Jrg. 62, editie 3110

ECONOMISCH STATISTISCHE BERICHTEN

UITGAVE VAN
DE

29 JUNI 1977

esbECONOMISCH

STICHTING HET NEDERLANDS

62eJAARGANG

INSTITUUT

No. 3110

Onze welvaart in 1982

De economische wetenschap bestudeert het welvaartsstre-
ven van de mens. Hoe moeten wij ons het begrip welvaart

voorstellen? Over die vraag verschillen de meningen. De
welvaart is geen grootheid die ondubbelzinnig te meten
is. Ze is te bepalen aan de hand van het nationale

inkomen, het nationale inkomen per hoofd van de bevol-

king, de consumptie per hoofd van de bevolking, de
werkgelegenheid, het milieu enz. De welvaart is dus een
conglomeraat van allerlei factoren. De discussie over een

juist welvaartsbegrip wordt de laatste jaren vertroebeld
door het begrip welzijn, dat ter onderscheiding van welvaart

door de sociale wetenschappen is aangebracht. Welvaart zou materiele aspecten inhouden en welzijn immateriële

aspecten. Dit onderscheid doet geen recht aan de economi-sche wetenschap en ik zal het hier niet hanteren.

De welvaart is, zoals gezegd, moeilijk te meten; toch zou-

den we dat graag willen. Als we daarin slagen zijn
we er echter nog niet. Wat schieten we ermee op als

we weten dat individu A een welvaart heeft van 80.

Dat getal gaat pas spreken indien we weten dat individu
B een welvaart heeft van 100; het probleem van de

interpersonele nutsvergelij king schuiven we hier terzijde.
Welvaart is dus een relatief begrip en krijgt dus vooral inhoud
door haar te vergelijken met de welvaart van anderen.

Welvaartsverschillen blijken veelal belangrijker dan welvaart.

Voortdurend is men bezig die verschillen te overbruggen

en nieuwe te creëren; we zouden dit de ontsteking
van de economische bedrijvigheid kunnen noemen.

Bovenstaande inleiding heb ik nodig om commentaar
te kunnen leveren op een publikatie van de Oostenrijkse
Dr. Lore Scheer, waarin een prognose wordt gegeven
van de welvaart in een aantal landen voor het jaar
1982 1). Bespiegelingen als hierboven over het welvaarts-

begrip treffen we impliciet in deze publikatie aan. Dr.

Scheer poogt één welvaartsmaatstaf te vinden, die
zij kwaliteit van het leven noemt. Daartoe verzamelde
zij 25 factoren die te zamen een indruk van de wel-

vaart geven. Die factoren heten sociale indicatoren.
Die indicatoren, voor elk land verzameld en geëxtrapo-

leerd tot 1982, worden met behulp van een bepaalde
weging tot één maatstaf samengevoegd. De eerste hobbel
van het probleem is daarmee gepasseerd. De volgende

hobbel, de internationale vergelijkbaarheid, is gemakkelijker
te nemen. De verzamelde indicatoren zijn zodanig gekozen,

De ki’e/%’aarl in
1982

Land
Welvaart
Land
Wclaaçt

1.

Zweden

……………
100
9.

Frankrijk

…………
88.7
2.

zwitserland

………..
98.4
10.

Engeland

…………
87.3
3.

Noorwegen

………..
911.3
II.

Belgii

……………
117.1
4. Verenigde Staten
96.6
12.

West-Duitsland
06.7
5.

Canada

……………
93.4
13.

Oostenrijk

………..
116.2
6.

Denemarken

……….
93.3
14.

Finland

…………..
83.6
7.

Nederland

…………
92.2
IS.

ltali8

…………….
75.11
8.

Japan

…………….
88.9

dat ze ieder voor zich reeds bruikbaar zijn voor een

vergelijking tussen de landen. Zouden we ze niet wegen
en niet samenvoegen tot één grootheid, dan zou het
reeds mogelijk zijn per indicator een interessante vergelijking

te geven. Het gaat echter niet alleen om de vergelijkbaarheid

op onderdelen, maar ook om de eigen positie te vergelijken

met die van anderen. In de betreffende Oostenrijkse studie

staat Oostenrijk centraal. Dr. Scheer wilde weten in hoeverre
haar land voor- of achterloopt. Daarom wordt de welvaart
van de diverse landen gerelateerd aan die van Oostenrijk
(d.w.z. Oostenrijk is ,,normaal” = 100). Uit de nevenstaande

tabel, waarin ik de welvaart heb gerelateerd aan die

van het welvarendste land, blijkt dat Oostenrijk achterloopt,
terwijl Nederland een middenpositie inneemt.

Het vergelijken van de welvaart met behulp van sociale
indicatoren moeten we toejuichen. Toch moeten we daarmee

om een aantal redenen voorzichtig zijn. Zoals gezegd,

welvaart is een moeilijk te meten begrip. Geven we haar
weer met behulp van indicatoren, dan moeten we beseffen
dat er ontelbare indicatoren voorhanden zijn, waaruit

een keuze moet worden gedaan. Dr. Scheer gebruikte
er 25, op het terrein van onderwijs, gezondheid, werkgelegen-
heid, misdaad, milieu, veiligheid, produktie en consumptie.

Het is niet moeilijk meer, minder of andere indicatoren
te bestuderen. Zo gebruiken de OECD en de VN andere
indicatoren dan Dr. Scheer, terwijl in Nederland het
Sociaal en Cultureel Planbureau in zijn laatste sociaal
en cultureel rapport er 16, louter liggend op het terrein

van het sociaal en cultureel welzijn, noemt.

Het volgende probleem betreft de weging. Elke weging

is willekeurig. M.i. kan ze beterachterwege blijven. Verschui-

len achter één samenvattende indicator is dan onmogelijk.

Hebben we daaraan behoefte bij de vaststelling van het
beleid? Dr. Scheer vindt immers de beleidsrelevantie van
groot belang. Bestudering van de diverse indicatoren zegt

meer dan de samenvattende indicator. We zien dan bijv. dat
Nederland zijn score niet alleen dankt aan de geringe
sterftekans en de geringe criminaliteit, maar ook aan
het geringe aantal ongevallen in de mijnbouw (Dr. Scheer

wist kennelijk niet dat Nederland geen kolenmijnen meer
exploiteert). Dat ten slotte de extrapolatie van de indicato-
ren problemen oplevert spreekt vanzelf (Dr. Scheer gebruikt
daarvoor een viertal wiskundige functies).
Sociale indicatoren zijn een nieuw gereedschap in het

sociaal-wetenschappelijke onderzoek. Voor het meten van
de welvaart zijn ze slechts in beperkte mate bruikbaar,
omdat ze niet meer dan een indruk daarover geven.

Welvaart blijft een subjectief begrip en is daarom moeilijk
in één cijfer uit te drukken.

L.
Hoffman

1) Dr. Lore Scheer,
Wie gesund sind wir? Eine internationale
Prognose bis 1982,
deel 6,
Lebensqua/itöz,
Arbeidsgemeinschaft
fOr Lebensniveauvergleiche, Wenen, 1977.

613

Inhoud

Drs. L. HofTman:

Onze welvaart in 1982

………………………………….613

Column

Sociaal-economische perspectieven en regeringsvorming,
door Prof.

Dr. A. Peper

…………………………………………
61
5

Drs. J. Hariog:

Personele inkomensverdeling. Een conferentie ………………..616

Drs. C. J. de Koning:

Werkgelegenheidscreatie: een hoofdoorzaak van conjunctuurschomme-

lingen? (II)

…………………………………………..
620

/.)rs. E. J. Bomhoff en Drs. J. Ooms:

Het Grecon-model 77-B nader bekeken, met naschrift van
Drs. B. Bos,

Drs. R. H. Ketellapper,
Prof:
Dr. M. A. Kou rnian en Drs. W. Voorhoeve
623

Vacatures

……………………………………………..
63
0

Au Courant
Op weg naar arbeiderszelfbestuur,
door A. F. lan Zueeden ……..
631

Geld- en kapitaalmarki

De lotgevallen van een reservevaluta: het Britse pond,
door Drs. F. W. J.

Veltman

………………………………………………
632

Europa-bladwijzer

De convergentie-beschikking en het economisch beleid in 1976,
door

Drs.

E.

A.

Mangé

……………………………………..
635

Boekennieuws

T. Huppes (ed): Economics and sociology: towards an integration.
door

Drs. G. J. Wi/ers ………………………………………
637

De Centrale Economische Commissie komt er haast niet

meer uit, de
lcabjnetsft’rmateur
komt er haast niet meer uit,

maar ESB blijft gewoon uitkomen.

Hierbij geef ik mij op voor een abonnement op
Economisch Statistische Berichten.

NAAM
.
……………………………………………………

STRAAT
.
………………………………………………….

PLAATS
.
………………………………………………….

Evt.: no. collegekaart (studentenabonnement)
.
………………………

Ingangsdatum
.
………………………………………………

Ongefrankeerd opzenden aan*: ESB,
Antwoordnummer 2524
ROTTERDAM

Handtekening:

Dit adres alleen gebruiken voor opgeven van abonnementen.

ECONOMISCH STATISTISCHE BERICHTEN

ESb

Weekblad van de Stichting Het Nederlands Economisch Instituut

Redactie

Commissie van redactie: H. C. Bos,
R. hierna, L. H. Klaassen, H. W. Lambers,
P. J. Montagne, J. H. P. Paelinck,
A. de Wit.
Redacteur-secretaris: L. Hoffrnan.
Adjunct-redacteur-secretaris:
L. yan der Geest.

Adres:
Burgemeester Oud/aan 50,
Ro.’terdam-3016: kopij voor de redactie:
postbus 4224.
Tel. (010) 1455 II, ioeste/370/.
Bij adres ittjziging s. v.p. steeds adresbandje
meesturen.

Kopij voor de redactie:
in tweevoud,
getipt, dubbele regelafstand, brede marge.

Abonnementsprijs:
f 130.— per kalenderjaar
(mcl. 4% BTW): studenienf 88,40
(mci. 4% BTW), franco per post voor
Nederland, België, Luxemburg, overzeese rijksdelen (zeeposij.
,I honnemenien kunnen ingaan op elke
gewenste datum, maar slechts it’orden
beëindigd per ultimo van een kalenderjaar.

Betaling:
Abonnementen en contributies
(na ontvangst van stortings/giro-
accepikaart) op girorekening no. 122945, of op bankrekeningno. 25.50.56.877 van
Bank.Mees & Hope NV, Coolsingel 93,
Rotterdam, t.n. v. Economisch Statistische
Berichten te Rotterdam.

Losse nummers:
Prijs van dii nummerf 3,-
(mcl. 4% BTW en portokosten).
Bestellingen van losse nummers uitsluitend door o i’ermaking van de hierboven
vermelde pri/s op girorekening no. 122945
i.n.v. Economisch Statistische Berichten
te Rotterdam met vermelding
van datum en nummer van het gewenste
exemplaar.

Advertentieverkoop:
Roelants/ EPR
PostJ,us 7021
Den Haag
Telefoon (070) 68 17 75 / 2341 03
Telex 33101

Stichting
Het Nederlands Economisch Instituut

Adres:
Burgemeester Oud/aan 50,
Rotterdam-3016: tel. (010) 14 55 II.

Onderzoekafdelingen:

,1
rbeidsmarktonderzoek

Balanced International Growt/i

Bedr,jfs-Economisch Onderzoek

Economisch- Technisch Onderzoek
Vestigingspatronen

Macro-Economisch Onderzoek

Projectsiudies Ontwikkelingslanden

Regionaal Onderzoek

Statistisch- Mat hemat isch Onderzoek

Transport-Economisch Onderzoek

614

Brein Pep

Sociaal-

er

economische

perspectieven

en regerings-

vorming

Over de verkiezingsuitslag zijn al veel
commentaren ten beste gegeven. Strek-
king van veel van die commentaren
was dat de kiezers op zeker hebben
gespeeld. De sociaal-economische situ-
atie in ons land en zeker ook de pers-
pectieven op lange termijn geven weinig
aanleiding tot optimistische ver
–
wachtingen. Voor zover de verkiezings-
uitslag (mede) een reactie daarop is
– en dat mag men gevoeglijk aanne-
men – hebben de kiezers onderkend
dat het sociaal-economische beleid van
het kabinet-Den Uyl nog zo slecht niet
is geweest. Onderkend is ook .dat de
economische teruggang een interna-
tionale oorzaak heeft en dat een natio-
nale regering – ondanks Keynesiaanse
bestedingsimpulsen – aan die situatie structureel niet zo bar veel kan doen.
Toch moet in dit verband worden opge-
merkt – de OESO-cijfers bewijzen dat
– dat internationaal geziçn Nederland
op het vlak van de werkloosheidsbe-
strijding een goed figuur slaat.
Voorts hebben de kiezers in een ver-
sterking van de PvdA een garantie
gezien voor het behoud van het niveau
van sociale zekerheid. Op zich zelf is het namelijk opmerkelijk dat het
in veel opzichten zo omstreden kabinet-
Den Uyl in de onzekere situatie waarin
wij verkeren van de kiezers de opdracht
heeft gekregen om door te gaan. Dat
kan weer in het bijzonder de PvdA
zich aantrekken, omdat zij een uniek
grote overwinning heeft behaald. Legt
men zijn oor te luisteren bij het CDA,
dan is daar eerder sprake van een
gevoel van teleurstelling over de uitslag.
Wat is nu de betekenis van dit alles
voor het te voeren sociaal-economische
beleid? De zekerheid dat in de volgende
regering de PvdA in ieder geval een
prominente rol zal vervullen, zal werk-
gevers en werknemers kunnen aansporen
om samen met de regering tot een
beleid op wat langere termijn te komen.
Vooral van de werkgevers zal dit een
heroriëntatie vragen, omdat hun ver-
wantschap met een progressief kabinet
nooit erg groot is geweest. Beslissend
voor de vraag of wij in de komende
jaren een beleid kunnen voeren dat
het kwaad van de werkloosheid funda-
menteel bestrijdt, is de bereidheid bij
de sociale partners (inclusief de rege-
ring) tot meerjarenafspraken te komen.
Onder welke voorwaarden nu is de
kans op deze meerjarenafspraken over
de arbeidsvoorwaarden het grootst?.

Ervan uitgaande dat de PvdA geen
wezenlijke aantasting zal dulden van
de collectieve uitgaven (overheidsuitga-
ven en sociale zekerheid), is dat slechts
mogelijk wanneer in de inkomensont-
wikkeling matiging wordt betracht. Er
zal de komende jaren weinig ruimte
zijn voor koopkrachtverbetering. Een
zo alomvattend mogelijk inkomçnsbe-
leid – waarin uitdrukkelijk ook de
hogere inkomensgroepen en vrije beroe-
pen worden betrokken – is voorwaarde
voor het slagen van een matigingsbe-
leid op dit terrein. Dat wil zeggen:
een beperkte stijging wellicht van de
modale inkomens, een werkelijke koop-
krachtverbetering (van bescheiden om-
vang) van de minimuminkomens en
stilstand of een zekere achteruitgang
(in progressieve zin) van de hogere
inkomens. Wie de beleidsnota voor de
komende vier jaar van de FNV –
titel:
Vier Jaar vooruit
– leest, consta-
teert de bereidheid in die kring om
ten behoeve van de collectieve voorzie-
ningen de pas in te houden op het vlak van de lonen. Daar staat dan
tegenover dat de FNV allerlei verlangens
gerealiseerd wil zien in de z.g. imma-
teriële sfeer. En dan komen we bij
de bekende hervormingsvoorstellen van
het kabinet-Den Uyl, die door de kabi-
netscrisis nog niet in de Tweede Kamer
konden worden behandeld. Naast de
grondpolitiek, een ander investeringsbe-
leid, de vermogensaanwasdeling en de
ondernemingsraden, wil de FNV o.a.
meer sturing van de economie (investe-
ringen!), meer invloed van de werkne-
mers op de beleidsorganen van de onder-
neming (Raad van Commissarissen),een
sectorstructuurbeleid enz. Alles wijst er-
op dat de FNV met de regering en de
werkgevers een beleid voor de komende
vier jaar wil opzetten, onder de garantie
echter dat een aantal belangrijke wensen
in die komende vier jaar wordt gereali-
seerd 1).

Men mag aannemen dat de toekomsti-ge regering voor veel van die verlangens
begrip zal (moeten) hebben. Ook het
regeringsbeleid is gediend met goede
afspraken op de wezenlijke punten van
het sociaal-economische beleid. Wan-
neer werkgevers en werknemers de. ko
mende jaren op het scherp van ‘de

snede met elkaar in de slag gaan –
en ik sluit dat niet uit -, dan is
gemakkelijk te voorspellen dat de rege-
ring in die slag ten onder zal gaan.
Wat de werkgevers betreft, zal een
matigingsbeleid positieve effecten heb-
ben op het rendementsherstel, dat
‘oor sommige bedrijven en bedrijfstak-
ken dringend nodig is. Men zal dan
in die kring bereid moeten zijn regering
en werknemers meer toegang te verschaf-
fen tot het bedrijfsbeleid. Daarmee zou
men maatschappelijke ontwikkelingen
honoreren die op den duur tôch hun ver-
taling moeten vinden in dat beleid. Ik kan
niet inzien dat wat de vakbeweging
en de regering op het punt van mede-
zeggenschap (in de ruimste zin) van
de werkgevers verlangen een revolutio-
naire kanteling van onze maatschappe-
lijke orde zou betekenen. Eerder valt
de stelling te verdedigen dat door aan-
vaard ing van verantwoordelijkheid voor
het totale bedrijfsbeleid de weg naar
een nieuw soort harmonie wordt gepla-
veid.
Van veel belang voor een meer plan-
matige aanpak van het sociaal-economi-
sche beleid is de positie van het parle-
ment. Ik ben van mening dat het parle-
ment ten volle mee moet doen met de in-
richting van dat beleid. Juist nu zowel
werkgevers als werknemers zich steeds
indringender met de politiek gaan be-
moeien, is een versterking van de posi-
tie van het parlement op dit terrein
een dringende noodzaak. Aan een herstel
van corporatistische constructies zou
het parlement geen medewerking moeten
verlenen. Dat is in het verleden wel
eens anders geweest.

dl„

1) Zelfs de als radicaal te boek staande
Industriebond NVV stelt zich in haar visie-
programma
Vijf jaar voor kwaliteit
(1976)
uiterst constructief op, zonder nochtans in
ondoidelijkheden te veriallen.

ESB 29-6-1977

615

Personele inkomensverdeling

Een conferentie

DRS. J. HARTOG*

Eind april werd in Noordwijk een conferentie gehouden door de International Economic Association over de

personele inkomensverdeling. De conferentie was georganiseerd op initiatief van de Nederlandse Vereniging voor de

Staathuishoudkunde, die er een vervolg in zag op haar jaarvergadering gewijd aan dit onderwerp in 1973. Aan de

conferentie namen ongeveer 40 onderzoekers uit de gehele wereld deel. De conferentie werd geopend door minister

Boersma, die een overzicht gaf van het recente Nederlandse beleid en zijn wetgevende plannen verder ontvouwde

(voor een Raamwet Inkomensverdeling – met één minister verantwoordelijk voor de coördinatie – en voor

Openbaarheid van Inkomens). De rapporten en de discussies zullen volgend jaar gebundeld bij North-Holland

Publishing Company verschijnen.

Dit artikel is een persoonlijk gekleurd verslag van de bijeenkomst. Hoewel alle bijdragen over de personele

inkomensverdeling handelen, is er binnen zo’n ruim onderwerp nog teveel spreiding om de persoonlijke interessen

van een verslaggever te ontlopen. Alle onderdelen even kort behandelen is niet aantrekkelijk voor de lezer, alle even

uitvoerig evenmin. Vandaar dat accenten zijn aangebracht, met als gevolg overbelichting van sommige onderdelen,

onderbelichting (of complete duisternis) ten aanzien van andere. Er is geen duidelijke systematiek in de keuze. Wel is

er enige concentratie op de rol van scholing, aangezien rond deze variabele opzienbarende onderzoekingen gaande

zijn, die het vertrouwen in scholing als verdelingsinstrument zwaar op de proef stellen. Dit artikel volgt de indeling in

onderwerpen die de programmacommissie had aangebracht: ethiek, maatstaven, verklaringen, politiek.

Ethiek

Ook de economische wetenschap kent haar Ethisch Reveil.
Het scholastieke denken in de Middeleeuwen zag ethiek en

maatschappelijke orde als één onlosmakelijk geheel. Vanuit
een algemeen aanvaarde visie op de juiste maatschappelijke
ordening en de juiste plaats van ieder daarbinnen volgt de

rechtvaardige (,,juiste”) prijs voor ieders prestaties. De latere
ontwikkelingen van het economisch denken, in het voetspoor
van Adam Smith, concentreerden zich op de stelling dat

directe bemoeienis van de overheid metjuiste prijzen overbo-

dig was. De overheid diende slechts het goede institutionele
kader te scheppen, dan kwamen de juiste prijzen vanzelf tot

stand.
De ethische positie zoals verwoord door Roscam Abbing

aanvaardt de maatschappelijke posities niet als gegeven, doch

vraagt zich af welke criteria wel acceptabel zijn voor inko-
mensdifferentiatie en welke niet. Hij erkent drie gronden voor

inkomensverschilln:
• inspanning;
• onaangename werkomstandigheden;

• bepaalde behoefte-elementen, zoals gezinsgrootte e.d.

Andere gronden worden dus niet geaccepteerd: geen diffe-

rentiatie naar erfelijke aanleg, naar milieu of naar ervaring.
Deze uitgangspunten zijn door velen aanvaard (ook minister
Boersma accepteerde ze in zijn rede). Met het vaststellen van

acceptabele gronden is echter slechts het halve probleem

opgelost; immers, welke prijzen dienen aan de criteria te
worden gekoppeld? En hoe kunnen die prijzen in de praktijk

worden gerealiseerd? Neem bijvoorbeeld inspanningsver-
schillen. Roscam Abbing stelt hier voor om dit via de markt
op te lossen: als extra werk moet worden verricht door een

aantal leden van een groep, die daartoe al/en gelijkelijk in

staat zijn,
kan dit werk bij opbod worden verkocht. Iedereen

heeft dan gelijke kansen, de prijs reflecteert de (marginale)
weerzin tegen het extra werk. Terecht formuleert Abbing zo

voorzichtig en nauwkeurig. Het probleem is namelijk om

inspanning als een zelfstandig begrip te operationaliseren. Bij

identieke arbeiders, gesteld voor een gegeven taak, kan inspan-

ning misschien nog worden afgemeten aan het aantal gewerk-
te uren. Maar zelfs dan is er al direct een complicatie: als de
weerzin tegen het overwerk varieert, vereist een beloning naar

inspanning dat ieder compensatie krijgt krachtens zijn eigen
weerzin en niet volgens die van de laatste man die nog

overwerk accepteert. Dit betekent dus verschillend loon voor
hetzelfde werk (tenzij iedereen dezelfde weerzin heeft).

