = co + ci inft + C2 nt + C3 invt + C4 cut
waarbij yt, inft, fit, mvt en cut respectievelijk de eerste verschillen van de
natuurlijke logaritmes van de private
produktie, de publieke kapitaalgoederenvoorraad, de werkgelegenheid, de
bruto investeringen in vaste activa en
de bezettingsgraad voorstellen. De
specificatie is afgeleid uit een CobbDouglas produktiefunctie. De auteurs
vinden een hoge en daarom implausibele waarde voor ci: 0,48 met een bijbehorende t-waarde van 4,39.
De auteurs waren helaas niet bereid om hun data ter beschikking te
stellen. Op basis van een eigen databestand hebben wij nieuwe schattingen gemaakt3. Uitgaande van de
specificatie van TGJ levert de kleinstekwadratenmethode voor de periode
I960-’89 de volgende resultaten:
ring. Het gevolg is echter dat er in de
te schatten vergelijking enerzijds een
(bruto) investeringsreeks voorkomt
(een stroomgrootheid) en anderzijds
de kapitaalgoederenvoorraad (een
voorraadgrootheid) wordt opgenomen .
De argumentatie van TGJ is niet
overtuigend. Bij de berekening van
de publieke kapitaalgoederenvoorraad doen zich immers dezelfde problemen voor als bij de bepaling van
de particuliere kapitaalgoederenvoorraad.
Het herschatten van de vergelijking, met het opnemen van de particuliere kapitaalgoederenvoorraad (kt)
in plaats van de bruto investeringen
in vaste activa door bedrijven, geeft:
yt = -0,02 + 0,37 inft + 0,69 nt
(-1,0)
(0,6)
(2,2)
+ 0,99 kt + 0,07 cut
(1,1)
2
R = 0,52
(0,2)
DW – 2,04
In tegenstelling tot de eerdere specificatie blijkt dat de publieke kapitaalgoederenvoorraad niet bijdraagt aan
de verklaring van de groei van de particuliere produktie (de coefficient van
de publieke kapitaalgoederenvoorraad is niet significant).
Indien de vergelijking wordt herschat met particuliere investeringen
en overheidsinvesteringen (invgt) vinden we de volgende uitkomst:
yt = – 0,003 + 0,95 inft + 0,60 nt
(-0,4)
(4,3)
(2,0)
+ 0,10 invt + 0,03 cut
(2,0)
R2 = 0,57
(0,2)
DW = 2,21
De t-waarden staan tussen haakjes
vermeld. Het belangrijkste verschil
met de schatting van TGJ is de (zelfs
nog) hogere waarde die wij vinden
voor de produktieSlasticiteit van publiek kapitaal.
De specificatie van TGJ is eigenaardig. Hoewel de auteurs aangeven dat
de publieke- en de particuliere kapitaalgoederenvoorraad in de produktiefunctie zouden moeten worden opgenomen, geven zij er de voorkeur
aan om de particuliere investeringen
te gebruiken in plaats van de particuliere kapitaalgoederenvoorraad. De
reden die de auteurs hiervoor geven
is dat aan de berekening van de laatste grootheid “de nodige haken en
ogen zitten”. De bruto-investeringen
zijn volgens TGJ een goede benade-
1. Zie b.v. Voortgangsnota infrastructuur,
brief van de minister van EZ aan de Tweede Kamer, 4 februari 1992.
2. M.W. Toen-Gout en M.M. Jongeling, Investeringen in infrastructuur en economische groei, ESS, 12 mei 1993, biz. 424-427.
3. De data voor de investeringen zijn afkomstig uit de Nationale rekeningen van
het CBS. De gegevens over de bezettingsgraad (cut) zijn afkomstig van het CPB.
De overige gegevens zijn afkomstig uit
het CCSO databestand. Via de methode
van Maddison zijn schattingen gemaakt
voor de kapitaalgoederenvoorraad. Na
een accumulatie van investeringsgegevens wordt de kapitaalgoederenvoorraad
bepaald. Daarbij is uitgegaan van een levensduur van 39 jaar voor gebouwen en
een levensduur van 14 jaar voor de overige investeringen. Zie A. Maddison, Standardised estimates affixed investment and
capital stock at constant prices: a long
run survey for 6 countries, paper prepared for the twenty-second general conference of IARIW, Groningen, 1992.