Het probleem wordt echter klemmender wanneer inspan-

ning niet ontkoppeld kan worden. Inspanning is in feite een
bijzonder subjectief begrip, direct gerelateerd aan iemands
capaciteiten: een gegeven taak kan voor de één een enorme

inspanning vormen, voor de ander een plezierige bezigheid. In
haar uiterste consequentie vraagt beloning naar inspanning
een subjectieve beloning, een verschillende prijs afgestemd op

het individu. De implicaties voor de allocatie zouden dan
desastreus zijn. Immers, wie voorkeur heeft voor een hoog

inkomen dient dat werk te kiezen waarvoor hij het minst is

toegerust en dat hem de meeste inspanning kost. Men zou in
zo’n geval kunnen spreken van een masochistische inko-

mensverdeling.

Naast de problemen voor allocatie en efficiency zijn er

problemen met de uitvoering. Op de arbeidsmarkt komen
prijzen tot stand voor produktieve diensten en de diensten die
iemand kan verlenen, hangen af van zowel inspanningen als

van begaafdheden. Een institutionele regeling die de beloning
alleen van inspanning afhankelijk maakt, is niet gemakkelijk

* De auteur is medewerker aan de Erasmus Universiteit Rotterdam.

616

te realiseren 1). De situatie wordt aanzienlijk rooskleuriger

wanneer men ervan uitgaat dat ieders (relevante) begaafdhe-

den gelijk zijn. Verschillen in produktieve diensten resulteren
dan uit verschillen in inspanningen, die ieder naar keuze kan
leveren. Zo wordt door sommigen tegen scholing aangekeken.

Scholingsverschillen mogen dan tot inkomensverschillen
aanleiding geven. Tinbergen heeft in dit opzicht een aantal

berekeningen uitgevoerd, als consequentie van zijn begrip
,,geljkheid”.

Gelijkheid definieert Tinbergen als een toestand met gelijke
welvaart voor alle groepen. Hij stelt voorop dat gelijkheid niet
identiek is aan een optimum: op grond van andere overwegin-
gen (zoals efficiency) kunnen concessies worden gedaan aan

het ideaal van gelijkheid. Ook is hij zich, met andere auteurs,
bewust van de bezwaren van beperking tot de rol van inko-

men: het probleem van een rechtvaardige verdeling betreft

meer zaken, het gaat ook om de verdeling van rechten (gelijke

justitiële behandeling, recht op vrijheid, delen in verantwoor-
delijkheid en zeggenschap).

Het gekozen uitgangspunt staat een berekening toe van de

beloningsverhoudingen die overeenkomen met gelijke wel-
vaart, d.w.z. die precies compensatie geven voor ervaren
ongerief. Het eenvoudigst is dit in te zien op grond van directe

waarnemingen van de individuele welvaartsfunctie. Immers,
als individuele welvaart afhangt van inkomen en inspanning

(waarbij inspanning gemeten wordt als genoten opleiding)
kan worden berekend welke inkomensverschillen nodig zijn
als compensatie voor opleidingsverschillen, indiende welvaart

constant wordt gehouden. Op basis van Van Praags waarne-

mingen ten aanzien van de individuele welvaartsfunctie bere-kent Tinbergen een compenserend inkomensverschil vooreen

opleidingsverschil van 12 jaren (tussen lagere school en
Universiteit) van 20%. Wordt welvaart niet direct gemeten,
maar ontleend aan waargenomen gedrag (onder een aantal
aanvullende veronderstellingen, zoals een gelijke welvaarts-

functie voor alle individuen, en ten gevolge van keuzehande-lingen gelijke welvaart voor alle leden van een categorie met

dezelfde gegeven waarden voor niet-veranderbare parame-
iers), dan is een inkomensverschil van 80% nodig 2). Beide

percentages liggen onder de werkelijke verhoudingen. In 1965

liep de bewuste verhouding tussen mediane bruto-jaarlonen

van mannen in nijverheid en bank- en verzekeringsbedrijf van
1:2 voor 25-30 jarigen naar 1:3,3 voor 50-65 jarigen.

Als bezwaar tegen Tinbergens benadering werd o.a. naar
voren gebracht dat strikte toepassing van het uitgangspunt
van gelijke welvaart voor individuen impliceert dat de onver-

zadigbare het rijkst met materiële welstand wordt gezegend.

Niet iedereen zal dit als rechtvaardig ervaren. Dit bezwaar is
echter van geringer gewicht bij toepassing op groepen.
Maatstaven

In de economie maakt men graag onderscheid tussen
positieve en normatieve benaderingen, tussen beschrijven en
voorschrijven (op grond van waarde-oordelen). Bij het meten

van inkomensongelij kheid speelt ditzelfde onderscheid een rol. De conventionele maatstaven voor ongelijkheid preten-
deren ,,positief” te zijn, louter beschrjvend, maar het is de
vraag of dit standpunt houdbaar is. Immers, een keuze voor

de ene of andere maatstaf impliceert altijd een keuze voor een
bepaald gewichtenschema. Volgens sommigen moet je dus

ook helemaal geen ,,magische formules” gebruiken die alles in
één getal proberen te proppen (Wiles), maar je aandacht

richten op betrekkelijk overzichtelijke gegevens in de vorm
van decielen en andere ,,-ielen”. Anderen geven de moed niet

op en zoeken naar een aanvaardbare manier om de waarde-
oordelen expliciet op te nemen in de maatstaf.

Eén benadering daarbij grijpt terug op Dalton. Hij nam als

maatstaf de verhouding tussen totale maatschappelijke wel-

vaart die ontstaat bij de huidige inkomensverdeling en de

welvaart die zou ontstaan als alle inkomens gelijk waren aan

het gemiddelde. Dit is dus een maat voor gelijkheid; ongelijk-

heid volgt als het verschil t.o.v. 1. Dit vereist natuurlijk wel
een welvaartsfunctie, een verband tussen maatschappelijke

welvaart en individuele inkomens, en met name een niet-
proportioneel verband (anders is de uitkomst van de verhou-

ding altijd 1) en hier ligt de binding met de veronderstelling
van dalend grensnut van het inkomen. Bij dalend grensnut zal

de gemiddelde welvaart van een gegeven inkomensverdeling
altijd kleiner zijn dan de welvaart van het gemiddeld inkomen
en er zal dus ook maatschappelijke welvaartsstijging worden

bereikt door inkomensherverdeling.

Atkinson heeft voortgebouwd op de uitgangspunten van

Dalton. Hij drukt daarbij die verhouding tussen ideaal en
werkelijkheid niet uit in welvaart, maar rekent weer terug
naar inkomensbedragen. Atkinsons benadering heeft veel
aandacht gekregen, vooral ook omdat
expliciet
een waarde-oordeel moet worden ingebouwd over de ,,ongelijkheidsaver-

sie”. De conferentiebijdrage van Sen zet zich nu juist af tegen
deze benadering, omdat die maatstaf voor ongeljkheidsaver-

sie een ambivalente rol zou vervullen en tegen de intuitie in
zou werken. De bezwaren lijken mij niet fundamenteel, maar

het zou te ver voeren om er hier dieper op in te gaan.

Van Praag stelde een maatstaf voor die het midden houdt

tussen genoemd onderscheid in positief en normatief. Hij laat
inkomensongelijkheid evalueren door een waarnemer, op
grond van de welvaartsfunctie van die waarnemer (waarnaar

Van Praag en zijn medewerkers uitvoerig empirisch onder
–
zoek hebben gedaan). Als maatstaf kiest hij de variantie van
(de logaritme van) het grensnut van het inkomen, waarbij dus

het grensnut van een inkomen bepaald is volgens de wel-
vaartsfunctie van de waarnemer.

Aangezien die welvaartsfunctie afhankelijk is gebleken van

het inkomen van het individu, wordt zo ook de ongelijkheids-
ervaring afhankelijk van het inkomensniveau. Die afhanke-

lijkheid blijkt U-vormig te zijn. Bij rangschikking van de
inkomens naar decielen, wordt de ongelijkheid het grootst

ervaren aan de uiteinden van de verdeling, het geringst in de
middelste decielen (het minimum ligt bij het 6e deciel van de

verdeling van netto inkomens). Aandrang op herverdeling

mag dus het sterkst uit de staarten van de verdeling worden

verwacht, het minst in de ,,middenposities”. De uitkomst con-

trasteert met een andere bevinding van Van Praag: het
verloop van de door hem berekende ongelijkheidsmaat van

Dalton (ook op grond van de welvaartsfunctie van de waarne-
mer) blijkt precies omgekeerd te lopen. Daar is de ongelijk-
heidservaring het grootst in de middendecielen en het geringst
aan de uiteinden.

Er werden ook meer conventionele berekeningen gepresen-

teerd. Zo is volgens Wiles de inkomensverdeling in de Ver-
enigde Staten veel ongelijker dan in West-Europa, in tegen-

stelling tot wat vaak wordt aangenomen in lijn met de visie
dat een hoge graad van ontwikkeling samengaat met lage

In theorie wordt een oplossing geboden door Tinbergens idee,
elders gelanceerd, van belasting op talent. Zo’n belasting egaliseert
uitgangsposities, maar laat de marktprijzen onverlet. De allocatie
wordt dan ook niet aangetast, terwijl netto-beloningen zuivere
inspanningsbeloningen zijn. Uitvoering van het voorstel is uiteraard
niet eenvoudig. Overigens is ten aanzien van scholing een aantrekkelijke alternatie-
ve berekening mogelijk. Stel dat als enige grond voor inkomensver-
schillen naar opleiding het uitstel van inkomensverwerving wordt
geaccepteerd; m.a.w., dat levensduurinkomens gelijk moeten zijn.
Keuze van een discontovoet impliceert dan direct de acceptabele
inkomensverschillen. Bijvoorbeeld, bij een
5%
disconteringsvoet,
impliceert dit de volgende (netto) salarisverhoudingen: lager onder-
wijs 100, uitgebreid lager Onderwijs (10+3 jaar) 116, middelbaar
onderwijs (10+8 jaar) 149, wetenschappelijk Onderwijs (10+12 jaar)
182. Met andere woorden, het inkomensverschil van 80% berekend
door Tinbergen komt overeen met een rendement op human capital
van
5%,
de berekende 20% correspondeert met bijna 2% rendement.
Zie verder: J. Hartog, Individuele beslissingen en personele in-
komensverdeling, in C. van Dam en P.W. Moerland,
Beslissen,
Klu-
wer, 1974.

ESB 29-6-1977

617

ongelijkheid. Michal concludeert uit zijn rekenwerk dat de

inkomensongeljkheid in Oost-Europa, over lange tijd gezien,
duidelijk is afgenomen, maar dat er nu een bescheiden

beweging lijkt te bestaan in de richting van grotere ongelijk-
heid omdat meer plaats wordt gemaakt voor economische

prikkels tot inspanning. En uit de bijdrage van Vielrose kan

worden afgeleid dat de inkomensverdeling in Polen een aantal

globale trekken heeft die met westerse verdelingen overeenko-

men: inkomen neemt toe met opleiding en met leeftijd,

vrouwen verdienen minder dan mannen, met lagere spreiding

(ze bevinden zich voornamelijk in de lager betaalde beroe-
pen), gemiddeld inkomen en spreiding hangen positief samen

(bij vergelijking over opleidingscategorieen). Kwantitatief

kunnen natuurlijk verschillen optreden in de verhoudingen.

Zo was in Polen in 1973 de verhouding van mediane netto

inkomens 1: 1,64 voor academici tegenover degenen met
alleen lagere schoolopleiding en dat is lager dan bij ons. Ook:
was er enige indicatie dat leeftijds-inkomensprofielen in Oost-

Europa tamelijk vlak zijn.

Verklaringen

Verklaring van de inkomensverdeling wil nog steeds niet

erg lukken. Ondanks sterk verhoogde inspanningen in de

laatste jaren van vele onderzoekers, ondanks bepaalde impul-
sen (zoals van de ,,human-capital”-theorie) is de economie

nog steeds niet in staat om een goede theorie van de personele
inkomensverdeling te leveren die empirische overtuigings-

kracht bezit.
Incidentele bijdragen leiden tot incidentele successen, in
gegroepeerde gegevens kan soms een groot deel van de
variantie worden verklaard. Enige tijd heeft de illusie bestaan

dat ,,human-capital”-theorie de sleutel tot succes zou zijn. In

grote steekproeven met individuele gegevens, inclusief scho-

ling, blijft echter meestal het grootste deel van de variantie

onverklaard. Dat valt te betreuren. Immers, hoe nuttig ook het geavanceerde onderzoek van welvaartstheoretisch ver-

antwoorde maatstaven moge zijn, de echte bijdrage aan het

oplossen van de problemen dient te komen uit theoretisch
goed gefundeerde ,,earnings functions”, relaties tussen inko-

men en ,,begrijpelijke” verklarende variabelen. Daaraan is
zichtbaar welke variabelen van belang zijn, daaraan zijn de

prijzen van de inkomensgenererende factoren af te leiden, op
basis daarvan kan een verdelingspolitiek worden gevoerd.
Zowel theoretisch als empirisch staat de schijnwerper thans

op de betekenis van onderwijs voor de inkomensverdeling.
Scholing is, naast (en in samenhang met) leeftijd, de variabele

die de meest in het oog springende betekenis heeft voor

inkomensverschillen. Dat maakt scholing uiteraard nog geen
causale factor. Waar komt die invloed vandaan? Ontstaan
inkomensverschillen enkel en alleen omdat de school werkt

als een selectiesysteem dat de produktieven van de minder
produktieven scheidt of ontstaan ze omdat scholing leidt tot

verbetering van die vaardigheden die nodig zijn in het produk-tieproces? Blijft de betekenis van scholing overeind als andere

variabelen constant worden gehouden?

De bijdrage van Taubman richtte zich op deze problemen.
Hij vroeg zich af wat de relatieve bijdrage aan inkomensver-

schillen is van erfelijke aanleg, milieu en intelligentie. Eerdere
studies hadden al geconcludeerd tot een forse overschatting
van de invloed van scholing als aanleg en milieu niet constant

worden gehouden, wellicht van rond de 50% 3). Taubman
analyseert gegevens van blanke, mannelijke tweelingen, die

rond de vijftig jaar zijnen vindt resultaten in dezelfde orde van
grootte. Volgens hem is de overschatting van de scholings-

coëfficiënt in simpele relaties ongeveer 30% als lQ niet
constant wordt gehouden. Deze overschatting is met name

manifest op latere leeftijd. Bij jongeren aan het begin van hun

carrière worden veel geringere effecten gevonden. Overigens

geldt zowel voor de studie van Taubman als voor talloze

andere studies op dit terrein dat de betekenis van IQ voor de

verklaarde variantie, naast scholing aanzienlijk minder op-

zienbarend is.
Zoals gezegd, regressies van inkomen op allerlei waargeno-

men variabelen (zoals scholing, leeftijd, regio enz.) bereiken
geen hoge verklaringsgraad. Een indirecte methode (varian-
tie-analyse), waarbij variabelen niet worden gemeten, komt

tot veel duidelijker resultaten. In Taubmans model wordt

inkomensvariantie toegerekend aan variantie in samenhang

met genetische begaafdheid, met milieu en aan hun covarian-

tie. Bij toepassing van dit model op één- en twee-eiige tweelin-

gen leiden genetische theorie en een aantal restricties tot

schatting van de bijdragen van elk der genoemde componen-
ten aan de totale inkomensvarianties. Let wel, alle informatie
wordt ontleend aan waargenomen inkomensvarianties en

covarianties; expliciete variabelen voor erfelijkheid of milieu

komen er niet aan te pas 4).
De uitkomsten zijn opzienbarend. In Taubmans data

nemen erfelijkheid en gezamenlijke omgeving (gezamenlijk
voor tweelingen, zoals het gezin) 57% van de variantie voor
hun rekening, en 75% van de variantie in scholingsduur.

Worden nadere restricties opgelegd, dan kan die 57% worden

uitgesplitst in 45% erfelijkheid en 12% voor milieu. Met
andere woorden, de helft van de inkomensongelijkheid van

mannen rond de 50 jaar komt op rekening van erfelijkheid en

dus niet van scholing,
terwijl van de overige 50% een deel

evenmin met scholing samenhangt. De betekenis van deze
uitkomsten voor het verdelingsbeleid, via de invloed van

scholing zijn dramatisch; hierop wordt in het volgende onder-
deel teruggekomen.
Groenveld en Kuipers houden zich ook bezig met de

invloed van scholing; zij trachten een schatting te maken van
de omvang van de substitutïe-elasticiteit tussen academici en
andere arbeid. Gezien de te verwachten groei van de aantallen
academici in Nederland is kennis van die elasticiteit en van de
richting van de technische ontwikkeling (bijv. academici-

besparend) van groot gewicht ‘voor voorspelling van de
verandering in de relatieve loonvoet. Tinbergen gebruikt bij

zijn voorspellingen meestal de waarde één, zodat veranderin-
gen in het inkomensaandeel (in het nationaal inkomen) van

academici slechts kunnen optreden, indien de technische

vooruitgang niet-neutraal is. Groenveld en Kuipers hebben

bij hun schattingen nogal te kampen met econometrische
problemen en zij moeten werken met gebrekkige data. Ze
vinden enige steun voor een substitutie-elasticiteit gelijk

aan 1.

Er waren nog andere bijdragen op het gebied van de theo-
rievorming. Somermeijer presenteerde een algemeen stelsel

van vraag- en aanbodvergelijkingen voor allerlei soorten van

arbeid, Pen verdiepte zich in de betekenis van macht, Lévy-
Garboua hield zich bezig met de invloed van gedrag, binnen
een arbeidssituatie, dat produktiviteit manifest kan maken.

Stiglitz schreef over de successiebelasting. Zo’n belasting is

bedoeld om ongelijkheid te reduceren, maar kan in feite de
ongelijkheid vergroten als een aantal reacties op gang komt:

de aanstaande erflater kan, in het zicht van de belastingen,
zijn kapitaal meer aanwenden in de richting van activiteiten

met groter risico of hij kan de richting inslaan van het
doorgeven (onbelast) van zijn rijkdom via ,,human capital”,
een betere opleiding voor zijn kinderen en dit kan leiden tot

grotere ongelijkheid. Bovendien kan een geringere spaarnei-
ging het kapitaalaandeel in het nationaal inkomen vergroten
en dus een groter gewicht opleveren voor een ongelijker

verdeelde inkomenscomponent. De relevantie van al deze

mogelijkheden hangt uiteraard kritisch af van de omvang van

de reacties en die werden (nog) niet vermeld.

Zie bij M. Olneck,
The effecis
of
educalion on occupationalstatus
and earnings, Institute for Research on Poverty, University of
Wisconsin, Discussion Paper 358-76.
Voor een uiteenzetting van het model en enige resultaten zij
verwezen naar de
American Economic Review
van december 1976.

618

Politiek

Inkomenspolitiek, zoals bekend, kan zich richten op een

drietal verschillende niveaus: de primaire verdeling (het
bronnenbeleid), de secundaire (het herverdelingsbeleid) en de

tertiaire (het uitgavenbeleid). De tertiaire verdeling krijgt

steeds meer aandacht, maar was nog niet vertegenwoordigd

op de conferentie. Het herverdelingsbeleid kwam wel aan de
orde in een interessante bijdrage van Krupp. Ten einde niet

verward te raken in het netelige net van de vragen naar

reacties van individuen op het herverdelingsbeleid (aanpas-
sing van arbeidsinspanning, afwenteling enz.) richt hij zich op

de vraag naar de direct waarneembare gevolgen van de

herverdeling (dat is natuurlijk geen oplossing van de proble-
men, hooguit verdoezeling). Met de gegevens voor individuele

(Westduitse) huishoudingen kan hij doorrekenen wat de

herverdelingseffecten zijn van ,,transfers”, inkomensover-

drachten krachtens belastingen en sociale zekerheid. De
invloed van overdrachten (in deze ruime zin) op de inkomens-

verdeling van de werkende bevolking is betrekkelijk beschei-
den, maar de invloed op de inkomensverdeling (per huishou-

ding) over de gehele bevolking is aanzienlijk; in 1969 bijv.

daalt de Gini-index van 0,41 voor factorinkomens naar 0,40

voor het beschikbaar inkomen voor de werkende bevolking.
Wordt de gehele bevolking beschouwd dan is de daling er een
van 0,50 naar 0,35; het inkomensaandeel van de laagste 20%

stijgt dan van 0,4% in het factorinkomen naar 6,5% in het
beschikbaar inkomen.
Al is de invloed op de verdeling erg groot, dit impliceert nog
niet dat de herverdeling efficient is. Een methode om die

efficiency te beoordelen, bestaat hierin dat voor één huishou-

ding positieve transfers en negatieve met elkaar worden

vergeleken. Als de huishouding zowel belasting en bijdragen
betaalt als uitkeringen ontvangt, kan zij net zo goed alleen het saldo van die twee betalen (of ontvangen). De kleinste van de

twee bedragen kan dus worden gebruikt als indicatie van
inefficiency, als maatstaf voor overbodige overdrachten.

Uiteraard zullen de aard van de institutionele regelingen altijd
enige inefficiency in deze zin met zich meebrengen, tenzij een
negatief inkomstenbelastingplan alle regelingen integreert. In

Duitsland blijkt, in 1969, de inefficiency zo gedefinieerd, rond

15% van de som van positieve en negatieve overdrachten te
belopen; m.a.w., de overdrachtsbedragen die later worden

gecompenseerd door een hogere tegengestelde overdracht aan
dezelfde huishouding belopen samen 15%.

Deze overdrachten
binnen dezelfde huishouding
kunnen
ook worden uitgedrukt als percentage van het inkomen van de
huishouding en worden vergeleken naar sociale groep en
inkomen. Er blijkt een duidelijke negatieve samenhang met

het inkomensniveau, terwijl zelfs op het hoogst onderscheiden niveau nog overdrachten binnen dezelfde huishouding plaats-

vinden. De hoogste overdrachten binnen dezelfde huishou-
ding vinden plaats bij gepensioneerden, de laagste bij ambte-
naren en bij zelfstandigen.

In termen van het bronnenbeleid blijft onderwijs het instru-

ment waarvan de grootste rol verwacht wordt in het effectue-
ren van een andere inkomensverdeling. Omtrent de effectivi-teit hiervan is een heftig debat ontstaan, m.n. in deVerenigde

Staten. Eén alternatieve benadering stelt dat onderwijs niet effectief is voor de harde kern van de probleemgroep. Er is
sprake van een
dubbele arbeidsmarkt,
waarbij functies in twee
groepen kunnen worden ingedeeld: die met een hoog inko-
men, aantrekkelijke werkomstandigheden, zekerheid, groei-

mogelijkheden. en die waar al deze karakteristieken ontbre-
ken. Aan de onderkant van de arbeidsmarkt zitten groepen

met weinig kans op een aantrekkelijke positie en zonder

gunstige vooruitzichten voor een carrière. De bovengroep is
waterdicht afgescheiden van de ondergroep. Voor Nederland
is dit probleem indertijd belicht door Prof. Mok in zijn pre-

advies voor de Vereniging voor de Staathuishoudkunde in

1975. Prof. Mok sprak zijn vermoeden uit dat in Nederland

een dubbele arbeidsmarkt zou bestaan, maar hij kon geen
overtuigende evidentie aandragen.

De dualisten bieden vooralsnog geen overtuigend theore-

tisch alternatief. Voorlopig ligt de uitdaging die zij bieden op

het terrein van de empirie: de neoklassieke theorie wordt
hardvochtig geconfronteerd met haar feilen, persisterende
werkloosheid, discriminatie, gebrek aan succes voor scho-

lingsprogramma’s, voor compensatieprogramma’s voor kleu-
ters enz. Psacharopoulos gaat in zijn bijdrage de dualisten dan
ook empirisch te lijf. Volgens hem is er in Engeland onvol-

doende bewijs voor het bestaan van een dubbele arbeids-

markt. Hij onderzocht de stellingen aan de hand van de
aantrekkelijkheid van de functies (m.b.v. een index voor de

gewenstheid van de beroepen, ontleend aan enquêtes), aan de
hand van de gedaante van de inkomensverdeling en, meest
relevant, aan de hand van mobiliteit. Met zijn materiaal,

gebaseerd op een dwarsdoorsnede, construeert hij een globaal

profiel van het verband tussen leeftijd en niveau van de baan

(in termen van de index van aantrekkelijkheid) en van inko-men. Er komen gave, ononderbroken profielen uit. Maar de
eigenlijke vraag is natuurlijk voor wie die profielen gelden:

beginnen alle individuen onderaan en lopen ze door naar

boven of komen sommigen (de bezetters van het ,,slechte”
deel van de arbeidsmarkt) nooit verder?

Die vraag kan zijn materiaal niet beantwoorden. Wel de
vraag naar mobiliteit tussen generaties. Er blijkt een behoor-
lijke mate van opwaartse mobiliteit tussen grove segmenten

van de arbeidsmarkt, en de gemiddelde scholingsduur van de

stijgers is significant hoger dan van de blijvers, terwijl de scho-
lingsgraad van de dalers significant lager is dan die van

degenen die in het hoge segment achterblijven. In deze zin
heeft scholing kennelijk invloed.

Een interessante exercitie die Psacharapoulos met zijn
materiaal verricht is de volgende. Hij schat een beloningsfunc-

tie (inkomen verklaard uit een groot aantal variabelen) en
rekent dan vervolgens uit wat de variantie in (log)inkomens
zou zijn als één van die variabelen voor alle individuen in zijn

steekproef gelijk zou zijn. Dit geeft een indicatie van de
bijdrage aan de inkomensongelijkheid van die variabele.

Uiteraard kan de redenering niet zonder meer worden omge-

keerd tot een voorspelling van de inkomensegalisatie die zou
optreden als die variabele in werkelijkheid inderdaad vôor

ieder gelijk zou zijn: interacties tussen variabelen en reacties

van individuen zijn geheel verwaarloosd. Niettemin zijn de
resultaten informatief. Zo blijkt, volgens zijn schattingen de inkomensvariantie te dalen met:
62% als ieder de gemiddelde leeftijd zou hebben;

32% als niemand jonger dan 25 zou zijn;
23% als iedereen getrouwd was;
61% als iedereen evenveel weken zou werken;

12% als iedereen dezelfde scholingsduur zou hebben;
20% als niemand minder dan 1 2jaar scholing zou hebben.

Frappante uitkomsten! De invloed van leeftijd en arbeids-
duur blijkt enorm. Deze resultaten wettigen de groeiende

aandacht voor de rol van de leeftijdsvariabele in de inkomens-
verdeling, voor leeftijdsinkomensprofielen en voor de verde-
ling van levensduurinkomens. Even opvallend is echter de
uitkomst voor de invloed van scholing. Weliswaar kan een

reductie in de spreiding van de scholingsverdeling de inko-
mensongelijkheid reduceren, maar het effect is opnieuw

teleurstellend klein. Hier kan worden herinnerd aan de

genoemde resultaten van Taubman, waarin de genetische
begaafdheden veel belangrijker bleken dan scholing.
Taubman vond ook in regressies een geringe bijdrage van
scholing aan de verklaring van inkomensverschillen wanneer

lQ constant wordt gehouden en ook hij concludeerde tot een

minimale bijdrage aan de egalisatie via reductie van de
spreiding in de scholingsverdeling! Deze sombere resultaten

zijn bovendien in overeenstemming met het gebrek aan succes

van programma’s die kinderen al op heel lage leeftijd trachten
te compenseren voor de nadelige invloeden die hun milieu kan

ESB 29-6-1977

619

Werkgelegenheidscreatie:

een hoofdoorzaak
van conjunctuurschommelingen?
(11)

DRS. C. J. DE KONING

Vorige week gaf Drs. C. J. de Koning een

theoretische beschouwing over de verschuiving

in de gemiddelde kapitaalintensiteil als oorzaak

van de te geringe creatie van arbeidsplaatsen.

Deze week wordt het artikel afgesloten met een

toepassing van de theorie op de Verenigde Staten.

Toepassing op de Verenigde Staten

We zouden nu onze aandacht willen richten op de ont-
wikkelingen gedurende de laatste jaren in de VS en eens
bekijken hoe we de werkelijke ontwikkelingen zouden

kunnen analyseren met behulp van de begrippen in de
eerste aflevering van dit artikel. Tabel 1 in die aflevering
geeft reeds een deel van het beeld weer, terwijl in het
ESB
artikel van 10 november 1976 het begrip ,,richting der
investeringen” verder wordt uitgewerkt (zie met name
blz. 1090 en 1091).

Een historische analyse van enkele recente ontwikkelingen
ziet er naar onze mening als volgt uit. In 1969 was het niveau
van werkgelegenheidscreatie in de VS bevredigend; m.a.w.,

er bestond geen werkgelegenheidstekort en derhalve was
het niveau der investeringen ook bevredigend. Er bestond

dus een relatieve evenwichtstoestand. In 1969 trad echter

een scherpe daling op in bezettingsgraad (van 85 in 1968
naar 81 in 1969). Een situatie van absolute onevenwichtig-
heid ontstond dus in 1969 en Y,
1
, werd veel groter dan

‘PA
en Y. . M.a.w., Y. nam te langzaam toe. Verschei-
dene factoren hebben daaraan bijgedragen. De regering
van de VS besloot bijv. in 1969 om inflatie te bestrijden
door de toename in Y. te vertragen. Belastingen werden
verhoogd en op deze wijze creëerde de overheid (op fede-
raal, staats- en gemeenteniveau) een surplus van $ 10,7
mrd. na een tekort te hebben gehad van $ 5,5 mrd. in 1968.

Een verschil in koopkracht dus van $ 16,2 mrd., dat voor-
namelijk voor consumptieve goederen en diensten zou zijn

aangewend. Persoonlijke besparingen namen met $3 mrd. af
.

Consumptieve kredieten namen met $ 10,4 mrd. toe. Het

cumulatieve effect van dit alles te zamen, en daarin ook be-

grepen de optredende toename in LS(L X GJCW), was klei-
ner dan de uitbreiding in de potentiële produktiecapaciteit

van consumptiegoederen en diensten. Een absolute oneven-
wichtigheidstoestand ontstond dus in 1969.

Toen deze absolute onevenwichtigheidstoestand er een-

maal was in 1969 werden ondernemers geconfronteerd met

een groot bedrag aan toenemende vaste kosten (capaciteits-

kosten en in grote mate ook werknemerskosten). De mar-

ge van ondernemerscompensaties werd samengeperst (in
absolute bedragen van een niveau van $ 147,6 mrd. in 1969
tot $ 133,0 mrd. in 1970) aan twee kanten: dalende ver-
kopen (speciaal in volumetermen uitgedrukt in dollars van

1972 van een niveau van $ 1.043 mrd. in 1968 tot op $ 1.068

mrd. in 1969 en $ 1.071 mrd:in 1970) en sneller stijgende
kosten (vanwege het hoge percentage vaste kosten en de

optredende acceleratie in GJCW). De ondernemersreacties
waren voorspelbaar in 1970, namelijk verminderen van
nieuwe investeringen (in lopende prijzen van $ 146,2 mrd. in

1969 tot op $ 140,8 mrd. in 1970, dit kwam overeen in

vaste prijzen van 1972 van een niveau van $ 168 mrd. in 1969
tot op $ 154,7 mrd. in 1970) en verminderen van het op-
nemen van additionele werknemers (van 2.135.000 in 1969
tot
.
119.000 in 1970).

Deze absolute onevenwichtigheidstoestand in 1969 bracht

op de volgende wijze ook de relatieve onevenwichtigheids-
toestand tot stand. Het niveau van bruto-investeringen werd

iets verminderd in 1970 (in volume termen met ongeveer
9% t.o.v. het jaar daarvoor; dit percentage zou waarschijn-
lijk nog hoger zijn uitgevallen als men niet bruto met bruto-
investeringen had vergeleken, maar in plaats daarvan

netto-investeringen met de kapitaalgoederenhoeveelheid).
De waarde van v daalde echter niet in 1970 (wat met een
dalend investeringsniveau in overeenstemming zou zijn),

hebben (bijv. taalkundige achterstanden). Dergelijke conclu-
sies nopen tot grote voorzichtigheid bij het hanteren van

scholing als gegarandeerd instrument ter beïnvloeding van de

inkomensverdeling. Bepaalde groepen zijn met dergelijke
politiek kennelijk onbereikbaar. En voor zover scholingspoli-

tiek kan leiden tot reductie van gemiddelde beloningsvöeten

voor de hoger geschoolden is er kennelijk reden om te
verwachten dat de spreiding binnen de groepen navenant zal

toenemen. Maar voorlopig is over deze kwestie het laatste

woord nog niet geschreven, laat staan de laatste conferentie
gehouden 5)!
Joop Hartog
5) Het is ondoenlijk om in een artikel als dit alle bijdragen voldoende
tot hun recht te laten komen. Voor de volledigheid zij derhalve
vermeld dat er op het terrein van de meting nog bijdragen waren van Von Weiszcker (opsplitsing van Atkinsons ongelijkheidsmaat om de invloed van ongelijkheid i.v.m. leeftijdsverschillen te separeren), van
Wagner (over ongelijkheidsmeting via een Markov-model) en van Morrison (over feitelijke ongelijkheid in ontwikkelingslanden); op het terrein van de theorievorming van Nslund) (entropie als onge-
lijkheidsmaat gekoppeld aan een uitgebreid verdelingsmodel naar
Kaldor), van Coulbois (over de verhouding tussen verdelingspolitiek
en andere doelstellingen van het beleid), van Chiswick (aanbevelingen
voor een politiek gericht op de inkomensverdeling en op groei in
ontwikkelingslanden) en van Layard (over het effect van vakbonden
op loonvoeten in Engeland).

620

maar steeg snel. Met behulp van de formule:

L
0
(l + —
—
v)
K
0

kan men gemakkelijk afleiden dat bij een dalend investe-
ringsniveau en een toenemende waarde van v, een snel ver-
minderend niveau, van LL behoort. Men kan op drie

manieren deze toenemende waarde van v aantonen. De
eerste manier betreft de 500 grootste industriële onderne-
mingen in de VS. Deze ondernemingen vertoonden ge-
zamenlijk de volgende jaarlijkse toename in activa per werk-

nemer: in 1969: 4,99%; in 1970: 9,12%; in 1971: 7,51%;
in 1972:4,12%; in 1973: 8,01%; en in 1974: 15,05%. Dewaarde

van v voor deze ondernemingen bedroeg dus in 1969

1,0499 enz. Het tweede bewijs van een toenemende waarde

van v kan worden gegeven voor de gehele nijverheids-
sector. Voor deze sector bedroegen de activa per werknemer
gemiddeld in 1967: $ 20.500; in 1968: $ 22.200; in 1969:

$ 24.800; in 1970: $ 27.800 en in 1971: $30.100. De waarde

van v voor de gehele secundaire sector bedroeg dus 1,083
in 1968, 1,117 in 1969, 1,121 in 1970 en 1,083 in 1971.

Het derde type bewijs kan worden gevonden uit een factor die

de waarde van v beïnvloedt, namelijk de verschuiving in investeringen over industrieën, van de arbeidsintensieve
sectoren naar de meer kapitaalintensieve sectoren. De tabel

verschaft hierover informatie. Men kan Uit de tabel opmaken
dat in 1970 de terugval in investeringen der meer arbeids-

intensieve sectoren veel groter was dan die voor de meer
kapitaalintensieve sectoren. Een verlaging van het investe-
ringsniveau met een daarbijbehorende daling in de waarde

van v zou hebben betekend dat de procentuele toename in
investeringen voor beide sectorgroepen afzonderlijk gelijk

zou zijn gebleven aan de procentuele toename voor alle sec-
toren te zamen. Als het totale niveau der investeringen

lager wordt, maar de waarde van v wordt niet adequaat aan-

gepast of zelfs verhoogd, dan is de terugval (in %) in sectoren
met een OKI beneden de landelijke OKt groter dan die
van het landelijke gemiddelde. Men zou kunnen zeggen

dat de ondernemerswereld ,,leunt” op de arbeidsintensieve
sectoren. Men ziet dit ,,leunen” duidelijk optreden in 1970
in de VS. Dit betekent dat de waarde van v op een te hoog

niveau werd gehandhaafd t.o.v. het niveau der investeringen.

Dat dit ,,leun”-effect belangrijk kan zijn, kan uit het relatieve
belang van arbeids- en kapitaalintensieve sectoren in de

VS worden afgeleid. In 1974 stelden de’sectoren met een OK!

beneden de landelijke OK! 82,8% van alle werknemers te
werk, pleegden 40% van alle investeringen en maakten 61%

van alle winsten. De sectoren met een OKI boven het landelijk
gemiddelde stelden 17,2% van alle werknemers te werk en

pleegden 60% van alle investeringen en maakten 39% van

alle winsten.
De ontwikkelingen samenvattend, kan men dus stellen
dat in 1969 Ypp groter begon te worden dan Yc . Als gevolg

hiervan besloten in 1970 de ondernemers de capaciteits-

uitbreiding te vertragen (lagere investeringsniveaus). Maar

de 500 grootste industriële ondernemingen en de gehele

secundaire sector (en daarmede zeer waarschijnlijk en
logischerwijze alle ondernemers in de VS) verlaagden de

waarde van v niet, maar verhoogden deze zelfs. Deze onjuiste
richting der investeringen t.o.v. het niveau der investe-
ringen veroorzaakte dat LXL aanzienlijk verminderde. Deze
daling van L L zorgde ervoor dat LL (GJCW) daalde van

$ 17,07 mrd. in 1969 tot $3,91 mrd. in 1970 enL(LXGJCW) daalde voornamelijk als gevolg daarvan van $ 52,42 mrd. in
1969 tot op $ 37,92 mrd. in 1970. Deze geringere toename
in
Y,
zorgde voor een verdëre daling in ‘bezettingsgraad in
1971 (zij het in een geringere omvang dan in 1969).
In 1971 begon het getij echter te keren. Aan de Y, -kant

verminderde LX L nog steeds (maar veel langzamer op jaar-
basis dan in 1970), L(L X GJCW) verbeterde van $ 37,92

%
toename
%
toename
%
toename
Jaar
landelijke investeringen investeringen investeringen
sectoren sectoren
lager dan
hoger dan
landelijke OKl
landelijke GKI

965

…………………
–
–
1966

…………………
+
16,70
+

16.10
+

17.19
3,09
-.

0.46
5.92
1967

…………………
1968

………………..
3,50
+

1.75
4.89
11,50 10,68
12.06
1970

………………..
5,50 0.57
9.03
1971

………………..
1.90
0,72
2.63

1969

…………………

8,90
12.55
6.55
12,80 14.15 11.83
1972

…………………
1973

…………………
12.70
5.96
17.42
1974

…………………
1975

…………………
3,30
‘

4.32 8.05

Bron: Eigen berekeningen op basis s’an investeringsgegevens in:
Statis’tiea/ Abstract af t/te
United States. 1975.
De volgende sectoren werden geïdentificeerd als sectoren met een secïor-GKI beneden
de landelijke CKI: bouwnijverheid, wapenindustrie. meubelnijverheid, fabricage van
steen. glas, aardewerk en cementwaren, metaalprodukten, nijverheid, maehincbouw-
industrie, elektrotechnische industrie, transportmiddelenindustrie. instrumentenindustrie.
diversen, en de textiel
,
en kledingindustrie, grafische nijverheid en uiiges’erijen, rubber-
nijverheid, fabricage van leer en lederwaren, groothandel en detailhandel, de financiglc
sector en overige dienstverlening.
De volgende sectoren werden geïdentificeerd als sectoren met een sector GKI boven de
landelijke GKI: mijnbouw, hoatindustrie, metaalindustrie, fabricage van s’oedings- en
genotmiddelen, tabaksindustrie, papierindustrie, chemische en petroleumindustrie en
openbare nutsbedrijven.

mrd. in 1970 tot $ 39,22 mrd. in 1971 (dat was te wijten aan
een versnelling in GJCW van 6,01% in 1970 tot 7,42% in
1971). De overheid vergrootte haar tekort van $ – 9,4 mrd.
tot $ – 18,3 mrd. in 1971, terwijl consumptief krediet ook

nog met $ 12 mrd. toenam in 1971. Ten slotte werd een ruim-
geld-politiek bedreven (M
3
nam in 1971 toe met $ 89,2 mrd.
na
in 1970 met $56,8 mrd. te zijn gestegen). Dit leidde tot een

algehele daling der rentestanden. Deze toename in particu-

liere consumptieve bestedingen plus de verlaging der rente-
standen plus de verbeterde winstniveaus leidden er in 1971

toe dat het niet-financiële bedrijfsleven zijn leenkapitaal-
niveau opvoerde van $ 48,0 mrd. in 1970 tot $ 59,6 mrd. in
1971 en zijn investeringsniveau van $ 140,8 mrd. in 1970

tot $ 160,0 mrd. in 1971. In 1971 begon v weer te dalen en
met een stijgend investeringsniveau leidde dit ertoe dat

de daling in LL aanmerkelijk kleiner bleef (van een terugval
van 2.016.000 in 1970 tot op 144.000 in 1971) en dat ge-
combineerd met een versnelde toename in GJCW maakte een
zich zelf onderhoudende verbetering in
L
(L X GJCW)
mogelijk.

Men kan erover discussiëren welk gedeelte van de toename
in Ye nu het meest belangrijk was, de toename in M
3
, de
toename in het overheidsbudgettekort, de toename in
L
(L X OJCW), de vermindering in de daling van
L
L,

de daling der rentestanden, de toename in het lenen door de

particuliere sector (door zowel consumenten als producenten)
of de vermindering in de toename van de persoonlijke be-
sparingen.

Al deze factoren te zamen waren belangrijk. Maar er zijn

slechts twee factoren in een vrije ondernemingsgewijze

produktie die ervoor kunnen zorgen dat het proces zich zelf
gaat en blijft ondersteunen, namelijk ondernemerscompen-

satie en werknemerscompensatie. Daar de eerste factor van
de tweede afhankelijk is, zou men kunnen argumenteren
dat er slechts een factor is die het proces ondersteunt, maar
wij geloven dat beide factoren onmisbaar zijn om het proces
te ondersteunen. Als bijvoorbeeld de ondernemerscompen-
satie wordt samengeperst ofwel door de overheid, ofwel

door een lagere bezettingsgraad ofwel door hogere rente-

standen, dan zal het niveau der investeringen teruglopen.
Lagere winsten leiden er ook toe dat in geringere mate geld

kan worden geleend. Maar de meest belangrijke steun aan
een meer continue verbetering van ondernemerscompensatie

wordt gevormd door de particuliere consumptieve be-

stedingen. En alleen door voortdurende hoge niveaus van
werkgelegenheidscreatie in de particuliere sector kan men

het hoogste niveau van een voortdurende toename in

ESB 29-6-1977

621

particuliere consumptieve bestedingen bereiken. Incidentele

factoren zoals veranderingen in de geldhoeveelheid of toe-
nemende budgettekorten kunnen erg belangrijk zijn als

initiator, accelerator of corrigeerder, maar – om reden

van inflatie en hun effect op v – nooit als een kracht die
zich zelf versterkt. Alleen als de particuliere sector zulke over
–

heidsinitiatieven overneemt en daarbij haar rnvesterings-

en werkgelegenheidsniveaus opvoert, kan men spreken van

succesvolle maatregelen. Doet de particuliere sector dit niet,

dan zijn zulke overheidsinitiatieven tot falen gedoemd. En
men kan stellen dat zulke initiatieven alleen werkelijk worden
overgenomen als v en 1 weer naar elkaar toe bewegen.