4. Te betreuren valt verder dat TGJ niet
aangeven op welke wijze de publieke kapitaalgoederenvoorraad is afgebakend en
berekend.
yt – 0,03 + 0,10 invgt + 0,50 nt
(6,2)
(1,5)
(1,3)
+ 0,12 invt – 0,003 cut
(1,8)
2
R = 0,32
(0,0)
DW = 1,60
Wederom draagt de publieke kapitaalgoederenvoorraad niet significant bij
aan de verklaring van de produktiegroei. De resultaten van TGJ zijn dus
zeer gevoelig voor de gehanteerde
teiten van de andere inputs. De moge-
nadering zijn wel in staat hier een uit-
lijkheid dat de kapitaalgoederenvoorraad van de private sector en de
voorraad infrastructuur complementair zouden zijn, zoals Seitz in zijn
door TGJ genoemde studie vindt,
wordt zo bij voorbaat uitgesloten .
spraak over te doen . De optimale kapitaalgoederenvoorraad van de overheid wordt bepaald op het punt dat
de marginale sociale opbrengsten
Daarnaast impliceert het gebruik
boven de optimale voorraad lag .
private kapitaalgoederenvoorraad en
de voorraad infrastructuur op korte
mag worden afgeleid dat investerin-
termijn niet erg plausibel lijkt .
gen in infrastructuur een groeibepa-
Cobb-Douglas produktiefunctie
TGJ veronderstellen dat de technologic van het Nederlandse bedrijfsleven
beschreven kan worden door een
Cobb-Douglas produktiefunctie:
v t – At NT eN v eK r eG
Y = 4 Nt Kt Ot
Causaliteit
TGJ noemen als een van de bezwaren van de produktiefunctiebenadering dat de causaliteit tussen infrastructuur en de omvang van de
produktie van de private sector a
priori niet te bepalen valt; de vraag
In het licht van de politieke discussie over additionele collectieve uitgaven voor nieuwe infrastructuur zou
een soortgelijke schatting voor Neder-
land een nieuw gezichtspunt kunnen
opleveren. De claims van diverse belangengroepen in de Nederlandse samenleving voor uitbreiding van het
bestaande infrastructuurnetwerk zouden aldus op economische gronden
kunnen worden beoordeeld .
of infrastructuurinvesteringen sturend
of volgend zijn kan dus niet op voorhand worden beantwoord. Vervolgens houden de auteurs in de keuze
van hun schattingsmethode en bij het
beoordelen van de uitkomsten van
hun schattingen echter geen rekening
met dit probleem.
Als we mogen aannemen dat de auteurs de kleinste-kwadratenmethode
hebben gebruikt, dan betekent de
geschreven in natuurlijke logaritmes:
aanwezigheid van endogene variabe-
yt = at + CN nt + CK kt + CG gt
len aan de rechterhand van de vergelijking in het algemeen onzuivere en
waarbij CN, CK en CG de produktieelasticiteiten zijn van respectievelijk
de werkgelegenheid, de particuliere
kapitaalgoederenvoorraad en de publieke kapitaalgoederenvoorraad (die
TGJ voor het gemak gelijk stellen aan
de ‘infrastructuur’).
De Cobb-Douglas functie (in com-
frastructuurvariabele is ook de bezettingsgraad een duidelijke kandidaat
voor de post van oneigenlrjke exogene variabele; deze beweegt immers
per definitie met de produktie mee.
Het optreden van deze ‘simultaneous
equation bias’ doet nog meer af aan
binatie met de aanname van constan-
de conclusies die uit de gevonden
te schaalvoordelen) wordt nog steeds
resultaten kunnen worden getrokken.
inconsistente schatters. Behalve de in-
veel gebruikt in de theoretische eco-
nomische literatuur vanwege zijn eenvoud en een aantal prettige analytische eigenschappen. Die zelfde eenvoud en eigenschappen maken deze
functionele vorm echter minder geschikt voor empirisch onderzoek .