De conjunctuurgolf 1969-1972 kan dus voor de VS volledig

worden uitgelegd met behulp van de bewegingen van v, 1,

YPP
en Y
Op dezelfde wijze kan de huidige conjunctuurgolf worden

uitgelegd, met dit verschil dat in 1974 het relatieve en
absolute evenwicht bijna tegelijkertijd verstoord werden.

v nam erg snel toe van 4,12% in 1972 naar 8,0 1% in 1973
en 15,05% in 1974. Ook het ,,leun”-effect deed zich erg

krachtig voor in 1974 en 1975.
We zouden nog enige aandacht willen vragen voor een
aantal andere factoren die waarschijnlijk een omvangrijke

invloed hebben gehad op het verlengen der duur van de
huidige recessie (soms ook pauze genoemd) waarin de VS
zich nu bevindt (niettegenstaande enige recentelijke meer

optimistische geluiden).
Allereerst de overdrachtsbetalingen (daaronder be-

grepen bejaardenuitkeringen, weduwen- en wezenuitkerin-gen, bedrijfsongevallen- en ziektekostenuitkeringen, werk-

loosheidsuitkeringen, kinderbijslag enz.). In 1965 bedroeg het

totaal van deze overdrachtsuitkeringen $ 40,4 mrd. In 1969

was het $ 66,5 mrd. en in 1975 $ 175,0 mrd. ten opzichte

van een BNP van respectievelijk $ 688 mrd., $ 935 mrd. en
$ 1.499 mrd., een verhoging van 5,9% van het BNP in 1965 tot 11,7% in 1975. Twee factoren spelen hierbij een rol. Als

het overdrachtsbetalingssysteem
gebonden
is
aan de werk-

nemer
(bijv. werkloosheids- en bedrijfsongevallenverzeke-

ringen, maar ook andère verzekeringen) dan zullen de

bruto werknemerskosten verhoogd worden, zodra de ver-
zekeringspremies omhoog gaan. Het niet in dienst ne-

men van werknemers bespaart ondernemers niet alleen
hun bruto-loon of salaris, maar ook deze verzekerings-

premies. Zo’n werknemer-gebonden verzekeringssysteem
oefent dus, elke keer dat de premies worden verhoogd,
een permanente druk uit om v te verhogen. Zo’n systeem

vormt dus een permanente bedreiging voor werkge-
legenheidscreatie, vanwege de druk die op v wordt uitge-
oefend, met als symptoom het versterken en verlengen van het
,,leun”-effect. Een veel aanbevelenswaardiger en neutraler

alternatief is een systeem dat gebaseerd is op persoonlijke
inkomensniveaus en op winstniveaus (zoals vennootschaps-

belasting en inkomstenbelasting).

Het tweede effect betreft het niveau van overdrachts-
betalingen. Een snelle toename van zo’n niveau vereist een
langdurige verhoging in de waarde van v, aangezien een

groter gedeelte van het
Y
-niveau niet door een actieve

deelname aan het produktieproces wordt verkregen, maar

door wettelijke rechten. Slechts een toename in de waarde

van v of anders prijsstijgingen kunnen deze claim op con-

sumptiegoederen en diensten bevredigen. De eerstgenoemde

situatie zal deze claim in substantie bevredigen, terwijl de

prijsstijgingen ervoor zullen zorgen dat de reële koopkracht

van deze claim vermindert.
Het derde effect van een snelle toename in overdrachts-

betalingen betreft de ruimte die de overheid heeft voor eco-
nomische beïnvloeding. Ondernemers zullen logischerwijze

reageren op werknemersgëbonden verzekeringssystemen
door nI. te proberen de waarde van v te verhogen en het op-

nemen van werknemers te verlagen. Dat dit succesvol kan

zijn, kan worden aangetoond voor 1975. In dat jaar bedroe-
gen de bijdragen voor de sociale verzekeringen (zowel van

ondernemers- als van werknemerszijde) $ 108,3 mrd. terwijl

de overheidsoverdrachtsbetalingen $ 168,7 mrd. bedroegen,

een verschil van $ 60,4 mrd. dus. De overheid moest voor het

verschil inspringen en het liep dan ook een begrotingstekort op van $ 63,5 mrd. Om dit te financieren moest de overheid

veel meet lenen (de totale openbare schuld nam met $ 83,9

mrd. toe in 1975 vergeleken met $ 32,9 mrd. in 1974). Hieruit

wordt wel duidelijk dat de economische speelruimte voor

de overheid door dit tekort aan sociale verzekeringsin-

komsten ernstig wordt ingekrompen. Tenzij de overheid in-
flatie en concurrentie om kapitaal met de particuliere sec-
tor als acceptabel accepteert, zal zij zich tevreden moeten

stellen met een sterk verminderde mogelijkheid om budget-
tekorten te gebruiken als stimulans voor de vraag. Het tra-
gische is, dat gezien de economische situatie deze ruimte

in dat jaar het meest nodig was.

De tweede factor betreft een deel van de overdrachts-
betalingen, namelijk werkloosheidsuitkeringen. De boven-
staande redenering is ook van toepassing op deze uitkerin-
gen (niettegenstaande het feit hoe wenselijk deze uitkeringen
vanuit een sociaal oogpunt zijn). We hebben hierboven be-

keken dat het voor een zich zelf onderhoudende toename in

Y nodig is dat
A
(L X GJCW) toeneemt, vooral door een

toename van LL (GJCW). Bij werkloosheidsuitkeringen ge-

beurt er iets interessants. De werkelijke toename van Y

wordt gevormd door het
verschiltussen
LL(GJCW
1
)en het

bedrag aan werkloosheidsuitkeringen; m.a.w., iedere werk-
nemer die wederom aan de arbeid gaat, draagt slechts aan

Y het verschil bij tussen zijn compensatie in zijn nieuwe
betrekking en zijn voormalige werkloosheidsuitkering, aan-

genomen dat de overheid haar budgettekort met hetzelfde
bedrag vermindert. Hoe hoger het niveau van werkloos-

heidsuitkeringen t.o.v. de optredende loonniveaus, hoe ge-
ringer dit verschil wordt. De ,,take-off” die gebaseerd is op

LL (GJCW
I
)
zal daarom ook langzamer zijn.

Het bovenstaande doet ons concluderen dat onder de
huidige omstandigheden een systeem dat v op het juiste
niveau terugbrengt t.o.v. I. en daarbij Y, laat toenemen tot

het niveau Y
p
, het meest gewenste systeem is. Zo’n systeem

maximaliseert de economische groei terwijl werkloosheid ge-

minimaliseerd wordt met een zo gering mogelijk effect op

prijsniveaus. Wij geloven dat het snelheidsbeheersings-

systeem zo’n systeem is dat wenselijkheid tot werkelijkheid
kan maken als overheid, ondernemers en werknemers de wil
kunnen opbrengen om gezamenlijk de uitvoering van het

systeem ter hand te nemen.

C.
J. de Koning

Met ,,ESB” een beter economisch-politiek inzicht

622

Het Grecon-model 77-B

nader bekeken

DRS. E. J. BOMHOFF

DRS. J. OOMS

Op het op 18 aprilji. te Groningen gehouden

symposium over econometrische modellen voor

de Nederlandse economie werd door de Gro-

ningse economen Kooyman, Bos, Keteilapperen

Voorhoeve hei Grecon-model 77-B gepresen-

teerd. Met behulp van dit model, dat theoretisch

vrijwel gelijk is aan het op 30 maart in
ESB

verschenen model 77-A, zijn voorspellingen ge-

publiceerd. In dit artikel geven E.i Bomhoff en

J. Ooms van de Vakgroep Monetaire Economie

van de Erasmus Universiteit Rotterdam hun
commentaar. Hoewel zij het maken van een

klein, analytisch nog te overzien model zeer de

moeite waard vinden, zal volgens hen aan het

Grecon-model nog veel gewijzigd moeten wor-

den voordat het bruikbaar is voor het analyseren

en voorspellen van de Nederlandse economie.

Het artikel is voorzien van een naschrift van de

Groningse economen. In
ESB
van 22 juni f1.

werd eveneens een reactie op het Grecon-model

afgedrukt.

De openbaarheid van Nederlandse econometrische modellen

De beste manier om een econometrisch model te beoorde-
len, is te kijken naar de voorspellingen van dat model. Aan

zo’n test worden Nederlandse econometrische modellen vaak
niet onderworpen. Het Centraal Planbureau (CPB) publi-
ceert ,,bijgestelde” prognoses waarbij niet te scheiden is wat
het model voorspelt en hoe dat wordt gecorrigeerd. Ook de
tabellen die soms in het Centraal Economisch Plan worden
opgenomen en die aangeven hoe de voorspelling zou hebben

geluid bij perfecte kennis van de exogenen, geven weinig
informatie. Immers, voor sommige exogenen wordt de gerea-

liseerde mutatie ingevuld, voor andere variabelen, zoals in

1973 de rentestanden, wordt dit niet gedaan en blijven veran-

deringen buiten beschouwing. Een objectieve test van de

voorspelkracht van het model kan zo’n tabel dan niet ver
–

schaffen. Na 1973 heeft het Centraal Planbureau aan de
onduidelijkheid van haar voorspellingen nog meer elementen
toegevoegd. Het kwartaalmodel dat het CPB, te beginnen in

het
Centraal Economisch Plan 1975, is
gaan hanteren, is

namelijk tot heden niet gepubliceerd. Welke gegevens daarbij
gebruikt worden, is evenmin bekend gemaakt. Dit maakt ob-
jectief onderzoek over de voorspellingen van het Planbureau
thans totaal onmogelijk. Het is verheugend dat de makers van

het Grecon-model, door het publiceren van hun tussentijdse

resultaten, wél uitvoerig de gelegenheid bieden hun model te
bekritiseren.

In dit commentaar geven we een ,,fulI information maxi-
mum likelihood”-schatting van het model en bespreken we

kort een paar van de vergelijkingen. We gaan in op de

nauwkeurigheid van het model en onderzoeken of de auteurs

een geldig excuus hebben om de slechte voorspellingen niet als
definitieve veroordeling van hun model te beschouwen.

De vergelijkingen

Wij geven een ,,full information maximum likeli-

hood” (FIML)-schatting 1) van het Grecon-model 77-B in de

door het CPB bij het jaarmodel 69-C gehanteerde notatie 2).

Deschattingsperiode omvatdejaren 1952totenmet 1975. De
afwijkingen van het model 77-B ten opzichte van het model
77-A worden veroorzaakt door:
toevoeging van de jaren 1974 en 1975 aan de schattings-

periode;
weglating van de niet-significante invloed van de con-

sumptieprijs op de reële consumptie;
verandering van de vertraging met 0,1 jaar voor de import-

prijs in de investeringsvergelijking.

De F1 M L-schattingsmethode is, in tegenstelling tot de door
Kooyman c.s. gebruikte methode der kleinste-kwadraten in

twee ronden, waarbij het model vergelijking voor vergelijking

wordt geschat, een simultane schattïngstechniek die rekening

houdt met de onderlinge afhankelijkheid van de vergelij kin-
gen. Omdat een specificatiefout in een vergelijking in het hele

model doorwerkt, is de FIML-methode gevoeliger voor
verkeerde specificaties van de vergelijkingen. De zwakke

plekken in het model komen daardoor nog duidelijker naar
voren.

Not atie

In de FIML-schatting staan hoofdletters voor nominale
bedragen en verwijzen kleine letters naar volumina of prijzen.

Procentuele veranderingen geven we aan met’S . Symbolen

zonder hebben betrekking op absolute grootheden. Het

eerste verschil van een variabele wordt aangeduid met L, , dat
wil zeggen x= x – x_
1
.

Voor de berekeningen werd gebruik gemaakt van het programma
Sl M UL, geschreven door C.R. Wymer van het Internationaal Mone-
tair Fonds.
Van de variabelen CAGV, CGNV en PAGF, die in het 69-C model
niet voorkwamen, hebben wij CAGV vervangen door cag, CGNV
door cgn en PAGF door pgf.

ESB 29-6-1977

623

FIML-schauing van hei Grecon-model
77-B

Tussen haakjes zijn de geschatte standaardfouten vermeld.

Consumptievergelijking:
= 0,54 VI’ -0,51 w + 0,54
°’L
+ 1,60

(0,06)

(0,16)

(0,09)

(0,64)

Consumptiepri
,
svergelijking:

fi
c
= (0,74)1-0,45 (VI’ – â)
_I/
-0,79

(0,08)

(0,16)

2

(0,81)

Werkloosheidsvergelijking:

= -0,48â+0,1I pgf+0,43

(0,04)

(0,03)

(0,10)

investeringsvergelijking:

= 0,40
VI’
– 6,61 Lw + 3,91

(0,49)

(2,50)

(3,14)

Investeringsprijsvergelijking:

Pi = 0,391 + 0,31
Pm-‘/2
-0,02

(0,10)

(0,05)

(0,94)

Voorraadvergelijking:
N = 0,16 VI’ + 0,25 L& -0,46 N_
2
-0,95

(0,04)

(0,05)

(0,07)

(0,26)

Importvergelijking:

in
= 2,35 N + 1,42 VI’ – 0,09
D
m
– 0,04

(0,23)

(0,11)

(0,04)

(0,72)

Werkgelegenheidsvergelijking:

= _0,30l_i/,+0,42V’…Ii
2
+0,04
m
+ 1,61

(0,05)

– (0,05)

(0,02)

(0,53)

Loonvoetvergelijking:

= 0,96+ 0,86
(VI’ – â)_
1
+ 1,60

(0,11)

2

(0,10)

(0,64)

Afzet bedrijven:

–
VI’ = 0,45 é + 0,14 Î + 0,15 câg + 0,35 b -0,09 cn

De definitievergeljking van de afzet bedrijven, die in Ore-
con-model 77-B niet, zoals in de 77-A versie, de gewichten van

1973, maar die van 1975 heeft, luidt als volgt:

Verklaring der symbolen

Hoofdietters verwijzen naar nominale bedragen. Kleine
letters hebben betrekking op volumina of prijzen. De exo-

gene variabelen zijn voorzien van (Ex.).

a

= arbeidsvolume werknemers in bedrijven (in duizenden
manja ren);
b

= uitvoer van goederen (op f.o.b.-basis) in constante
prijzen (Ex.);
= prijsindexcijfer van de consumptie van gezinshuishou-
dingen;
= consumptie van gezinshuishoudingen in constante prij-
zen;
cag

= totale bestedingen van de overheid in constante prijzen
(Ex.);
cgn

= niet-materiële Consumptieve bestedingen van de over-
heid mcl. sociale verzekeringen in constante prijzen
(Ex.);
p.

= prijsindexcijfer van bruto investeringen in vaste activa
van bedrijven;
= bruto investeringen in vaste activa van bedrijven in
constante prijzen;
= gemiddeld bruto-loon in duizenden guldens per stan-
daardjaar;

Pm

= prijsindexcijfer van de invoer van goederen (c.i.f.) (Ex.);
m

= invoer van goederen (c.i.f.) in constante prijzen;

N
=

verandering van toeneming voorraden en onderhanden
werk als
%
van afzet bedrijven;
OI
L

=

mutatie in de loonsom overheid plus inkomensover-
drachten met betrekking tot loontrekkers als % van de
loonsom bedrijven (Ex.);
pgf
=

verhouding tussen toename beroepsgeschikte bevolking
(gecorrigeerd voor overheidsvraag) en de afhankelijke
beroepsbevolking (Ex.);
v’
=

totale bestedingen minus toeneming voorraden, export
van diensten en loonsom overheid (afzet bedrijven) in
constante prijzen;
w
=

geregistreerde arbeidsreserve als
%
van de afhankelijke
beroepsbevolking;

Uit de investeringsvergeljking blijkt eens te meer dat de

investeringen in Nederland zich moeilijk laten verklaren. De
investeringsrelatie is een van de slechtste vergelijkingen van

het Orecon-model. Bij de vergelijking van Kooyman c.s. is,
gezien de zeer lage t-waarde van de coëfficiënt van de afzet

bedrijven, de mutatie in de werkgelegenheid eigenlijk de enige

significante variabele. Welke theorie we hier achter moeten

denken, is niet duidelijk en wordt door de auteurs niet

uiteengezet. Gezien de omvang van het model en de uiterst

zwakke voorspelkracht van deze vergelijking (in de periode

1952-1975 komen elf jaren met voorspelfouten van 7-15%

voor), is het trouwens de vraag of het opnemen van een aparte
i nvesteringsvergelijking in een korte-termij n-macro-econo-

misch-model voor de Nederlandse economie wel zinvol is.

Voor een voorspelling van de toekomstige werkgelegenheid

blijkt een aparte vergelijking voor de investeringen bovendien

niet nodig te zijn. In het 69-C-model van het CPB hangt de
werkgelegenheid in bedrijven af van de totale afzet en, met een

niet-signijicanie
parameter, van de investeringen. Daar het
goed mogelijk blijkt om een aggregaat als de industriële

produktie nauwkeurig te verklaren 3), is het onzes inziens
aantrekkelijker om daar een gedragsvergelijking voor op te

nemen en er eventueel de consumptie uit te verklaren. Zou
men in een korte-termijnmodel verder willen disaggregeren,

dan komt een vergelijking voor de export, die in het Grecon-

model, zonder nadere toelichting, exogeen is gesteld, nog

eerder in aanmerking dan een relatie voor de investeringen.
De export is qua omvang aanzienlijk groter dan de investerin-

gen en laat zich bovendien gemakkelijker verklaren.

In de consumptievergeljking valt op dat alleen de lôpende
afzet als verklarende variabele voorkomt. De hoge, positieve
correlatie tussen consumptiegroei en de mutatie in de afzet

één jaar vertraagd (0,43) doet vermoeden dat zelfs de eenvou-
digste variant van de permanent-inkomen-theorie van de

consumptie een betere verklaring zou geven. De term in de consumptieprijs, die in het model 77-A een niet-significant

teken had, is in de 77-B versie weggelaten. Het aanvankelijk

opnemen van de consumptieprjs impliceerde geldillusie en

geeft aan dat de auteurs theoretisch voorgeschreven homoge-

niteitsvoorwaarden kennelijk niet belangrijk beschouwen. Zo
zijn in het Grecon-model 77-B de consumptieprijs- en inves-
teringsprjsvergelijking niet homogeen van de eerste graad in
nominale grootheden en zijn de vergelijkingen voor de werk-

gelegenheid en de import niet homogeen van de nulde graad in
nominale grootheden. In tijden van sterk oplopende inflatie

die door economische subjecten wordt verwacht, zal dat tot
grote voorspelfouten aanleiding geven. Wanneer in binnen-
en buitenland de prijzen met bijvoorbeeld 10% stijgen en dit

volkomen verwacht wordt, waarom zouden dan de werkgele-

genheid en de import ieder jaar verder moeten dalen? Uit het
gepubliceerde komt helaas niet naar voren in hoeverre is

gepoogd bij de bestedingsvergelijkingen relatieve prijzen te in-
troduceren. In plaats van in de consumptievergelijking de

3) Zie bijv. P. Korteweg,
The economics of infialion and outpuifluc-
tuations in the Netherlands, 1954-1975,
Working Paper no. 7727,
Vakgroep Monetaire Economie, Erasmus Universiteit Rotterdam en
P. Korteweg en E.J. Bomhoff, Inflatie en produktiegroei in 1977: een
monetaristische voorspelling voor Nederland,
ESB, 18
mei 1977.

624

consumptieprijs op te nemen, zou het onzes inziens beter iijn

een reële prijs als verklarende variabele toe te voegen. Bijvoor-
beeld de relatieve groei van de consumptieprijs ten opzichte
van die van de afzet. Bij de eonsumptiepri/svergeljking
zien we dat de coëffi-
ciënt van de arbeidsproduktiviteitsvariabele, in tegenstelling

tot die in de 77-A versie, nu significant van nul verschilt. Dit

betekent dat, gezien de specificatie van de loonvoet- en
werkgelegenheidsvergelijking, een vergroting van de totale

overheidsbestedingen tot een, door ons niet te verklaren,

prijsdaling zal leiden. Op soortgelijke wijze brengt een toena-

me in de, door Kooyman c.s. exogeen gestelde, uitvoer van
goederen, een consumptieprijsdaling teweeg die door de

makers van het Grecon-model niet wordt toegelicht. Aange-
zien de consumptieprijsstijgingen in de tweede helft van de

schattingsperiode op een hoger niveau lagen dan ervoor en wij

willen nagaan of de geschatte vergelijking deze hogere prijs-
stijgingen goed voorspelt, hebben wij de realisaties en voor-
spellingen voor die periode in tabel 1 naast elkaar gezet.

Tabel 1. De gerealiseerde consumplieprljsstijging vergeleken
met de voorspellingen van het Grecon-model 77-B

Realisatie
Voorspelling Voorspelfout
ARealisatie
AVoorspelling

964
6.8
3.4 3,4
2.6
2.2
965
3.8
7.1
–
3.3
–
3
–
3.7
1966
4.9 4.5 0.4
1.1
–
2,6
1967
3.5
4.8
–
1.3
–

.4
0.3
968
2.3
4.7
–
2.4
–
1.2
–
0.1
969
‘6.7
4,5
2.2
4.4
–
0.2
1970
4.2
6
–
1.8
—

2.5
1.5
1071
8
5.9
2.1
3,8
–
0.1
1972
9.3
5
4.3
1.3
–
0.9
1973
8.5
7.7
0.8
–
0.8 2.7
1974
7.8
9.4
–
1,6
–
0,7
1.7
1975
11.6
5,9 5,7
3.8
— 35
1976
9.1
5.4 3.7
–
2.5
–
0.5

De voorspelling voor het jaar 1976 valt buiten de schattingspenode en is berekend met
behulp van de correcte waarden voor de verklarende variabelen.

Uit deze tabel blijkt dat de makers van het Grecon-model er
noch voor de schattingsperiode, noch voor het jaar 1976 in

zijn geslaagd voor de werkelijke consumptieprijsstijgingen

nauwkeurige schattingen te geven. De ,,root mean square
error” (RMSE) over de jaren 1964-1976 is 2,9%, dat wil
zeggen, dat de vierkantswortel uit de gemiddelde kwadra-

tische voorspelfout 2,9% is. Over de hele schattingsperiode,

1952-1975, is de RMSE iets kleiner, maar nog altijd 2,7%
groot.
De voorspelfouten uit de derde kolom van tabel 1 zijn zeer

hoog. Vergeleken met recent onderzoek 4), zoals de eerder
aangehaalde studie van Korteweg waarde ,,root mean square
error” voor de consumptieprijsstijging over de periode 1954-

1975 slechts 0,65% is, blijkt dat de vergelijking van de
Groningse econometristen vele malen grotere voorspelfouten
heeft.