Een adequaat nlveau van de
infrastructuurvoorraad
De beperkingen van de Cobb-Douglas functie liggen met name in het
feit dat de substitutieelasticiteiten tussen de verschillende inputs (in dit geval arbeid, kapitaal en infrastructuur)
constant en gelijk aan 1 worden verondersteld. Hiermee leidt een stijging
van de hoeveelheid infrastructuur bij
aanname tot een stijging van de gemiddelde en de marginale produktivi-
economic – in feite specificeren zij
ESB 21-7-1993
Hansson vinden bij voorbeeld voor
Zweden op deze wijze dat in 1988 de
hoeveelheid de werkelijk aanwezige
hoeveelheid infrastructuur circa 10 %
specificatie. De conclusie dat uit “de
op te gaan als we de theoretisch te
prefereren kapitaalgoederenvoorraad
van de private sector introduceren in
plaats van de bruto investeringen van
de private sector.
Daarnaast kunnen op theoretische
gronden vraagtekens worden gezet
bij de interpretatie die de auteurs aan
hun resultaten geven.
marginale sociale kosten. Berndt en
dat TGJ van de Cobb-Douglas functie
maken, dat alle inputs variabel zijn;
een aanname die in het geval van de
gepresenteerde onderzoeksresultaten
lende factor vormen” lijkt niet meer
van infrastructuur gelijk zijn aan de
5. Zie E.R. Berndt en B. Hansson, Measuring the contribution of public infrastructure capital in Sweden, NBER Working paper, nr. 3842, 1991.
6. Gebruik makend van hetzelfde datama-
teriaal hebben wij een translog produktiefunctie geschat. In deze ‘geneste’ specificatie vormt de Cobb-Douglas een speciaal
geval. Zowel bij de schatting in niveaus
als bij de schatting in eerste verschillen
moest de nulhypothese van de Cobb-Douglas vorm worden verworpen. Daarnaast
duiden de negatieve tekens van enkele
van de geschatte coefficienten op het bestaan van complementariteit tussen diverse produktiefactoren.
7. TGJ noemen het ontbreken van kosten
van materiaal en energie als een kritiekpunt bij de kostenfunctiebenadering. Afge-
zien van het feit dat een aantal studies die
gebruik maken van de kostenfunctiebenadering wel degelijk rekening houden met
deze kosten, geldt deze kritiek net zo
goed de produktiefunctiebenadering en
daarmee de resultaten van TGJ.
8. TGJ noemen als kritiekpunt op de kostenbenadering dat overheidsinvesteringen
als ‘unpaid factor of production’ worden
behandeld. Hetzelfde geldt natuurlijk
voor de produktiefunctiebenadering.
Doordat TGJ geen expliciete aannames maken over het economische gedrag van bedrijven in de Nederlandse
slechts een technische relatie zonder
enige economische onderbouwing zijn zij niet in staat uitspraken te
doen over de mate waarin de infrastructuurvoorraad op enig tijdstip in
de beschouwde periode afwijkt van
de optimale voorraad.
Een aantal studies die gebruik maken van de flexibele kostenfunctiebe-
Aschauer, Munnell en Ford & Poret gaan
in de door TGJ genoemde studies echter
niet of nauwelijks in op onderliggend optimaliserend gedrag van bedrijven.
9. E.R. Berndt en B. Hansson, op.cit., 1991.
10. Als derde bezwaar bij de kostenfunctiebenadering noemen TGJ nog dat het ge-
wenste datamateriaal op sectorniveau
veelal ontbreekt. Aan de Universiteit van
Amsterdam wordt momenteel gewerkt
aan het toepassen van de kostenfunctiebenadering op Nederland. Een voorlopige
inventarisatie van het datamateriaal leert
dat dit geen onoverkomelijke problemen
geeft in het toepassen van de methode.
Conclusie
Het artikel van TGJ vormt een welkome aanvulling op de schaarse empiri-
taten trekken, moeten echter de nodige kanttekeningen worden geplaatst.
De puntschattingen van de produktieelasticiteit van publiek kapitaal blijken zeer gevoelig voor de gehanteer-
Het commentaar van Hakfoort, De
Haan en Sturm (HHS) geeft de indruk
dat we in ons artikel een uitgesproken keus zouden hebben gemaakt
voor een bepaalde methode van onderzoek. Dit is niet het geval. Ons artikel geeft een beschrijving van de literatuur over onderzoek naar de
relatie tussen infrastructuur en economische groei, waarbij we de zogenoemde produktiefunctiebenadering
de specificatie. Daarnaast doen het
en de kostenfunctiebenadering nader
restrictieve karakter van de CobbDouglas functie en causaliteitsproblemen twijfel bestaan over de gehanteerde schattingsmethode. De auteurs
hebben verder een kans laten liggen
om door middel van een economische onderbouwing van de door hen
uiteenzetten. Beide methoden zijn
sche literatuur die de relatie beschrijft
tussen infrastructuurinvesteringen
door de Nederlandse overheid en
economische groei. Bij de conclusie
die de auteurs uit hun schattingsresul-
door ons van kanttekeningen voor-
zien.
Vervolgens presenteren we empiri-
sche resultaten voor Nederland van
de produktiefunctiebenadering en ge-
doen over het huidige niveau van infrastructuur in Nederland11. Studies
die de kostenfunctiebenadering gebruiken, hoewel zelf niet zonder haken en ogen, lijken te prefereren.
Zelfs al wordt de hier aanbevolen
ven aan dat ook andere methoden
van onderzoek nader moeten worden uitgewerkt.
Op verzoek van de redactie van
ESB werd de weergave van het empirische onderzoek aanzienlijk ingekort, met het oog op de leesbaarheid.
Het is vooral dit meer technische
aanpak gehanteerd, dan vindt de onderzoeker nog voldoende beren op
zijn weg. Het open karakter van de
deel van het artikel waar de reactie
van HHS zich op richt. Hun commentaar biedt een goede gelegenheid de
Nederlandse economic, congestievorming en (mogelijke verstorende) directe en indirecte belastingen om infrastructuur te financieren zijn een
aantal van deze complicaties. Dit zijn
zeker de lijnen waarlangs toekomstig
onderzoek zich moet ontwikkelen.
door ons gebruikte data nader toe te
lichten. Het zijn namelijk vooral deze
data die ons inziens de afwijkende
gespecificeerde relaties uitspraken te
uitkomsten van HHS verklaren; zij
zijn bij hun benadering van zowel de
kapitaalgoederenvoorraden als de investeringen (te onderscheiden in privaat en publiek) te weinig specifiek
J.R. Hakfoort
geweest.
taalgoederenvoorraad en het intermodale karakter, zeggen cijfers over investeringen in infrastructuur onvoldoende over de potentiele
produktiecapaciteit. De aanwezige
voorraad moet bij de analyse worden
betrokken. Zo hebben de investeringen in de Deltawerken nog steeds po-
sitieve effecten op de economische
groei in Zeeland, omdat de aantrekkingskracht aldaar voor bedrijven blijvend is vergroot. Het verschil met de
private kapitaalgoederenvoorraad
(kgvpart) is, dat in beginsel alle gegevens die nodig zijn voor het berekenen van de publieke kapitaalgoederenvoorraad openbaar zijn en
beschikbaar over een lange periode
die begint voor de tweede wereldoor-
log. Omdat het om publieke uitgaven
gaat, zijn de gegevens relatief gedetailleerd; dit in tegenstelling tot gegevens voor de private sector. Deze zijn
veelal te geaggregeerd om een berekening van kgvpart mogelijk te maken; deze gegevens voor de particuliere sector zijn niet beschikbaar voor
de periode waarover ons onderzoek
is uitgevoerd1. De andere “haken en
ogen” zijn afschrijvingsmethoden en
waarderingsgrondslagen, die vanwege de grote verscheidenheid aan goe-
deren in de particuliere sector in versterkte mate gelden.
Voor Nederland hebben we de kapitaalgoederenvoorraad voor infrastructuur (kgvpub) berekend op basis
van een door de OESO gehanteerde
berekeningsmethode2.
Wat betreft de opname van privaat
kapitaal in de produktiefunctie ver-
J. de Haan
J.E. Sturm
J.R. Hakfoort is werkzaam bij de SWO, Fa-
culteit der Economic en Econometric van
de Universiteit van Amsterdam en het Tinbergen Instituut. J. de Haan en J.E. Sturm
zijn verbonden aan de vakgroep Algemene
Kapitaalgoederenvoorraden
en investeringen
In de literatuur over het gebruik van
een produktiefunctie voor het analy-
voor hogere overheidsinvesteringen. Zie
seren van de effecten van overheidsuitgaven voor infrastructuur op economische groei, wordt ruim aandacht
besteed aan de wijze waarop infrastructuur moet worden afgebakend
en hoe de kapitaalgoederenvoorraad
van deze nader gedefinieerde infrastructuur kan worden berekend. Een
eerste stap in het onderzoek naar de
relatie tussen infrastructuur en economische groei is derhalve het opbouwen van een zo betrouwbaar mpgelijk databestand van de kapitaalgoederenvoorraad voor infrastructuur
J.E. Andriessen, De ambities van het industriebeleid, ESB, 9 juni 1993, biz. 530532.