De tabel laat ons tevens zien, dat van de acceleraties en

deceleraties in de consumptieprjsstijgingen, die van de voor-
spelde consumptieprijsstijgingen slechts voor de jaren 1964,

1968 en 1976 overeenkwamen met de acceleraties en decele-

raties in de gerealiseerde consumptieprijsstijgingen. Voor
deze drie jaren waren de voorspelfouten echter nog zo groot
dat aan deze voorspellingen weinig waarde kan worden

gehecht. Hoe gebrekkig de consumptieprijsvergelij king van
het Grecon-model wel is, blijkt ook al uit het feit dat de uiterst

naïeve veronderstelling dat de prijsstijging voor komend jaar
gelijk is aan die van dit jaar
(cc-t),
beter zou zijn ge-
weest.

De voorraadvergelijking bevat de twee perioden vertraagde
voorraadmutatie als verklarende variabele. Met zo’n specifi-

catie zouden de residuen in ieder geval op autocorrelatie

moeten worden gecontroleerd. Uit de studie van Kooyman
c.s. blijkt niet dat dergelijke, diagnostische checks hebben

plaatsgevonden en of bij bepaalde variabelen significante
autocorrelatiepatronen werden geconstateerd. Inspectie van

de eerste autocorrelatie van de residuen van de voorraadver
–
gelijking (r
1
= – 0,29) 5) laat zien dat de vergelijking waar
–
schijnlijk beter kan worden gespecificeerd. De positieve
coëfficiënt voor de consumptieprijsstijging geeft aan dat,

hoewel door de definitie van de voorraden prijsontwikkelin-
gen al grotendeels zijn geëlimineerd, een hogere consumptie-

prijsstijging een hogere voorraadvorming met zich mede

brengt. Kooyman c.s. maken hierbij geen onderscheid tussen

verwachte en onverwachte prijsstijgingen. Zij gaan er, naar
onze mening ten onrechte, van uit dat
elke
mutatie in de
consumptieprijsstijging aanleiding geeft tot voorraadmuta-

ties. Op soortgelijke wijze brengt, bij de relatie in het 69-C-
model 6), iedere acceleratie in de importprijs hogere voorra-

den teweeg. Wij hadden in deze relatie liever geen nominale,

maar een relatieve prijs opgenomen. Voor het introduceren

van speculatiemotieven zou slechts een maatstaf voor
ver-
wachte
relatieve prijsstijgingen moeten worden gehanteerd.

Bij de importvergelijking valt, naast het niet homogeen zijn
van de nulde graad in nominale grootheden, opdat een van de

residuen bij de ,,full information maximum likelihood”-

schatting niet minder dan 16% bedraagt. Evenals bij de grote

residuen van de consumptieprijsstijgingen, weten wij niet of

bij de TSLS-schatting ook residuen van een dergelijk om-
vang voorkwamen. De auteurs geven nergens een analyse van
de resttermen van hun vergelijkingen.

De vertragingen in de loonvoeivergelijkingzijn niet ingege-
ven door het streven naar een zo hoog mogelijke verklarings-
graad van die vergelijking, maar door de eis, om ter voor-

koming van twee identieke relaties in het model, de
loonvoetvergelijking voldoende verschillend te houden van de
prijsvergelijking. Een kortere vertraging, met name voor de

produktiviteitsvariabele, leidt tot een betere ,,fit”. Een suc-
cesvollere loonvoetvergelijking zou mogelijk zijn wanneer,

zoals in de monetair geinspireerde aanpak, de prijsstijging

niet van de loonstijging afhangt, maar van de vertraagde groei
van de geldhoeveelheid.
Vergelijking 10 van de
afzet bedrijven
wordt gepresenteerd
als een identiteit, maar is dat niet. De discrepanties zijn zo
groot (bijv. 3,2% voor 1956, -3,1% voor 1963) dat ook de

vergelijkingen waar de afzet bedrijven als verklarende varia-
bele wordt gebruikt (zeven van de negen gedragsvergelij kin-

gen) hier ernstig onder moeten lijden. Het alternatief, bij de

bespreking van de investeringsvergelijking al genoemd, is om

direct een macro-economisch aggregaat als bijvoorbeeld de
totale industriële produktie te verklaren. Langzamerhand

breekt toch het inzicht door dat de disaggregatie in Keyne-

siaanse modellen soms zover is doorgevoerd dat niet alleen de
voorspelkracht daar niet mee gebaat is, maar ook het model
uitkomsten levert die in strijd zijn met de prjstheorie. Wij

noemden reeds het voorbeeld van de lagere binnenlandse
prijzen als gevolg van een toename in de overheidsbestedingen

of de export. Natuurlijk kan men van een jaarmodel niet een

verfijnde specificatie eisen, maar het Grecon-model heeft op
essentiële punten tekortkomingen die ook bij een beperkt

aantal vrjheidsgraden kunnen worden vermeden.

Het vergelijk met de consumptieprijsvergelijking uit het 69-C-
model kan voor de periode 1952-1975 niet getrokken worden. De
daarvoor vereiste gegevens zijn door het CPB namelijk nimmer
gepubliceerd. Voor de periode 1962-1971 zijn wel gegevens bekend en
berekenden wij in Een Naief-Monetair model van de Nederlandse
economie,
ESB,
23junt 1976, een gemiddelde voorspelfout van 2,7%.
Andere hoge autocorretaties vinden we in de residuen van de in-
vesteringsvergelijking (r
1
= –
0,22) en in die van de investeringsprijs-
vergelijking (r
2
= –
0,47). Hoge autocorrelatie in de residuen bete-
kent dat de schattingen inefficient zijn, de t-waarden van de
cofficiënten onjuist en de model-voorspellingen sub-optimaal.
Zie P. J. Verdoorn, J. J. Post en
S. S.
Goslinga,
The
1969
re-
esilmation of the annual model. Model
69-C,
Centraal Planbureau,.
Den Haag, januari 1970.

ESB 29-6-1977

625

Voorspelkracht

Kooyman c.s. presenteren ongelij kheidscoëfficiënten voor

de variabelen van hun model over de jaren 1962-1971 en

vergelijken die met de uitkomsten van het 69-C-model van het

Centraal Planbureau.

In tabel 2 breiden wij de vergelijking uit met het uiterst

naïeve model dat zegt: ,,Dat groeivoet van dit jaar is gelijk aan

de groeivoet van vorig jaar”, met het model van Bemer en
Van Miltenburg 7) en met het Naïef-Monetair model 8).

Bemer en Van Miltenburg onderzochten de gevolgen van een
drastisch vereenvoudigen van het 69-C-model, de makers van

het Naïef-Monetair model gingen daarin nog verder en voer-
den bovendien de vertraagde groeivoet van de geldhoeveel-
heid in als belangrijkste verklarende variabele van de con-
sumptieprijsstijging.

Het Na’ief-Monetair Model, dat geenszins was bedoeld om
iets van de structuur van de Nederlandse economie te laten

zien, maar uitsluitend beoogde aan te tonen dat simplificatie

van de vergelijkingen van het 69-C-model en de introductie

van enige monetaire elementen tot verbetering zou leiden 9),
blijkt nog steeds bijna alle variabelen beter te voorspellen.

Daaruit volgt hoezeer het opnemen van de gepredetermi-

neerden die het Naief-Monetair model gebruikt (in de eerste

plaats de vertraagde groeivoet van de geldhoeveelheid) bij-

draagt tot de verklaringsgraad. Het Grecon-model komt uit
de vergelijking met het Naief-Monetair model en de gesimpli-

ficeerde 69-C versie van Bemer en Van Miltenburg niet sterk

naar voren. De makers van het Grecon-model voorspellen,
vergeleken met Bemer en Van Miltenburg, alleen de reële

consumptie en de mutatie in het werkloosheidspercentage
beter. Wanneer we het Grecon-model tegenover het NM-
model stellen, zien we dat het Grecon-model alleen voor de
voorraadvorming en de werkgelegenheid iets betere voorspel-

lingen geeft.
De makers van het Grecon-model zouden kunnen claimen
dat het model niet primair is bedoeld om ex-post goed te voorspellen, maar dat de kracht van het model ligt in het

simuleren van alternatieve, economisch-politieke scenario’s.

Naar onze mening maakt onvoldoende voorspeikracht het

model waardeloos voor zulke simulaties. In de eerste plaats

omdat instrumenten van te voeren politiek, zoals bijvoor
–
beeld fiscale en monetaire politiek, niet in het model expliciet
zijn gemaakt. Wel is in het Grecon-model een toename van de
totale, exogeen gestelde overheidsbestedingen te analyseren.

Zo’n toename leidt echter tot consumptieprijs- en investe-
ringsprijsdalingen die wij, zoals hiervoor geschreven, onre-

alistisch achten.
In de tweede plaats omdat de noodzaak voor een bepaalde
politiek dient te worden afgeleid uit de voorspelling dat een

ongewijzigd beleid tot ongewenste waarden van de doelvaria-

belen zal leiden. Een betrouwbare, onvoorwaardelijke voor-

spelling is dus vereist voordat we kunnen toekomen aan
simulaties van eventuele beleidswijzigingen. Het gaat daarbij
om ,,echte”, ex-ante voorspellingen en het is niet waarschijn-

lijk dat een model dat al zoveel moeite heeft bij het verklaren

van het heden, wel in staat zou zijn de toekomst met enige

nauwkeurigheid te voorspellen.
In de derde plaats is het Grecon-model door de slechte

voorspelkracht niet geschikt voor het doorrekenen van de

effecten van economisch-politieke alternatieven omdat voor
–

spellen nu eenmaal gemakkelijker is dan simuleren. Voor een
voorspelling ex-post is namelijk alleen kennis van de correla-

ties tussen de variabelen vereist, terwijl een simulatie veron-
derstelt dat we inzicht hebben in de causale verbanden tussen
de economische grootheden. Wanneer het Grecon-model de

relatief gemakkelijke taak niet aankan, hoe kan men dan aan

simulatieberekeningen vertrouwen schenken?

De overige jaren van de schauingsperiode

Kooyman c.s. hebben in hun studie voor de tien variabelen

Tabel 2. Ongelzjkheidscoëfficienien 1962-1971

–

69-C
model Grecon
77.B
1
Bemeren Van
Miltenburg
Na,ef
–
Monetair

Reëleconsumptie

0,41
0,29
0,33
0.37
0,28
Consumptieprijs
………
0.52
0.51
0.47
0.35
0.23
Mutatie wcrkloosheids%

2,69
1.08
1.32
1.14
1,00
Reëleinvesteringen
……..
.42.
1,02
1.15
0,81
0,70
Investeringsprijs
……….

0.28
0.32
0.51
0.26
0,22
Voorraadvorming
……..
1.14
0.81
1.49
0,56
1.00
Reële import

…………
0.45
0.43
0.52
0,27
0.31
Werkgelegenheid
………
0.86
0.46
0,56
0,42 0.52
Loonvoel

……………
0.23
0.24
0.27
0.22
0,21
Reële afzel bedrijven

0.18
1

0.38
0,34
l

0,18
0.13

(Per variabele is de laagste ongeljkheidscoëfficiënt vet gedrukt).

rahel 3. Ongelijkheidscoëffi(iënten 1962-1971, 1952-1975
a)

1962-1971
)FIML)
1952-1975
)FIML)

Reëleconsumptie
……………………
0.31
0.40
Consumptieprijs

……………………
0.44
0.50
Mutatiewerkloosheids%
……………..
0.50
0.65
Reëleinvesteringen

………………….
0.77
0.72
Investeringsprijs

……………………
0.31
0.34
‘oorraadvorming
…………………..
0.43
0.49
Reëleimport

………………………
0.31
0.47
Werkgelegenheid
……………………
0,40
0,44
Loonvoet

…………………………
0,25
0.22
Re6Ie alzet bedrijven
…………………
0.36
0.40

Overall
0.43
0.48

a) Om de ongelijkheidscoëfflcienten onderling vergelijkbaar te maken, hebben wij alle
s’oorspelfouten genormeerd met de middelbare waarde van de desbetreffende variabele over
de periode 1952-1975.

over de jaren 1962-1971 ongelij kheidscoëfficiënten uitgere-
kend. Hoewel met behulp van het voorhanden cijfermateriaal

voor de hele schattingsperiode 1952-1975 ongelijkheidscoëf
–

ficiënten hadden kunnen worden uitgerekend, zijn deze resul-

taten niet vermeld. Wij hebben onderzocht of de zeer matige

resultaten over de subperiode 1962-1971 wellicht een verte-
kend beeld geven van de voorspelkwaliteit van het Grecon-

model over de hele schattingsperiode. Daartoe hebben wij in
tabel 3, naast de ongelijkheidscoëfficiënten over de sub-

periode, die over de periode 1952-1975 vermeld. De resultaten

zijn bepaald aan de hand van onze FIML-schatting van het

model 77-B.
De resultaten geven aan dat acht van de tien variabelen over

de subperiode 1962-1971 beter voorspeld worden. De overall

ongelijkheidscoëfficiënten, die een maatstaf zijn voor de
voorspelfouten van alle variabelen over alle jaren van de

bijbehorende periode, impliceren dat de voorspelfouten in de

subperiode iets minder onbevredigend zijn dan die uit de hele
periode. Wij concluderen derhalve dat de zeer matige voor-

spellingen van het Grecon-model 77-B over de jaren 1962-
1971 een juiste indicatie geven van de voorspelkwaliteit van

dit model. De voorspelkracht van het Grecon-model over de
hele periode 1952-1975 is zelfs nog iets minder.

De voorspellingen voor
1977

Bij de ,,bijgestelde” prognoses van het Planbureau is, zoals

wij aan het begin reeds opmerkten, niet te scheiden wat het

R. Bemeren A. J. M. van Miltenburg,
Enkele eksperi,nernen mel
het jaarmnodel 1969.
onderzoekverslag no. 1. Vakgroep Economie, Technische Hogeschool Delft, augustus 1974.
E.J. Bomhoff en J. Ooms, Een Na1ef-Monetair model voor
Nederland,
ESB,
23juni1976.
Het is nimmer de bedoeling geweest met het Na1ef-Monetair model
ex-ante Voorspellingen te gaan doen. Het model is in 1976 in een paar
weken opgezet en beoogde niets meer dan het hierboven vermelde.
Een ander onderzoekproject van onze vakgroep impliceert wel dat in mei 1977 de consumptieprijsstijging voor 1977 zal worden voorspeld
(zie
ESB, 18 mei 1977).

626

model voorspelt en hoe dat wordt gecorrigeerd. Wij hebben

nagegaan of Kooyman c.s., niettegenstaande hun openbare
afkeer tegen ,,subjectieve elementen” bij de voorspellingen, de

verleiding hebben kunnen weerstaan zich van een dergelijke,
onduidelijke handelwijze te onthouden. Daarvoor hebben wij
tabel 4 opgesteld.

Tabel 4. De ex-ante voorspellingen voor 1977

CEP
1917
Grecon7l-B
Verschil
RMSE
(FIML)

Reëleconsumptic
………
3.5
2

(

3

)
1.5
(

0.5)
2.2
6.5
.
8

1

S

)
-1.5(

1.5)
2.7
Mutatie werkloosheids
% – –
–
0.3
0,8)

0.5)
–
1. (-0.8)
0.5
8
–
1

1

2

)
9

1

6

)
7.7

Consumptieprijs
………..

7
7

1

6

1
0

1

1

)
1.9
0
0,1)-

0.4)
–
0.1)

0,4)
0,8

Reële investeringen
……..

6 4

1

3

)
2

1

3

1
5.5

lns’esteringsprijs

……….
Voorraadvorming
………

0.5
0

1

0

)
0.5)

0.5)
0.9
Reële import
…………..
Werkgelegenheid
……….
7.5
14

)

10

)
-6.5)— 2.5)
2.3
Loonvoet —————-
Reële afzet bedrijven ——-
4.5

1

3

(

3

1
1.5)

1.5)
1

2.8

Tussen haakjes staan dc waarden die uit hel Grecon.model 77-B volgen wanneer er een
correctie voor de loonvoet tot 10% plaatsvindt. De vette cijfers zijnde door Kooymaui es.
gepubliceerde voorspellingen.

Wanneer we de voorspellingen voor 1977 vergelijken met
die uit het CEP, dan blijkt dat het verschil tussen de ,,Gro-

ningse” prognose en die van het CPB steeds kleiner te zijn dan
de betreffende ,,root mean square error” (RMSE), behalve
voor de mutatie werkloosheidspercentage, de reele investerin-

gen en de loonvoet.

In de door Kooyman c.s. gepubliceerde voorspellingen

voor 1977 is, zoals de tweede kolom van tabel 4 ons leert, de

gecorrigeerde loonvoet slechts gedeeltelijk verwerkt. Dit

betekent dat alle gedane prognoses niet enkel door de vergelij-
kingen van het model werden bepaald. Zo is voor de correctie
op de loonsom, uit hoofde van de dit jaar te maken loonaf-

spraken, in het model geen plaats ingeruimd. De toegepaste
correctie, van 14% naar
10%,
is bovendien alleen in de
prognose van de loonvoet verwerkt. De implicaties van deze
correctie achteraf heeft men verzuimd door te berekenen. Met

andere woorden, de voorspellingen van Kooyman c.s. hadden

6f geheel voor de correctie in de loonvoet moeten worden

bijgesteld ôfdeze correcties hadden geheel achterwege moeten
blijven.

Het Crecon-model 77-B versus het
Grecon-model 77-A

Enig inzicht in de ex-ante voorspelkracht van het oorspron-

kelijke Grecon-model (77-A) zou nuttig zijn en daarom is het

jammer dat Kooyman es. met behulp van dit model geen
prognoses voor 1974-1976 presenteren. Als verontschuldiging

voeren ze aan dat veel variabelen in 1974 en 1975 grote

veranderingen ondergingen en dat deze jaren dermate sterk
afwijken van de jaren uit de schattingsperiode (1952-1973) dat

redeljkerwijs geen goede voorspellingen kunnen worden ver-

wacht.
Waarom zouden echter de empirische modellen van de

economie ophouden te gelden wanneer de variantie in de
verschillende reeksen groter wordt? Men mag onzes inziens

alleen aanvoeren dat kleine veranderingen in de vertragings-
structuren van het model in dat geval tot grote verschillen in
de uitkomsten kunnen leiden. Wanneer bijvoorbeeld de grote
importprijsstijging van 1974 niet bij de investeringen volgens

de gespecificeerde vertraging van een half jaar doorwerkt,

maar dit voor het grootste deel in 1975 gebeurt, zal dat de

uitkomsten voor die jaren sterk beinvloeden. Uit modelvoor-

spellingen voor die twee jaren zou kunnen blijken of de
residuen voor de jaren 1974 en 1975 elkaar compenseren. In
dat geval zouden grote, afzonderlijke fouten niet zo ernstig

zijn.
In de moderne theorie van de rationele verwachtingen kan

een plotselinge, grote verandering in een variabele nog op een

andere wijze tot slechte voorspellingen leiden. De in het

verleden gevonden verhouding tussen verwachte en onver-
wachte delen van de mutatie hoeft niet meer op te gaan bij een

grote, niet geanticipeerde verandering. Dit argument geldt

echter niet voor het Grecon-model omdat daar geen onder-

scheid wordt gemaakt tussen het verwachte en onverwachte
deel van de verandering in een variabele.
In plaats van het model theoretisch meer te onderbouwen,

hebben de Groningse econometristen de jaren 1974 en 1975

aan de schattingsperiode toegevoegd en het model, vrijwel
ongewijzigd, met de methode der kleinste kwadraten in twee

ronden opnieuw geschat. Met name in de relaties die’ in het

Grecon-model 77-A prijstheoretisch niet correct zijn gespeci-
ficeerd, zoals de consumptieprjs- en investeringsprjsvergelij-

king, wijzigen een groot aantal coefficienten en bijbehorende
t-waarden.
Het is merkwaardig dat, hoewel Kooyman c.s. in hun
ESB
–
artikel over de jaren 1974 en 1975 schrijven, dat deze jaren

dermate sterk van de jaren van de schattingsperiode afwijken

dat redelijkerwijs geen goede voorspellingen kunnen worden

verwacht en vermenging van schattings- en (ex-ante) voor-
spelperiode van de hand wordt gewezen, zij in het model 77-8 deze twee jaren zonder meer aan de schattingsperiode toevoe-

gen en het 77-A-model in praktisch ongewijzigde vorm
overschatten. Indien, zoals de makers van het Grecon-model

indiceren, er eind 1973 van een structuurbreuk sprake zou
zijn, dan hadden wij, mede gezien eerdere studies dienaan-
gaand 10), een zorgvuldige analyse naar zo’n vermeende

structuurbreuk meer op haar plaats gevonden. Vooralsnog

zijn wij echter van mening dat met name verkeerde specifica-
ties van de vergelijkingen de wijzigingen in de coëfficienten

veroorzaken.

Conclusies

De makers van het Grecon-model hebben terecht gepro-

beerd een klein, analytisch nog te overzien model teconstrue-

ren. Hun voorbeeld is het 69-C-model van het Centraal
Planbureau geweest. Dat model werd geschat over de periode
tot 1966 en bestrijkt dus niet de recente infiatiegolf. Terwijl
het CPB bij de herschatting nu expliciet rekening houdt met
homogeniteitseisen, presenteren Kooyman c.s. nog een model

dat volstrekt niet in staat is om de sterke prijsstijgingen te
verklaren.

Ook op andere punten loopt hun model achter bij de theo-
retische ontwikkeling. In geen van de vergelijkingen zijn
relatieve prijzen opgenomen. Verwachtingen worden niet

expliciet genoemd en de economische subjecten leiden aan

geldillusie. De gehele monetaire sector blijft buiten beschou-

wing. Daaruit volgt weer dat het tekort van de overheid niet
kan worden opgenomen zodat simulaties van fiscale politiek geen waarde zullen hebben.

Het Grecon-model is echter niet alleen theoretisch zwak

onderbouwd. De ex-post voorspellingen blijken zeer or1ia’iw

keurig te zijn. In de voorspellingen voor 1977 hebben de
Groningse econometristen noodzakelijke herberekeningen

achterwege gelaten. Evenals het CPB hebben Kooyman c.s.
niet nader genoemde subjectieve elementen een rol laten
spelen.