Gezien onder meer de relatief lange levensduur van de publieke kapi-
Economic en Econometric van de Economische Faculteit van de Rijksuniversiteit
Groningen. De auteurs danken C.A. de
Kam voor zijn commentaar.
11. Het doet wat vreemd aan dat de minister van Economische Zaken de studie van
TGJ als argument hanteert in zijn pleidooi
in Nederland.
1. Het CBS publiceert pas vanaf 1986 volledige tijdreeksen van kapitaalgoederenvoorraden voor de Industrie; de jaren
daarvoor heeft het zich voornamelijk beziggehouden met het ontwikkelen van methoden.
2. De voorraad voor infrastructuur
(kgvpub), is berekend met behulp van de
zogenoemde ‘perpetual, inventory method’. Dit houdt in dat de kapitaalgoederenvoorraad in jaar t bestaat uit de voorraad in jaar t-1, vermeerderd met de investeringen en verminderd met de afschrijvingen. Voor de verschillende categorieen
van infrastructuur zijn verschillende levensduren gehanteerd. Deze categorieen
betreffen transportvoorzieningen (inclusief telecommunicatie), nutsvoorzieningen, landaanwinning en waterbeheer. De
data zijn afkomstig van de begrotingen
van het Ministerie van Verkeer en Waterstaat en het Centraal Bureau voor de Statistiek. Om de kapitaalgoederenvoorraad
voor de transportsector in I960 te berekenen, is teruggegaan tot 1925.
dient ook hier in beginsel de kapitaal-
goederenvoorraad (kgvpart) de voorkeur. Echter om bovengenoemde
redenen met betrekking tot de afwezigheid van geschikte data, is in de
door ons geschatte produktiefunctie
privaat kapitaal als verklarende variabele vervangen door bruto-investerin-
gen in overige vaste activa door bedrijven.
stand dat de door ons gevolgde methode van Aschauer, waarin naast privaat kapitaal overheidskapitaal is opgenomen, geen ruimte biedt voor
toenemende schaalvoordelen. Afhankelijk van de bij de produktiefunctie
veronderstelde nevenvoorwaarden, is
Complementariteit geenszins uitgesloten. In de door ons aangehaalde lite-
van infrastructuur, naast andere relevante groeibepalende factoren, is een
volgende stap in het onderzoek het
inpasssen van deze produktiefunctiebenadering in een voor Nederland
ontwikkeld algemeen-evenwichtsmodel. De opmerkingen van HHS kunnen bij dit vervolgonderzoek een nuttige rol vervullen.
ratuur wordt hierop nader ingegaan8.
De schattingen in dit nawoord zijn,
M.W. Toen-Gout
Empiric
evenals in ons artikel, op basis van
M.M. Jongeling
Om tegemoet te komen aan de op-
‘no constraint’ uitgevoerd, dat wil zeggen dat geen aannamen zijn gemaakt
over de optelling van de elasticiteiten.
merking van HHS over de gebruikte
speciflcatie, hebben we met behulp
van het model Freia-Kompas ’85 van
het CPB een benadering van kgvpart
berekend over de periode 196019883. Aan de hand van de op deze
wijze berekende kgvpart is, met behulp van ‘relative factor shares’, de
private input als een variabele (pin)
in de produktievergelijking opgenomen, in navolging van Ford en Po-
ret . Het resultaat van de op deze wijze geschatte produktiefunctie luidt,
in procentuele mutaties, als volgt:
y = 0,53pm + 0,47kgvpub + 0,83cu + 1,06
(2,01)
(3,43)
(4,30)
(1,61)
2
R = 0,65
DW = 2,1
In deze vergelijking is de bezettingsgraad (cu) als verklarende variabele
opgenomen, omdat alleen de kapitaalgoederenvoorraad die ook daad-
werkelijk wordt gebruikt, als input
dient in de produktiefunctie5. Een da-
lende bezettingsgraad leidt immers
tot een dalende produktiviteit.
Concluderend kunnen we stellen
dat de poging om ook voor de particuliere sector de kgv in de produktiefunctie op te nemen, geen afbreuk
doet aan onze condusie voor Nederland over het belang van infrastructuur voor economische groei .