Er zal aan het Grecon-model veel moeten worden gewijzigd
voordat het bruikbaar is voor het voorspellen en analyseren

van de Nederlandse economie. Om met Cramèr te spreken die
reeds in 1963 stelde: ,,Any theory that does not fit the facts
must be modified” II).

Eduard Bomhoff

Jan Ooms

10) Zie bijv. M.A. Kooyman,
Dummy variables in econometrics.
Tilburg University Press,
1976,
blz.
165
e.v.
II) H. Cramèr,
Mathemaiicalmeihodsofslatislics,
Princeton,
1963,
blz,
147.

ESB 29-6-1977

627

NASCHRIFT

Bomhoff en Ooms vragen zich in het begin van hun

artikel af, of ,,de slechte voorspellingen niet als definitieve

veroordeling op hun model” kunnen worden beschouwd.

In het onderstaande zullen we aantonen, dat Bomhoff

en Ooms gezien de inhoud van hun geschrift blijkbaar

niet tot oordelen, laat staan veroordelen in staat zijn.
Gezien de vele onjuistheden, die ze debiteren moet het

een Vrij lang naschrift worden.
Een van de ,,sterke troeven”, die Bomhoff en Ooms

te voorschijn halen, betreft het gebruik maken van de

,,Full Information Maximum Likelihood (FIML) me-
thode. Volgens de auteurs verdient toepassing van deze

methode de voorkeur, omdat zwakke plekken in een

model dan duidelijk naar voren zouden komen. In tegenstelling tot Bomhoff en Ooms wijzen de meeste
econometristen het gebruik van FIML juist af bij model-
len, die mogelijke specificatiefouten bevatten. Summers

toont in ,,A capital intensive approach to the small
sample properties of various simultaneous equation

estimators,
Eeonometrica. vol. 33,
blz. 1-41, 1965″ juist

aan, dat door het ten onrechte weglaten van een variabele

de FIML-schattingen grotere fouten vertonen (meer dan

bijv. de kleinste-kwadratenmethode in twee ronden),

en dat daarom deze methode juist
niet
moet worden

gebruikt in dit soort situaties. Iets, wat op zich zelf

ook vrij logisch is: specificatiefouten zijn moeilijk te vermij-
den en je moet dan ook een methode’ kiezen, die hier

minder gevoelig voor is. Johnston stelt dan ook terecht

in
Econometric Methods,
second edition, McGraw-Hill,

Tokyo, 1972, dat de FIML-methode de minst gebruikte

van alle simultane schattingsmethode is. In ons model vormt de investeringsvergelijking de zwak-

ste schakel; zowel de auteurs als wij zelf hebben dit

onderstreept. F1 M L-schattingen van de coëfficiënten
in deze vergelijking laten ook de grootste verschillen

met de schattingen van de kleinste-kwadratenmethode

in 2 ronden zien. Indien men nu toch de FIML-schat-
tingsmethode toepast, tast men willens en wetens de

kwaliteit van de schattingen van
alle
coëfficienten in

alle andere gedragsvergelijkïngen aan. Om op grond van
de met deze methode verkregen resultaten het model
toch te beoordelen, zegt meer . over de kwaliteit van

de beoordelaars dan over die van het model. Wel geven we graag toe (maar dat was al gebeurd), dat de investe-
ringsvergeljking verbetering behoeft en dat de introductie

van de variabele ,,industriële produktie” i.p.v. de ,,afzet

bedrijven” een mogelijk alternatief is.
We willen hier twee voorbeelden noemen, die type-
rend zijn voor de onnauwkeurigheid, waarmee de auteurs

te werk zijn gegaan. Ze schrijven, dat de door ons
gebruikte variabele CAGV niet in het CPB-model 69-C
voorkomt; bij aandachtige lezing blijkt, dat dit (in de
oude CPB-notatie) de variabele x is. (We willen hier

graag meteen even reageren op de opmerking van Hoffman

in één der vorige nummers van
ESB,
dat de verschillende

notaties verwarrend werken en dat standaardisatie wenselijk
is; we hadden dit juist als uitgangspunt gekozen en daarom
ons model geschreven in de nieuwste CPB-schrijfwijze).

In hun artikel merken Bomhoff en Ooms op: ,,Welke
theorie we achter de gevonden relatie tussen de mutatie
in de werkgelegenheid en de investeringen moeten denken,
is niet duidelijk en wordt door de auteurs niet uiteengezet”.
Wel, Bomhoff en Ooms verwijzen naar een publikatie

van R. Bemer en A. J. M. van Miltenburg (voetnoot

7). Als ze deze hebben gelezen, zijn ze op blz. 7 de

volgende zin tegengekomen: ,,Met het toenemen van de
werkloosheid nemen de investeringen af. Omgekeerd zal

bij een krappe arbeidsmarkt de prikkel op ondernemers
tot het doen van investeringen groot zijn”. Bemer en
Van Miltenburg ontlenen hun opmerking weer aan de

theoretische rechtvaardiging van de vergelijkingen van

het CPB-model, zoals die o.a. te vinden is in The short-

term model of the Central Planning Bureau and its

forecasting performance
(1953-1963),
in:
United Nations,

Macro-economic models for planning and policy-making,

Genève, 1967.
Bomhoff. en Ooms suggereren, dat wij een aantal

variabelen, waaronder de export, zonder meer exogeen
hebben genomen. Op het symposium (waar de auteurs

ook aanwezig waren) is echter duidelijk gesteld, dat uit

onze berekeningen bleek, dat de belangrijkste verklarenden
van de uitvoer exogenen zijn, die samenhangen met de

wereldhandel. Bij het streven naar een eenvoudig model
verdient dan ook het exogeen stellen van de uitvoer

de voorkeur. Dat de export zich gemakkelijker laat verkla-
ren, laten we graag voor rekening van Bomhoff en Ooms;

Korteweg en Bomhoff laten in hun model van de Nederland-

se economie (in
ESB
van 18 mei jI.) deze ,,gemakkelijke”

verklaring in elk geval achterwege en het CPB zag zich
genoodzaakt haar prognose van de uitvoer in 1977 in

nog geen half jaar van 8,5% naar 6%
(MEV 1977
en

CEP 1977)
bij te stellen.
De Rotterdamse auteurs zijn wel gauw tevreden,

als ze een enkelvoudige correlatiecoëfficiënt van 0,43

hoog noemen (men had in dit verband bovendien naar de

partiële
correlatiecoëfficiënt moeten kijken); verder had-
den we het aardig gevonden, als ze hun vermoeden,

,,dat zelfs de eenvoudigste variant van een permanent-.
inkomen-theorie van de consumptie een betere verklaring

zou geven”, kwantitatief hadden ondersteund. De Grecon-

auteurs hebben Bomhoff ten slotte het betreffende cijfer-materiaal geleverd, zodat ook hij berekeningen kon gaan
maken. Dit soort beweringen, zonder kwantitatieve onder-

bouw wijzen op een enigszins blinde voorkeur voor bepaalde
theorieën.
Bomhoff en Ooms hechten sterk aan de ,,theoretisch
voorgeschreven homogeniteitsvoorwaarden”. Dat is hun
goed recht. Econometristen gtaan in het algemeen nogal

wantrouwend tegenover het zonder meer opleggen van
dit soort restricties op vergelijkingen en modellen vanuit
één bepaalde theoretische school. Als zulke restricties

de kwantitatieve toetsing doorstaan, prima. Indien niet,
jammer. Het verzamelde cijfermateriaal laat dan niet toe,
dat dit soort restricties worden opgelegd en zulke eisen
doen in dit geval voorbarig aan. Wiskundige economen

kunnen dit soort voorwaarden niet zonder meer opleggen,

mâar ja, monetaire economen…..

De auteurs beweren, dat in ons model een toename van

de uitvoer en een vergroting van de totale overheidsbe-

stedingen leiden tot consumptieprijsdaling. Theoretisch valt

hier o.i. Vrij weinig over te zeggen; afhankelijk van de
stand van de conjunctuur, de mate van overcapaciteit
van het bedrijfsleven en dergelijke factoren kunnen afzetprik-
kels zowel een positieve als een negatieve invloed op
de consumptieprijsontwikkeling hebben. Een grotere afzet

hoeft niet altijd op korte termijn tot een stijging van
het consumptieprïjspeil te leiden. Zowel bij een één- als
een meer-periodenanalyse zal men bovendien het simultane
karakter van het model in de beschouwingen moeten

betrekken, iets wat Bomhoff en Ooms niet is opgevallen.
Anders hadden ze ongetwijfeld gezien, dat in de herleide

vorm van het model het verband tussen de vertraagde afzet en het consumptieprjspeil positief is (regressie-

coëfficiënt 0,65 met een standaarddeviatie van 0,21) en

dit zal hun theoretisch geweten ongetwijfeld geruststellen.
Een voorbeeld van de frappante bewegingen, waartoe

macro-economische variabelen in staat zijn bij een
dyna-
mische
beschouwing kunnen de auteurs vinden in H.
Theil, J. C. G. Boot en T. Kloek,
Voorspellen en beslis-
sen,
Het Spectrim, 1967.
Bomhoff en Ooms komen bij het beoordelen van

de consumptieprijsvergeljking tot de uitspraak, dat wij

628

er niet in zijn geslaagd voor de werkelijke consumptie-

prijsstijging nauwkeurige schattingen te maken. Op zich

genomen is dit juist. Dat zo iets ook geen eenvoudige
zaak is blijkt wel uit het feit, dat Bomhoif en Ooms

voor het CPB tot eenzelfde gemiddelde voorspelfout komen,

nl. ongeveer 2,7%. Ideaal is natuurlijk 0%. Even vlamde
bij ons hoop op, dat Bomhoff en Ooms dit ideaal hadden
bereikt; bij de presentatie van hun Naïef-Monetair model

melden ze, dat de voorspelkracht van hun consumptie-

prijsvergelijking meer dan twee keer zo goed was als
die van het CPB
(ESB,
23 juni 1976, blz. 588) en
die van vele andere economische variabelen vaak nog

beter. Wie schetst dan ook onze teleurstelling, dat de
auteurs opmerken, dat het nooit in de bedoeling heeft
gelegen echte voorspellingen met dit model te gaan maken,
ondanks de beweerde geweldige voorspelkracht van dit

saillante model. In plaats daarvan zijn onlangs door

Korteweg en Bomhoff met behulp van 2 herleide-vormverge-
lijkingen voorspellingen van alleen de consumptieprijs en

de produktiestijging gedaan. Het moet ons van het hart,
dat slechts 2 herleide-vormvergelijkingen een wat erg
schriele afbeelding vormen van de werking van de Neder-
landse economie.

Ten aanzien van het feit, dat een naïeve voorspeller
soms dezelfde of een iets betere voorspelkracht oplevert
dan een model-voorspeller dient het volgende te worden op-
gemerkt. Dit soort van verschijnselen komt in vrijwel
elk model voor; bij de publikatie van het Grecon-model
wezen we er reeds op, dat zowel in het CPB- als in
het Grecon-model een paar variabelen voorkomen, die met

een naïeve methode even goed kunnen worden voorspeld

als met een econometrische methode. Daartegenover
staan dan de andere variabelen, waarvan de voorspellingen
bij gebruik van een meer geavanceerde methode aanzien-
lijk beter zijn.

Ter geruststelling van de auteurs kunnen we opmer-ken, dat er inderdaad ,,diagnostische checks” op autocor
–

relatie hebben plaatsgevonden. Zo zijn bijv. Durbin-Watson
toetsgrootheden berekend, die niet wezen op de aanwezig-

heid van autocorrelatie. Trouwens, ook de autocorrela-
tiecoëfficiënten, die Bomhoff en Ooms noemen kunnen ons
niet aan het schrikken maken, aangezien de getalswaar
–

den te laag zijn om tot autocorrelatie te kunnen concluderen.
De auteurs beweren: ,,Een succesvollere loonvoetver-

gelijking
zou mogelijk zijn,
wanneer, zoals in de monetair
geïnspireerde aanpak, de prijsstijging niet van de loonstij-
ging afhangt, maar van de vertraagde groei van de geldhoe-
veelheid”. Ook hier weer: geloof, hoop en liefde. Tot onze

spijt konden we in het eerder aangehaalde
ESB-nummer,
waarin deze monetaire aanpak werd gepresenteerd, de bij-
behorende loonvoetvergelijking niet ontdekken.

Ii. Het is in de econometrie een bekend verschijnsel, dat

definitievergelijkingen getalsmatig niet exact kloppen als ge-
volg van noodzakelijke linearisaties. Zo is in het CPB-

model bijv. C = c + p niet exact juist en hebben zowel het
CPB als de Grecon-groep fouten in de definitievergelij-
kingen, zoals t.a.v. de variabele ,,afzet bedrijven”. Dit is
echter onvermijdelijk, doordat linearisaties nu eenmaal
slechts bij benadering gelden. Het vormt bovendien bij
de kleinste-kwadratenmethode in twee ronden geen
bezwaar, omdat zulke vergelijkingen niet behoeven te worden
geschat. De conclusie van Bomhoff en Ooms, dat de gevolgde
benadering leidt tot extra fouten in de gedragsvergelijkingen
is dus onjuist. Hun bewering dat zo’n Keynesiaanse
dis-
aggregatie (?)
uitkomsten oplevert, die in strijd zijn met de

prjstheorie
(?)
is dan ook een losse flodder.

12. Bij het lezen van de opmerkingen over de voorspel-kracht van het Naïef-Monetair model kan men niet anders

dan verbaasd zijn over de lage uitkomsten van de ongelijk-

heidscoëfficiënten, die hiermee een sterke voorspelkracht
suggeren. Wij hebben met ons (van het CBS afkomstig)
cijfermateriaal een aantal specificaties van het N-M model
geschat en vonden vrijwel geen significante regressiecoëf-

ficienten, verkeerde tekens en abominabel lage multipele

correlatiecoëfficiënten (voor de consumptieprijsvergelij-
king
0,54;
de consumptievergelijking 0,51; de investeringsver-
gelijking 0,38;de werkgelegenheidsvergelijkingø,68). Na deze
berekeningen verdween onze verbazing. We durven rustig
te stellen dat zoiets sinds de wijking der Rode Zee niet meer

is opgetreden. We kunnen de opmerkingen van de auteurs,

dat het N-M model nog steeds beter voorspelt en dat de ver-
traagde groeivoet van de geldhoeveelheid bijdraagt tot de ver-

klaringsgraad dan ook rustig voor kennisgeving aannemen. In tabel 3 vergelijken Bomhoff en Ooms de ongelijk-

heidscoëfficienten van het Grecon-model (geschat met de
FIML-methode; zie ook punt 1 van dit naschrift) voor
de periode 1962-1971 met die van de periode 1952-1975.
Dat deze over de gehele steekproefperiode genomen iets

hoger uitvallen verbaast ons niet; reeds bij de publikatie

van ons model merkten we op, dat voor de jaren 1974

en 1975 door de oliecrisis en de daarop volgende recessie

redelijkerwijs geen goede voorspellingen kunnen worden ver-
wacht. De reden, die we verder aanvoerden om alleen voor

de genoemde subperiode 1962-1971 ongelijkheidscoëfficiën-
ten te berekenen, was, dat alleen voor deze periode onge-
lijkheidscoëfficiënten van het CPB-model 69-C bekend
waren en het enige doel, dat we hadden was een globale
indruk te krijgen van de voorspelkracht van deze twee mo-
dellen t.o.v. elkaar. Men leze het artikel er nog maar eens

op na.

Een van de meningsverschillen tussen Bomhoff en

Ooms en ons betreft de toegepaste correctie op de loonvoet.
Er geldt, dat de voorspelde waarden van de endogenen (waar-
onder de loonvoet) bepaald worden door de herleide-
vormcoëfficiënten van het model en de waarden der gepre-

determineerden. Aangezien de andere herleide-vormpara-meters en de gepredetermineerden dezelfde getalswaarden

behouden bij de door ons toegepaste correctie, blijven ui-
teraard alle andere prognoses onveranderd. Dat zou pas
veranderen, als de
structuurcoëf/ciënz
tussen loonvoet en vertraagde arbeidsproduktiviteit, die nu 0,82 bedraagt een
andere waarde zou krijgen, maar noch voor het verleden

noch voor de toekomst is zo’n definitieve verandering

aannemelijk te maken. De toegepaste correctie dient dus o.i.

te worden uitgevoerd op de herleide vorm van het structuur-

model en daardoor verandert alleen de prognose van de
loonvoet. De verdachtmakingen, die de auteurs bij dit
punt maken laten we verder maar buiten beschouwing.

Bomhoff en Ooms vergissen zich als ze menen, dat door

de jaren 1974 en 1975 alleen de variantie in de verschillende
reeksen groter wordt. Het gaat er om, dat een econometrisch
model, dat geschat is met cijfermateriaal, waarin niet der-
gelijke uitschieters voorkomen (bijv. een stijging van de im-

portprijs in 1974 met 34,2% tegen gemiddeld 0,3% met een

standaarddeviatie van 3,7% in de schattingsperiode) ten enen male niet in staat zal zijn om een voorspelperiode,
waarin ze wel voorkomen, goed te voorspellen. Ze hebben ge-

lijk als ze stellen, dat dergelijke structuurbreuken dan op een

adequate wijze, bijv. met dummy-variabelen, moeten worden
behandeld. Er is door ons op het symposium ook gesteld,

dat dat nodig is; alleen zullen we dan wel eerst een aan-
tal jaren verder moeten zijn om over voldoende waarne-

mingen te kunnen beschikken. Voorlopig moeten we ons,
theoretisch niet geheel bevredigend, beperken tot een her-
schatting van het model met een schattingsperiode,
die deze jaren nu wel omvat.
De auteurs menen, dat ,,met name verkeerde speci-
ficaties van de vergelijkingen de wijzigingen van de coëf
–
ficienten veroorzaken”, die optreden bij de twee verschil-
lende schattingsperioden. Als ze op de hoogte waren van
de simulatiestudies, die zijn gedaan op het onderhavige
terrein hadden ze geweten, dat zelfs bij een vasistaande
spe-

cificatie het toevoegen van bijv. data of het kiezen van

andere schattingsmethoden de geschatte structuurcoëfficiën-
ten in een model aanzienlijk kunnen veranderen.

ESB 29-6-1977

629

Conclusies

• In het artikel van Bomhoff en Ooms blijkt op diverse pun-

ten zonneklaar, dat ze volstrekt onvoldoende inzicht hebben
in de econometrische schattingsproblematiek. Hun rede-

neringen zijn meestal foutief, onvolledig of gebaseerd op ver-

wachtingen i.p.v. onderzoek. Hun onwrikbare geloof in de
uitgangspunten van één der bestaande economische theo-
rien is wetenschappelijk gezien stuitend. Wat hun artikel

betreft willen we besluiten met een citaat van één der

auteurs
(ESB, 6113
april
1977,
blz.
337):
,,Het moet ons

van het hart, dat we zelden zoveel onzin bij elkaar hebben

zien staan”.
• Nergens wordt beweerd (ook door Bomhoff en Ooms

niet), dat het Grecon-model slechter voorspelt dan het CPB-

model. Aangezien het Naïef-Monetair model volgens de

auteurs niet geschikt is om ex ante voorspellingen te le-
veren en het model van Korteweg en Bomhoff alleen de

consumptieprijs en produktieveranderingen voorspelt, zal

een definitief oordeel in de toekomst alleen over het CPB- en

hèt Grecon-model kunnen worden uitgesproken.

• Als bezwaar tegen het Grecon-model wordt aangevoerd,

dat de monetaire sector buiten beschouwing blijft, evenals be-
paalde fiscale overheidsinstrumenten. Wij betwijfelen, of dit

terecht een bezwaar is. Niet alleen zou het cijfermateriaal
moeten bevestigen, dat deze variabelen inderdaad een dui-

delijk waarneembare invloed hebben op de macro-econo-

mische ontwikkeling (en dat bleek niet, spijtig genoeg voor
onze monetaire economen), maar ook de feitelijke gang van

zaken lijkt ons in het gelijk te stellen. Ondanks de mone-

taire en fiscaal-politieke ingrepen kan iedereen waarnemen,

dat de doeleinden van de economische politiek niet worden
bereikt. Ook het CPB betwijfelt, of de gestelde doeleinden
wel ooit zullen worden bereikt en we kunnen ons afvragen

(wat Hartog deed op het Groningse symposium), of misschien

kwalitatieve
economische politiek en hervormingen (in de

betekenis, die Tinbergen eraan gaf) pas meer dan mar.ginale

besturing mogelijk maken tegenover de
kwantitatieve
maat-

regelen, waar men nu nog steeds zijn heil in zoekt.

B. Bos
R. H. Ketellapper

M. A. Kooyman

W. Voorhoeve

Vacatures

Functie:

Bij:

BIz.:

Met ingang van deze
week publiceert
ESB
een
rubriek over in
ESB
geplaatste vacatures. Iedere
week zal een kort overzicht worden gegeven van de
vacatures die in de daaraan voorafgaande drie

weken in
ESB
zijn gepubliceerd.
Op deze wijze

hoopt de redactie degenen die een andere of nieuwe
werkkring zoeken enigszins behulpzaam te kunnen

zijn.

Functie:

Bij:

Blz.:

ESB van 8juni

(Plaatsvervangende)
leden

Algemene Rekenkamer
Docent(e) bedrijfs-

Rijksuniversiteit
economie

Groningen
Wetenschappelijk medewerker

Vrije Universiteit
(macro-economie)

Amsterdam

536
Academici

AMRO-Bank

542
Wetenschappelijk
(hoofd)medewerk(st)ers

Katholieke Hogeschool
(bedrijfseconomie)

Tilburg Actuarieel medewerker

Hoogovens
Directeur methoden en ontwikkeling

(‘BS
Beleidsmedewerker

Ministerie van Onderwijs
wetenschapspianning

en Wetenschappen
Hoofdambtenaar
(Kinderbescherming)

Ministerie van Justitie
Beleidsmedewerker

Ministerie van Volks-
(Financieel Economische gezondheid en
Aangelegenheden)

Milieuhygiëne
Beleidsmedewerker

Ministerie van Volks-
huisvesting en
Ruimtelijke Ordening
Medewerker (Mede-

Ministerie van
dinging en Fusies)

Economische Zaken
Hoofd afdeling bedrijfs-

Ministerie van Verkeer en
economische zaken

Waterstaat, Maastricht

Medewerker (Inter-
nationale Mededingings-

Ministerie van
zaken en Fusies)

Economische Zaken

IV

ESB van I5junj

Econoom (Algemene en
Juridische Zaken)
Provincie Gelderland
566
Hoofd bedrijfs- Ministerie van Verkeer economische Zaken
en Waterstaat,
•s-C.ravenhage
584
Adjunct-consulent Ministerie van
Sociale Zaken
584
Chef onderafdeling groothandel
CBS
III
Econoom voor research
op breed terrein
(Financiële Zaken)
Philips
III
Sociaal-economisch
Stichting Twents Eco-
medewerker(ster)
nomisch Ontwikkelings-
bureau
IV

ESB van 22juni

Medewerkers(sters)
(Projectonderzoek- ontwikkelingsbanken-
projectbeheer)

FMO

II
Bedrijfseconomische
medewerker

‘EGlN

609
Register accountant

Stevin Groep NV

610
Ervaren economisch
onderzoeker

Gemeente Rotterdam

611
Economen en juristen

Ministerie van Financiën

612
Hoofd afdeling t.b.v.
Directie Bijstandsza ken

Ministerie van CRM

612
Beleidsmedewerker

Ministerie van Verkeer
en Waterstaat

612
Ministerie van
Economische Zaken

III
Ministerie van Verkeer
en Vaterstaat

III
Centraal Bureau voor
de Statistiek

III
Sociale Verzekeringsraad

IV

557/559
558

560

560

560

III
Stafmedewerker
(Externe Betrekkingen)
111

Iloofd afdeling
Planning
III

Academici

IV

Statistisch medewerker

630

Au courant

Op weg naar

arbeiderszelfbestuur

A. F. VAN ZWEEDEN

De visieprogramma’s van de twee

grootste vakcentrales, NVV en NKV die
thans in federatief verband samen-

werken, naderen hun voltooiing. Het
NKV heeft zijn visie op de maatschappij
onlangs definitief vastgesteld, het NVV

zal in het najaar de laatste hand leggen
aan zijn programma. Daarna zullen

beide programma’s moeten worden ge-
integreerd in een beleidsprogramma

van de FNV.
De wegen van NVV en NKV zullen

samenlopen. De voorzitter van het NKV,
Spit, ziet al een volledige fusie van de
twee vakcentrales voor zich. Toch is de

eenstemmigheid over de weg naar een
maatschappij waarin de klassentegen-

stellingen zullen zijn opgeheven door
democratisering van de zeggenschaps-

verhoudingen in de bedrijven minder

groot dan zij lijkt. Over het einddoel be-

staat overeenstemming, maar over de

strategie om dat doel te bereiken zijn er

nog steeds meningsverschillen, zowel
binnen het NVV als binnen het NKV.
Zowel het visieprogramma van het
NKV als de ontwerpresolutie van het

NVV vertoont, mede als gevolg van die
interne meningsverschillen, op enkele

essentiële punten een zekere twee-
slachtigheid. Het verschil van mening

geldt de rol die de ondernemingsraad
zal moeten vervullen bij verdere demo-

cratisering van de ondernemingen. De
twee Industriebonden wijzen de gedach-te van de hand dat de ondernemingsraad
een grotere invloed zou moeten krijgen

op ondernemingsbeslissingen en leden
van de raden van commissarissen zou

moeten benoemen.

Op de hoofdbesturenvergadering van

het NKV stemde de Industriebond als enige tegen goedkeuring van de para-

graaf over bedrijfsdemocratisering.
Piet Zijm, bestuurder van de industrie-
bond, sprak duidelijk uit dat de centrale

een andere visie op de strategie heeft

dan de bond. De goedkeuring van

ondernemingsbesluiten zal de onder-

nemingsraad met een schijnverantwoor-
deljkheid belasten en deze zelfs mede-
plichtig maken met kapitalistische be-

sluiten, zei hij. De Industriebond wil de
verhouding tussen ondernemingsraad

en ondernemingsbeleid zo zuiver moge-

lijk houden. De ondernemingsraad heeft
alleen de belangen van de werknemers

te verdedigen. Zolang de huidige eco-

nomische structuur bestaat, dient de ver-

antwoordelijkheid voor ondernemings-

besluiten uitsluitend bij de onderne-
mingsleiding te liggen. De gekozen
ondernemingsraadsleden moeten die be-

sluiten wel kunnen controleren en zo
mogelijk beïnvloeden. De Industriebond

hecht ook minder betekenis aan de raad

van commissarissen dan de centrale. Het
gaat de bond te ver als de ondernemings-

raadsleden een benoemingsrecht krij-
gen, waardoor zij commissarissen zou-
den kunnen benoemen die zich gemak-

kelijker met het ondernemingsbelang

dan met het werknemersbelang kunnen

identificeren.

Ook in kapitaalparticipatie door de

werknemers ziet de Industriebond NKV,

in tegenstelling tot het verbondsbestuur,

geen middel tot democratisering, omdat
de werknemer dan een ondoorzichtige
dubbelrol van werknemer/aandeelhou-

der zou krijgen. Bij de Industriebond
NVV leven precies dezelfde bezwaren.

De federatieraad van de FNV heeft
onlangs overeenstemming bereikt over
de benoeming van commissarissen door

de ondernemingsraad. Maar die een-
stemmigheid sloeg volgens de Industrie-
bond NVV op de verhouding tussen vak-
beweging en raad van commissarissen

in het algemeen, niet op de kwestie van
de benoemingen. NVV en NKV zien in de
ondernemingsraad het orgaan dat in de

toekomst het ondernemingsbeleid zal

bepalen. De raad van commissarissen zal
op den duur plaats moeten maken voor
de ondernemingsraad als het bestuurs-.
orgaan van de onderneming. Op de
weg naar dat doel zal om te beginnen

de ondernemingsraad moeten wor-
den verzeifstand igd als personeelsver-

tegenwoordiging. De invloed van de

ondernemingsraad op de samenstelling
van de raad van commissarissen zal

moeten worden versterkt: de werk-
nemers zullen, zo zegt het programma
van het NKV, ten minste de helft van
de leden moeten benoemen.

Met deze strategie wekken de twee

grote vakcentrales toch de indruk op

twee sporen te zitten. Versterking van

de invloed van de werknemers op de
raden van commissarissen gaat de rich-

ting uit van gemeenschappelijk bestuur
en van samenwerking tussen kapitaal

en arbeid. Al zien NVV en NKV dit ook

als een fase in de ontwikkeling, het is een

stap die eerder uitloopt op het CNV-

model dan op een systeem van zelfbe-

stuur. Eenzelfde tweeslachtigheid geldt
de positie van de ondernemingsraden.
De Industriebonden kiezen voor het
distantiemodel – ,,geen kilo verant-

woordelijkheid voor een ons zeggen-
schap” -, maar de centrales willen juist

de invloed van de ondernemingsraad
op het ondernemingsbeleid versterken.

Spit heeft op de hoofdbesturenverga-

dering van het NKV dit toch Vrij diep-
gaande meningsverschil trachten te

bagatelliseren. Hij wees erop dat het

medebeslissingsrecht van de onder-
nemingsraad volgens het door het

kabinet-Den Uyl ingediende wets-
ontwerp betrekking heeft op een aantal

deelterreinen van het ondernemings-

beleid. De ondernemingsraad zou daar-

door geen medeverantwoordelijkheid
krijgen te dragen voor het totale onder-

nemingsbeleid. Spit zag ook nauwelijks
een tegenstelling tussen het aanvaarden
van controle-bevoegdheden en be-
invloeding voor de ondernemingsraad

en het aanvaarden van verantwoorde-
lijkheid. Ook met controle en be-
invloeding neemt de ondernemingsraad verantwoordelijkheid op zich voor wei-
nig populaire maatregelen. De kritiek

van de vakbeweging op de wijze waarop
de raden van commissarissen thans

worden samengesteld – nI door coöpta-
tie met een vetorecht voor. de onder-

nemingsraad – komt Voort uit de struc-

tuurwet. Dat is de reden waarom NVV

en NKV van de huidige constructie af

willen. Het benoemingsrecht betekent
volgens Spit nog niet dat het beleid ook
kritiekloos wordt aanvaard.
NVV en NKV hebben zich met hun

visieprogramma’s duidelijk geprofileerd
als vakcentrales die naar een maat-

schappijhervorming streven. Zij wijzen

de functie van de vakbeweging als alleen

ESB 29-6-1977

631

0%

Q

Geld- en kapitaalmarkt

De lotgevallen van een
reservevaluta: het Britse pond

DRS. F. W. J. VELTMAN*

Eén van de aspecten van cle voormalige Britse status als wereldmogend-
heid was het gebruik van het pond als internationale reserve valuta. De poli-

tieke en economische neergang van het Engelse imperium na cle tweede

wereldoorlog leidde echter niet to, het inzicht hij de verantwoordelijke

autoriteiten, (lat een herhezinning op cle internationale rol van het pond

sterling geboden was. Het fit dat niet tijddg werd voorzien in een geffiseerde

afbraak van cle reserve functie van hei pond heef met name in cle afgelopen

jaren hei voeren van een effctiefanti
–
inflatieheleid sterk bemoeilijkt. Eerst

kort geleden werd clii probleem door de Britse gezagsclragers ten volle onder-

kend en werden navenanle maatregelen genomen.

Inleiding

De status van het pond sterling als

reservevaluta betekent dat een aantal
landen de vorderingen op het Verenigd
Koninkrijk, luidende in ponden sterling,
beschouwen als onderdeel van hun
internationale reserves. Deze ,,officiële”

pondentegoeden kunnen worden aange-

houden in de vorm van langlopende
overheidsobligaties, schatkistbiljetten of

deposito’s bij banken of andere finan-

ciële instellingen. De oorsprong van deze
officiële rol van het pond heeft een

historische achtergrond. De positie van

Engeland als ‘s werelds machtigste han-

deisnatie, de dominerende rol van Lon-

den als internationaal financieel cen-
trum en de omvang van het gebied, waar

het pond als binnenlands betaalmiddel
fungeerde, waren alle factoren die de

mondiale status van het pond sterling
onderbouwden. Naast deze officiële ster-

ling-tegoeden werden ook ponden aan-
gehouden door buitenlandse individuen
en bedrijven. Deze ,,particuliere” te-
goeden werden deels aangehouden als
werkkapitaal – een uitvloeisel van de
rol die de Britse valuta speelde hij inter-

nationale handeistransacties -, deels,

zij het in mindere mate, als beleggings-

valuta.
In 1938 bedroegen de totale sterling-

vorderingen van het buitenland op het

Verenigd Koninkrijk £ 760 mln. Dit be-
drag werd vrijwel geheel gedekt door de
officiële Britse monetaire reserves aan

goud ën dollars. De tweede wereldoorlog

veroorzaakte een drastische verandering
in dit beeld. Ter financiering van de

oorlogsinspanning waren de Britten
onder meer genoodzaakt om hun goud-

en deviezenreserves aan te spreken.
Daarnaast vormde een belangrijke fi-

nancieringsbron de creditering van de
door het buitenland aangehouden ster-

ling-rekeningen als betaling voorgelever-
de goederen. Als gevolg hiervan waren

de buitenlandse sterling-tegoeden in

1945 opgelopen tot £ 3,7 mrd. De ge-

slonken goud- en deviezenreserves waren
nauwelijks voldoende om éénzesde van

de aanvragen te honoreren in het geval

dat alle buitenlandse sterling-saldi ter

conversie in een andere valuta werden

aangeboden.
Enkele jaren later bleek dat dit be-

paald geen denkbeeldig gevaar was.
Op IS juli 1947 werd de vrijeconvertibi-

liteit van ponden in dollars hersteld,
nadat de Verenigde Staten om dit moge-lijk te maken een lening van $ 3,75 mrd.

aan Engeland hadden verstrekt. Nog

geen maand later moest de convertibili-

teit reeds wôrden opgeschort, omdat
vrijwel de gehele lening was verbruikt

voor de omwisseling van ponden-

tegoeden in dollars. Met deze maatregel
bleef echter het fundamentele probleem,

namelijk de onvoldoende dekking van

de sterling-tegoeden, in de kiem bestaan
om bijna twee decennia later weer in zijn
volle omvang op te duiken.

Het voorspel van ,,Bazel”

In de jaren vijftig leverden de buiten-

* De auteur is als medewerker verbonden
aan het Economisch Bureau van de Amro-
bank te Amsterdam.

maar een soort service-instituut voor de

leden af. De FNV zal straks optreden als

een maatschappij-kritische machtsfactor
met een duidelijke sociaal-politieke
doelstelling die veel verder gaat dan
alleen maar belangenbehartiging.

Het zal moeilijk zijn om met dit doel
voor ogen, tot een samenspraak te

komen met de werkgevers. In een ronde-

tafelgesprek met
FEM (Financieel-

Economisch Magazine)
heeft Drs.

S. C. Bakkenist, oud-voorzitter van het

VNO, laten weten dat de richting die de
FNV uit wil, namelijk arbeiderszelf-

bestuur, geen bijdrage betekent aan het oplossen van de werkelijke problemen.

Dr. M. Albrecht, lid van de raad van be-
stuur van Hoogovens-Estel, zegt in een

interview met de Haagsche Courant,

niet te zien hoe arbeiderszelfbestuur kan
bijdragen tot vergroting van de werk-

gelegenheid. Hij vindt het niet waar-
schijnlijk dat zelfbestuur kan worden ge-
combineerd met het tegenwoordige eco-

nomische systeem van particuliere on-

dernemingsgewijze produktie. Wie zou

er dan nog kapitaal willen verschaffen?
Dit is inderdaad de kernvraag. Elke
poging tot wijziging van het bestaande
systeem wordt afgestraft met de weige-

ring van ondernemers om te investeren.
De beheerders en bezitters van het

kapitaal beschikken over de macht om
sociaal-politieke experimenten in te

kapselen. De arbeidersbeweging zal al-
leen haar ideaal van arbeidersdemocratie

naderbij kunnen brengen als ze invloed
krijgt op de kapitaalstromen en de kapi-
taalvorming. De weg van het overleg

die begaanbaar lijkt in een gemengd
economisch systeem leidt daar niet toe.
Daarom is collectieve kapitaaldeel-

neming van de werknemers, zoals het

NKV in zijn visieprogramma bepleit, nog

niet zo’n verwerpelijke gedachte, als de

vakbeweging de weg van de economische

democratie op wil.
A. F. van Zweeden

632

Tabel 1. De ontwikkeling van de
of!
iciële en particuliere sterling-tegoeden van niet-Britse ingezetenen (£ mln., ultimo)

(1)

Officikle
tegoeden al

(2)

Particuliere
tegoeden

(3)

‘1 otual (1
+
2)

2.528
1.684
4.212
2.318 .756
4.074
(.920
.406
3.326
2.319 (.407
3.726

1960

…………………….
.
.
1965

…………………….
.
.

2.547
1.673
4.220

1968

…………………….
.
.

1971

…………………….
.
3.240 2.382
5.622
3.618
2.291
5.909
969

…………………….
.
.
1970

…………………….
.
.

3.689 2.284
5.973
972

…………………….
.

4.634
2.500
7.134
1973

…………………….
.
(974

…………………….
.
4.100
.

3.229
7.329
(975

…………………….
.
976

…………………….
.
2.639
3.484 6.123

Bron: Bank of England.
a) Buttcnlandse centrale banken en internationale organisaties (nitge/. IMF).

landse pondentegoeden geen problemen

van betekenis op. Het totaal bedrag der
saldi vertoonde in deze periode een be-

trekkelijk stabiel verloop. Ook het op-

nieuw instellen van de convertibiliteit
van het pond in 1958 leverde geen tafe-

relen op als in 1947. Dit moet niet in het

minst toegeschreven worden aan de

gunstige betalingsbalansontwikkeling,
die Engeland enkele opeenvolgende ja-

ren te zien gaf en het bevredigende niveau

van haar internationale monetaire reser-ves. In de jaren zestig begonnen de pro-

blemen zich echter op te stapelen. De
Britse betalingsbalans begon te ver-
slechteren. Het overschot op de lopende

rekening sloeg in 1964 om in een fors

tekort, terwijl ook de kapitaalrekening een ongunstige ontwikkeling liet zien.
Een devaluatie van het pond leek onver
–

mijdelijk. De nieuw gekozen Labour
–
regering koos echter voor tijdelijke han-
delsrestricties om het evenwicht op de

betalingsbalans te herstellen, later ge-volgd door een loon- en prijsstop. Het

vertrouwen in het pond sterling nam
niettemin zienderogen af, hetgeen resul-
teerde in toenemende speculatieve kapi-

taalstromen. Uiteindelijk werd het pond

in november 1967 gedevalueerd. Het ge-

wenste vertrouwensherstel bleef echter
uit.

De hier geschetste ontwikkelingen
heractiveerden het probleem van de
buitenlandse sterling-tegoeden. In de
periode 1962-1968 vertoonden de te-

goeden van de niet tot het zogenaamde
Overzeese sterling-gebied behorende
landen een voortdurende achteruitgang.
De tegoeden van het Overzeese sterling-gebied, die het leeuwedeel van het totaal uitmaakten, bleven tot 1965 vrijwel sta-

biel om daarna eveneens sterk te ver-
minderen. Deze gang van zaken onder
–

streepte het verlangen van de landen

behorende tot de sterling-zone om hun

binding met het pond losser te maken en

om hun internationale reserves te diver-
sifiëren. Een indicatie hiervoor vormt

tevens de beslissing van een aantal van
deze landen om in 1967 hun nationale

valuta niet mee te laten devalueren met

het pond. De particuliere sterling-

tegoeden vertoonden in de periode

1962-1968 vrijwel geen verandering,
hetgeen in het licht van de expansie van

de wereldhandel eveneens wijst op een
verminderd vertrouwen in het pond.

De Overeenkomst van Bazel

De vrees voor een verdere ongecon-
troleerde vermindering van de buiten-

landse pondentegoeden en de gevolgen

hiervan voor de Britse deviezenpositie
en de externe waarde van het pond

noopten de regering uiteindelijk tot

maatregelen. In september 1968 werd in Bazel een overeenkomst gesloten tussen
Engeland en de belangrijkste industriële
landen, met uitzondering van Frankrijk.

Hierbij nam Éngeland de verplichting

op zich om de tegenwaarde in dollars te

garanderen van de pondentegoeden van
de landen van het Overzeese sterling-
gebied. Met andere woorden, wanneer

het pond zou devalueren t.o.v. de dollar

dan zouden deze landen een zodanig be-
drag in ponden op hun rekening bijge-

stort krijgen, dat zij schadeloos werden

gesteld voor het devaluatieverlies. Deze
garantie gold echter alleen de officiële

sterling-tegoeden, die terecht als de
grootste bedreiging werden beschouwd,

en dan nog alleen voor dat deel, waar-

mee zij 10% van de totale reserves van de
desbetreffende landen te boven gingen.

Op hun beurt gingen de landen van het
sterlinggebied de verplichting aan om
minimaal 45% van hun internationale
monetaire reserves in de vorm van pon-
den aan te houden. De overeenkomst
werd voorts mogelijk gemaakt, doordat

de groep van industriële landen Enge-
land een krediet verleende van $ 2 mrd.,

waarvan het land gebruik kon maken,
indien de deviezenreserves zouden

worden aangetast door verdere omwis-
seling van pondentegoeden van het

sterling-gebied. De overeenkomst werd
gesloten voor een periode van drie jaar,

maar werd uiteindelijk verlengd tot
ultimo 1974.

De overeenkomst van Bazel, die be-doeld was om het gevaar van ongecon-
troleerde omwisseling van sterling-

tegoeden te bezweren, leverde uiteinde-

lijk echter zelf een bijdrage om dit ge-
vaar in de toekomst te vergroten. De
door Engeland afgegeven garanties im-

mers namen in het gunstigste geval de
onzekerheid voor de buitenlandse hou-
ders van ponden tav. de dollar-pond-
pariteit weg, maar boden ook nu geen
fundamentele oplossing in de vorm van

een geleidelijke eliminatie van het pond

als internationale reservevaluta. Een
positie die het land zich niet kon permit-
teren, zoals later nog eens ten over-

vloede bleek. De Britten daarentegen
meenden nog steeds dat het pond een

mondiale rol zou kunnen spelen, zoals

blijkt uit de uitspraak dat het pond ster-

ling ,,wiIl continue in the future as a

major part of the international monetary
system” 1). Voorlopig werd deze voor-

spelling niet gelogenstraft.

De nasleep van ,,Bazel”

Na ,,Bazel” vertoonden de sterling-tegoeden van jaar tot jaar een gestage

toeneming (tabel 1). Hiervoor zijn
diverse oorzaken op te noemen. Het
pond genoot een tijdlang het internatio-
nale vertrouwen als gevolg van de
gunstige ontwikkeling van de Britse

betalingsbalans in de periode 1969-

1971. De Bank of England voerde een
politiek van hoge rente om het pond
aantrekkelijk te houden voor buiten-

landse houders. De dollarcrjsis van 1971
en de daarop volgende periode van on-

zekerheid in het internationale mone-
taire bestel resulteerde eveneens in een

forse toeneming van de pondentegoe-

den. Hetzelfde resultaat was in 1974 het

gevolg van de sterke stijging van de aard-
olieprijzen. Vele aardolie-exporterende
landen hadden namelijk een traditionele

binding met Engeland. Begin 1973

werd nog 39% van de olieleveranties van
deze landen betaald met sterling. Een

deel van de aldus verkregen ponden werd
omgewisseld in andere valuta’s, maar een
deel vond tevens z’n neerslag in de

sterling-saldi van deze landen. In de loop
van 1973 en daarna vertoonde het aan-

deel van sterling in de oliebetalingen een

sterke teruggang (zie tabel 2). In toe-

nemende mate werd namelijk op dollars
als betalingsmiddel voor olieleveranties

overgeschakeld. Desondanks nam het

absolute bedrag dat de olie-exporteren-
de landen in ponden sterling ontvingen
sterk toe als gevolg van de forse stijging
der aardolieprijzen. Het resultaat was

dat de sterling-tegoeden van deze lan-

den per saldo toch nog een flinke toe-
name lieten zien.
Aan het eind van 1974 kwam een eind aan de overeenkomst van Bazel. Dit was

aanleiding voor enkele landen, wo.