Zoals we in de inleiding hebben
aangegeven, is bij het schatten van
de onderhavige produktiefunctie, het
niet de goede weg om kgvpub te vervangen door investeringen in infrastructuur (niet te verwarren met over-
heidsinvesteringen). Overigens laten
onze schattingsresultaten van de investeringsbenadering een andere uitkomst zien dan het resultaat in het
commentaar van HHS .
Vervolgonderzoek
Zoals uit ons artikel blijkt, zien wij de
kostenfunctiebenadering als een goede aanvulling op de produktiefunctiebenadering. Zonder vooruit te lopen
op de uitkomsten van dit onderzoek
voor Nederland, willen we het volgende opmerken.
In het commentaar van HHS wordt
met het noemen van de restiltaten
van een Zweeds onderzoek gesuggereerd dat de kostenfunctiebenadering tot geheel andere uitkomsten
leidt dan de produktiefunctiebenadering. Deze resultaten voor Zweden
doen echter geen afbreuk aan de bevindingen voor Nederland en de hiervoor gebruikte produktiefunctiebena-
dering.
Voor Duitsland zijn empirische
resultaten beschikbaar van beide
methoden. Conrad en Seitz, die met
behulp van een kostenfunctie de economische baten van publieke infrastructuur hebben bestudeerd, komen
tot de conclusies dat “The estimation
results suggest that public infrastructure contributes to total factor productivity and that it is an important
complement to private investment
activities”9. Ford en Poret komen via
de produktiefunctie-benadering tot
een hiermee sporende conclusie voor
Duitsland10.
Slot
Complementariteit en
substltutie
Samenvattend: de onderzoeksresulaten tot nu toe laten zien dat ook een
andere schatting volgens de produktiefunctiebenadering, infrastructuur
als een groeibepalende factor aanwijst. We willen deze benadering dan
ook niet overboord zetten, vanwege
Een enkel woord over complementariteit en substitutie. Het is een misver-
een bij voorbeeld te grote specificatiegevoeligheid. Om uitspraken te kunnen doen over het relatieve belang
ESB 21-7-1993
3. G.M.M. Gelauff, Het capaciteitsblok van
FK ’85, Onderzoeksmemorandum nr. 16,
CPB, april 1986.
4. R. Ford en P. Poret, Infrastructure and
private-sector productivity, OESO, Economic Studies nr. 17, herfst 1991.
5. Zie M.D. Intrillagator, die zegt dat “only
capacity that is actually used should be
treated as an input, so measured capital
should be adjusted for capacity utilisation”. M.D. Intrillagator, Econometric models, techniques, & applications, PrenticeHall, Inc. Englewood Cliffs, New Jersey,
1978, biz. 263. Ook Ford en Poret benadrukken het belang van de bezettings-
graad: “it is worth emphasising the importance of the capacity utilisation term in
these regressions, even though the analytical focus is elsewhere”, biz. 72.
6. E.W.M.T. Westerhout en J. van Sinderen
komen, zij het langs andere weg, eveneens tot de conclusie dat infrastructuur
een groeibepalende factor vormt. Zie: The
contribution of tax and expenditure policies to economic growth in the Netherlands: an empirical analysis, Discussion
paper 9201, Ministerie van Economische
Zaken, Den Haag, 1992, biz. 13.
7. y = 0,60nt + 0,17irivpart + 0,26irivpub
(1,63)
(1,99)
+ 0,24c’u+l,88
(0,86)
(3,oi)
(1,70)
R2 = 0,63
DW=1,3
Het verschil in uitkomst is te verklaren uit
het feit dat hier in plaats van de door HHS
gebruikte overheidsinvesteringen, investeringen in infrastructuur worden gebruikt.
8. A.H. Munnell, How does public infrastructure affect regional economic performance in: Is there a shortfall in public
capital investment?, Federal Reserve Bank
Boston, Conference Series nr. 34, juni
1990, biz. 77 e.v.
9. K. Conrad en H. Seitz, The economic
benefits of public infrastructure, Discusssion paper 469-92, Institut fur Volkswirtschaftlehre und Statistik, Mannheim,
februari 1992, biz. 27.
10. R. Ford en P. Poret, Infrastructure
and private-sector productivity growth,
OESO, Economic Studies, nr. 17, herfst
1991.