1) White paper on the Basle facility and the
Sterling area,
Cmnd
3787, 1968.

ESB 29-6-1977

633

Tabel 2. Aardolie-inkomsten van de OPEC-landen en cle OnIli
,
jkk(‘lwg van hun

sterling-tegoeden < $ mnrd.)

1973
1974

II
III
IV
1
II
III
15′

OPEC-inkomsten in dollars …….
.5
3.4 3.7
5.1
9.0
18.6 24.1
19.1
OPEC-inkomsten in ponden sterling
2.2 2.0
1.6 1.9 3.1
5,6
5.1
5.2

Totale OPEC-inkomsten

………5.7
5.4 5.3
7.0
12.1
24.2
29.2
24,3
38.6
37.0 30.2
27.1
25.6
23.1 17.5
21,4
5. Toeneming

van

de

sterling-saldi
4,2 als Ç

san

3

………………..

san OPEC (netto)
11.6
1.4
2.2
.6

Bron: Bank of England.

Tabel 3. Con versie,nogelijk heden t’oor offi(-iële houders lan pondentegoeden

Waardepapier
Conponrente
Aflossings-
3e consersiemogelijkiteid Inidende in
)Ç)
dat om
sseril benut tot een bedrag s at
1f

nut.)

5

……………………….
11)’,
1982
116
8)’,
984
51
8)’,
1987
II
7)’,
984
59

$

……………………….
.

5)’,

.

984 52

$

……………………….
.
OM

…………………….
.

8
1984
45
Zwfr
…………………….
.
Yen

…………………….
.

395

Saoedi-Arabië, om eveneens betaling
van aardolie in dollars te prefereren.

De toeneming van de pondentegoeden

kwam in het eerste kwartaal van 1975

dan ook ten einde. De Britse economie

vertoonde in dat jaar een uiterst zorg-

wekkende ontwikkeling. De lopende
rekening van de betalingsbalans liet een

fors tekort zien, het land gleed steeds
verder af in een recessie en er woedde

een ongekende loon- en prijsexplosie.

Het gevolg was dat het pond een forse
depreciatie liet zien. Bedroeg de waarde
begin 1975 nog $ 2,38, aan het eind van

het jaar was dit nog slechts $ 2,02. Uit
het verloop van de sterling-saldi kan de

conclusie worden getrokken dat de con-

versie van pondentegoeden geen con-

crete rol heeft gespeeld bij de waarde-
vermindering van het pond. Hoewel de
tegoeden van officiële houders een vrij

sterke afname lieten zien werd dit meer

dan gecompenseerd door de toeneming

van de particuliere tegoeden. Niettemin

lijkt het aannemelijk dat de dreiging van
een mogelijke conversie het wan-

trouwen in sterling heeft versterkt. Eerst in 1976 werd het gevaar van de

sterling-tegoeden in z’n volle omvang
manifest. Het toenemende wantrouwen

in het pond culmineerde in maart van dat
jaar in een forse depreciatie. Dit proces
zette zich voort tot in de zomermaanden,
mede gevoed door een sterk aanbod van
ponden Uit de sterling-tegoeden. Met

name de officiële tegoeden van olie-
exporterende landen’ vertoonden een
sterke vermindering. In juni verkreeg
Engeland van de centrale banken van

de Groep van Tien en Zwitserland als-

mede van de BIS een krediet van $ 5,3
mrd., om de scherp gedaalde deviezen-

reserves aan te vullen. Dit leverde een

tijdelijk koersherstel op voor het pond,
doch in september volgde wederom een

periode van sterke koersval. Aan het eind

van het jaar bleek dat de totale sterling-
tegoeden met niet minder dan £ 1,2 mrd.

waren gedaald t.o.v. een jaar tevoren.
De effectieve wisselkoers van het pond 2)
nam in de loop van 1976 af met niet min-
der dan 14%. Dit impliceerde een aan-

zienlijke additionele infiatoire impuls
in een periode waarin de inflatie-
bestrijding in Engeland een centrale

plaats in het beleid innam.

Het veiligheidsnet

Een eerste begin met het oplossen van

de problemen was eind 1976 het verbod

van de Britse regering om de handel

tussen derde landen met ponden sterling
te financieren. Deze financieringsmoge-ljkheid leverde namelijk een niet te ver-

waarlozen speculatiebron tegen het pond
op. In het begin van dit jaar werd ver-
volgens tijdens een vergadering (weder-

om in Bazel) door de centrale banken
van een aantal industriële landen be-
sloten om Engeland een kredietfaciliteit

van $ 3 mrd. ter beschikking te stellen
voor een periode van maximaal drie

jaar. Dit krediet mag worden aange-
sproken wanneer de Britse deviezen-
reserves als gevolg van de conversie van

officiële sterling-tegoeden beneden een
bepaald niveau dalen. Daarnaast werd
besloten om de officiële houders van
pondentegoeden de mogelijkheid te bie-

den om hun saldi om te zetten in ver-

handelbare waardepapieren luidende in

buitenlandse valuta tegen een aantrek-

kelijke rentevergoeding.
In april werden de concrete voorwaar-
den hiervan bekend (zie tabel 3). Er werd

echter slechts in beperkte mate van deze
conversiemogeljkheid gebruik gemaakt. Dit mag geen verbazing wekken, gezien

het teruggekeerde vertrouwen in het
pond, in belangrijke mate het gevolg van
het feit dat Engeland inmiddels onder
toezicht van het IMF was gekomen, en
van het relatief hoge Britse renteniveau.

Conclusie

Het resultaat van de ,,Overeenkomst
van Bazel” van 1968 was uiteindelijk

een verdere toeneming van de buiten-
landse sterling-tegoeden. Het gevolg

was dat de problemen die periodiek
rond deze saldi optraden nog werden

vergroot. Drie elementen treden hierbij

op de voorgrond:

• het mobiele karakter van met name

de officiële sterling-tegoeden en de

dreiging van conversie heeft waar-
schijnlijk tot een sterkere depreciatie
van het pond geleid dan wanneer de internationale rol van het pond ster-

ling geringer was geweest;

• de Bank of England was gedwongen

om het renteniveau op een hoog

niveau te houden in vergelijking met
de overige industriële landen ten einde

houders van ponden sterling compen-

satie te bieden voor een mogelijke

depreciatie van het pond;

• de sterke toeneming van de sterling-
saldi van de olie-exporterende landen

in 1974, een jaar met een ongekend
tekort op de Britse lopende rekening,
gaf de regering respijt om het nood-
zakelijke interne aanpassingsproces
ter correctie van de betalingsbalans

uit te stellen.

Ten slotte kan worden gesteld dat de
sterling-saldi in feite een lening met

variabele rente aan het Verenigd

Koninkrijk vormden. De ,,harde kern”
hiervan heeft geholpen om een te hoog

niveau van binnenlandse consumptie te

handhaven. Het gevolg was dat in een

later stadium een pijnlijke ingreep in de

loonvorming noodzakelijk was.
Samenvattend lijkt de conclusie ge-

rechtvaardigd dat de te lang volgehou-den internationale rol van het pond het

economisch beleid van de Britse regering
aanzienlijk heeft bemoeilijkt en een

niet te verwaarlozen bijdrage heeft ge-
leverd aan de binnenlandse inflatie.
De mondiale rol van het pond als

reservevaluta is inmiddels vrijwel ten
einde gekomen. Eind 1976 bedroeg de

sterling-component van de monetaire
wereldreserves nog slechts 4% ver-
geleken met 19% eind 1971.

F.
W. J. Veitman

2) D.w.z. de koersbeweging van het pond
t.o.v. de valuta’s van de belangrijkste Britse
handelspartners, gewogen aan de handels-
stromen.

634

.
Europa-bladwijzer

De oonvergentie-beschikking

en het economisch beleid

in 1976

DRS. E. A. MANGÉ

De beschikking van de Raad van 18
fi’hruari
1974
betrefj’nde (le ver-

ezenlijking van een hoge mate van con vergentie van cle economische poli-
hek van de lidstaten 1) beoogt cle coÔrdinatie-proceclures
0/)
hei gebied van

cle algemene economische en monetaire politiek te versterken. Nadruk

wordt gelegd op permanent overleg, vooral in cle Raad, maar ook in andere

organen (zoals het Monetair Comité). I)e Commissie dient ieder jaar een
balans op te maken van het in het af.’e/open jaar gevoerde economische

beleid. Vooral moet worden onderzocht in hoeverre dit beleid (-on fbrm is

geweest aan de voor dat jaar vastgelegde richtsnoeren voor de economische

politiek. De con vergentie-hesc’hikking werd in deze rubriek reeds uitvoerig

besproken 2). Than.s gaat onze aandacht naar (le onlangs door cle C’ommis-

sie gemaakte balans van cle in 1976 gevoerde economische politiek. Dit

rapport
it
,
erd op 14 maart II.. zonder debat, door cle Raad aan t’aard 3) en
Of)
14 mei als één van cle hasisclocumenten gebruikt in (le raaclszitting gewijd

aan cle economische situatie in (le Gemeenschap 4).

Richtsnoeren 1976

De door de Gemeenschap in haar ge-
heel en door iedere lidstaat te volgen
beleidslijnen werden vastgelegd in het
jaarverslag over de economische situatie in de Gemeenschap, dat op 17 november

1975 door de Raad werd aangenomen 5).

Centraal in dit document staat het aar-
zelend economische herstel dat zich eind

1975 manifesteerde. De Commissie be-
nadrukte evenwel haar onvermogen

enigszins te voorspellen hoe sterk dit
herstel zich zou doorzetten of hoe lang
dit zou duren. Als centrale doelstelling

voor het economische beleid in 1976
werd dan ook aangehouden het conjunct-

turele herstel te consolideren door de
produktie en de vraag naar een aan-
houdende expansie te richten, de inflatie
te beteugelen en de stijging van de loon-
kosten te temperen. Het in de meeste lid-
staten reeds op gang gebrachte stimu-

leringsbeleid diende bestendigd te wor-

den, eventueel aangevuld met andere maatregelen. Deze expansieve beste-

dingspolitiek mocht evenwel in geen ge-
val tot een aanwakkering van de inflatie

leiden. Vandaar dat ook nadruk werd

gelegd op inkomenspolitieke maat-
regelen en het vestigen van een sociale
consensus in de lidstaten.

De richtsnoeren kwamen in de. loop.
van 1976 nog tweemaal ter sprake, waar-

bij telkens het hoofdaccent op de over-

heidsfinancien lag. Immers, vooral op dit

vlak wilde de Commissie in de loop van
het jaar tot een ombuiging van de be-
leidslijnen komen 6). De eerste maal 7)
werd nogmaals de nadruk gelegd op de
noôdzaak het economisch herstel te con-
solideren. De Commissie beval in dit

verband een beperkte daling aan van de
tijdens de recessie ontstane omvangrijke

begrotingstekorten. De tweede maal 8)
werd beklemtoond dat alles in het werk

diende te worden gesteld om op middel-lange termijn weer tot een bevredigende

groei, volledige werkgelegenheid en een

aanvaardbaar infiatieritme te komen 9).

Op korte termijn werd een gelijktijdig,
doch voorzichtig gebruik van een zo
breed mogelijk gamma van instrumen-
ten benadrukt. Een strenger begrotings-

beleid werd aanbevolen, opdat de lid-
staten tot een wezenlijke vermindering
van hun begrotingstekorten zouden komen, speciaal in landen waar het
herstel de spanningen ten aanzien van

prijzen en betalingsbalans had versterkt.
Bovendien beval de Commissie aan dat

het accent eerder op het afremmen van
de uitgaven, dan op het verzwaren van de

belastingdruk zou worden gelegd.

Begrotingsbeleid

Meer dan voor de andere instrumen-
ten werden in 1976 de kwantitatieve

richtsnoeren voor de begrotingspolitiek
gevolgd. Met uitzondering van de

Benelux-landen zijn de lidstaten erin ge-

slaagd hun begrotingstekorten in be-

langrijke mate te reduceren. Zowel de
vertraging van de prijs- en kosten-
stijgingen als het economisch herstel heb-
ben hiertoe bijgedragen, doch de Com-

missie noteert dat alle lidstaten aan-
zienlijke inspanningen hebben geleverd
om door een uitgavenbeperking en/of

belastingverhoging dit resultaat te ver-
krijgen.

Deze daling van de begrotingstekorten
werd echter niet in alle gevallen positief
beoordeeld. Dit geldt met name voor

Duitsland waarde daling van het budget-

deficit groter was dan gepland ten ge-
volge van het achterblijven van een toe-

name van de overheidsbestedingen. De
Commissie had echter vooropgesteld

dat de groei van de overheidsuitgaven in
Duitsland een belangrijk element van

ondersteuning van de vraag in de ande-
re lidstaten zou vormen.
Voor Nederland was in de richtsnoe-

ren een expansieve budgettaire politiek

en een toename van het begrotingstekort

voorzien. De resultaten stemmen hier
grosso modo mee overeen. Voor België
liggen de zaken anders. Weliswaar werd
ter ondersteuning van de economische
activiteit een snellere toename van de

overheidsbestedingen dan in de andere lidstaten vooropgesteld, maar door ho-

gere kostenstijgingen dan voorzien ste-
gen de uitgaven van de overheid zodanig

dat – ondanks de toename van de ont-
vangsten – het begrotingstekort onge-

Pb,
nr. L63, 5 maart 1974.
Maatregelen van economische politiek in
de EG,
ESB,
6maart1974. Zie ook J. C. P. A.
van Esch, Economische en Monetaire Unie,
Europese Monografieën, nr. 18, Deventer,
1975, blz. 6 1-62. Europe.
nr. 2175, IS maart 1977, blz. 8.
Het document werd overgenomen in
Europe
van Ii maart 1977 (doc. 9371938).
Bull-EG,
3-1977, pt. 2.1.4.
Pb,
nr. C 297, 29 december 1975.
Tiende Algemeen Verslag over de Werk-
zaamheden van de EG (1976), Brussel,
februari 1977, blz. 131.
Pb,
nr. LI 19, 6 mei 1976.
Pb,
nr. L229, 20 augustus 1976.
Cfr. E. A. Mangé, Het 4e programma voor
de economische politiek op middellange ter-
mijn,
ESB,
1juni1977, blz. 521.

ESB 29-6-1977

635

veer 20 mrd. Bfr. hoger lag dan het

vooropgestelde niveau.

Monetaire politiek

Ten einde de economische heropleving

te steunen, schreef de Commissie een

voorzichtige monetaire politiek van ex-

pansieve aard voor. Uit de balans voor
1976 blijkt echter dat de lidstaten op een

restrictief beleid zijn teruggevallen, voor-
namelijk ter verdediging van de positie

van hun munt. In Belgie hebben bijvoor-

beeld wisselkoersmoeilijkheden ertoe

geleid dat het monetaire beleid niet kon

worden ingezet om de economische

activiteit te ondersteunen. De disconto-
voet bereikte er de recordhoogte van

9%. Hoge disconto- en rentevoeten
kwamen evenwel in de meeste lidstaten

voor. Alleen Duitsland kon, in afwezig-
heid van een externe druk, de disconto-
voet constant houden.
In sommige gevallen dienden restric-

tieve maatregelen te worden genomen
om een versnelling van het inflatieritme

te verhinderen. Zo diende Duitsland in
maart en juni de voor het bankwezen
voorgeschreven reservepercentages te
verhogen om een excessieve monetaire

groei als gevolg van massale kapitaal-
invoer te vermijden.

Het restrictieve beleid leidde er wel

toe dat in de meeste lidstaten de stijgings-

graad van de monetaire massa vermin-
derde en de onderlinge dispariteiten
werden gereduceerd. In Duitsland,
België-Luxemburg en Italië nam de geld-
hoeveelheid in dezelfde mate toe als het
(nominale) binnenlandse produkt; in

Frankrijk, het Verenigd Koninkrijk, Ier-
land en Denemarken bleef de monetaire
groeivoet zelfs beneden deze limiet.
Alleen Nederland kende een hogere
groeivoet, niet zozeer als gevolg van een

versoepeling van de monetaire voor-
waarden, maar van geldschepping in de

publieke sector, een transfer van spaar-
gelden naar termijnrekeningen en een

toenemende voorkeur van institutionele
beleggers voor liquide activa.

Prijs- en inkomensbeleid

Belangrijke objectieven voor 1976

waren een vermindering van de prijs- en

kostenstijgingen en van de divergenties
inzake infiatieritme tussen de lidstaten.

Naast een aangepaste bestedings-, werk-gelegenheids- en sociale politiek hechtte
de Commissie veel belang aan de mede-
werking van werkgevers en werknemers.
In haar balans verwijst de Commissie op

dit vlak naar Duitsland: daar heeft het
bereikte sociaal akkoord in aanzienlijke
mate tot een inperking van de inflatie
bijgedragen. Impliciet betekent deze

verwijzing dat weliswaar de andere lid-
staten tot een daling van hun inflatie-
graad zijn gekomen, maar dat zij meer

hadden kunnen bereiken indien zij ook

een sociaal akkoord
als in Duitsland

hadden afgesloten. Bovendien berust in

deze landen de infiatiedaling op strenge

maatregelen: prijscontroles (zoals in

Nederland), het bevriezen voor een be-
paalde periode van de prijzen (Frankrijk)

of bepaalde inkomsten (België).
Toch meent de Commissie dat doorde
dialoog tussen de sociale partners, die

op gang werd gebracht door de eerste

driepartijenconferentie (november 1975),
een verbetering van het sociale klimaat

in de Gemeenschap tot stand is geko-

men. Vrij algemeen heeft deze sociale

consensus tot een duidelijke verminde-

ring van de loonsverhogingen geleid 10).

Meer bepaald nam in Nederland, Dene-

marken, Ierland, Luxemburg en het

Verenigd Koninkrijk de stijging van het
bruto-inkomen van loontrekkenden,

zowel in nominale als in reële termen,

aanzienlijk af. Voor België en Frankrijk
was de nominale afname eerder beperkt,

terwijl Italië – in tegenstelling tot de

richtsnoeren – een verdere toename
kende. Uiteindelijk diende de overheid

tussenbeide te komen in België (bevrie-

Deze rubriek wordt verzorgd door

het Europa Instituut van de
Rijksuniversiteit te Leiden

zen van de lonen boven een bepaald
niveau) en Italië (bezuinigingsprogram-

ma).
In alle lidstaten was er een aanzien-

lijke vertraging van de stijgingsgraad van
de loonkosten per geproduceerde een-

heid, al was dit grotendeels te danken

aan produktiviteitsstijgingen. Tevens
merkt de Commissie op dat in de meeste
lidstaten het aandeel van de inkomsten
andere dan lonen en salarissen in het

bruto binnenlands produkt is toege-
nomen, doch het niveau van 1975 nog

niet werd gehaald. Overigens heeft deze
relatieve toename niet geleid tot de ge-

wenste stijging van de investerings-

neiging in de Gemeenschap.

Betalingsbalansbeleid

Het vorige jaar werd gekenmerkt door
een ongunstige ontwikkeling van de be-

talingsbalanspositie van dc Gemeen-
schap: t.o.v. 1975 verslechterde de ba-

lans van de lopende verrichtingen met
ongeveer $ 10 mrd. Slechts twee landen

haalden in 1976 een positiefsaldo: Duits-

land ($3mrd.)en Nederland ($2,4 mrd.).

Aanzienlijke betalingsbalanstekorten

ontstonden in Frankrijk, Italië en Dene-

marken, terwijl het Verenigd Koninkrijk
er niet in slaagde zijn deficitaire positie
te verminderen. De herstel- en stabili-

teitsprogramma’s in deze landen werden
dan ook gedetermineerd door de nood-
zaak deze tekorten te beperken.

De relatieve rust die in 1975 op de

wisselmarkten heerste, werd in 1976 her-

haaldelijk verstoord. In belangrijke mate
was dit te wijten aan de divergerende

prijs- en kostenontwikkeling in de

Gemeenschap en het gebrek aan coördi-

natie van het economisch beleid tussen de lidstaten. Niettegenstaande aanzien-

lijke interventies in de valutamarkten

diende Frankrijk het slangakkoord te

verlaten en moesten de Benelux-landen

hun onderlinge monetaire akkoord op-

schorten. Verdere druk op de slang

leidde uiteindelijk tot een heraanpas-
sing van de spilkoersen op 18 oktober

1976 II).
Als gevolg kenden de wisselkoersen

van de EG-landen in 1976 een aanzienlijk

divergerend verloop. Op basis van de ef-

fectieve wisselkoersen vertoonden de
slangmunten een sterke appreciatie

(van 7,4% voor de Deense kroon tot

15,4% voor de DM), waardoor het anti-infiatiebeleid in deze landen aanzienlijk
werd versterkt. Andere EG-munten ken-

den een aanzienlijke depreciatie (17%

‘oor het pond en 21% voor de lire), aan-

vankelijk als gevolg van hun grotere
infiatiegraad in vergelijking met de

andere lidstaten. Nadien werd – inge-

volge de invloed op de importprijzen,
vooral van grondstoffen en energie-
produkten – hun depreciatie een auto-
nome infiatiebron, hetgeen hen nood-
zaakte (nog meer) een restrictieve be-

stedingspolitiek te voeren.
Om de lidstaten met betalingsbalans-
moeilijkheden tegemoet te komen, werd
het vorig jaar voor het eerst gebruik

gemaakt van het stelsel van communau-
taire leningen. Dit werd ingevoerd door

twee verordeningen van de Raad van
17 februari 1975 12). De bedoeling er-
van is de betalingsbalanstekorten die
het gevolg zijn van de stijging van de
prijzen van aardolieprodukten te finan-
cieren met behulp van middelen buiten
de Gemeenschap. Twee leningaanvragen,

namelijk van Italië ($ 1 mrd.) en Ierland

($ 300 mln.) werden door de Raad op

IS maart 1976 goedgekeurd. Aan de
leningen werden voorwaarden inzake

economische, monetaire en budgettaire
politiek verbonden. In haar balans merkt
de Commissie evenwel op dat vooral

Italië zich niet aan deze voorwaarden

heeft gehouden, m.n. met betrekking
tot de monetaire financiering van het

begrotingstekort en het globale bin-
nenlandse kredietvolume.

10) Tiende Algemeen Verslag, op. cit., blz.
131.
II) Een revaluatie van de DM met
2%
tegen-
over de Europese monetaire rekeneenheid
(ERE), 1% devaluatie van de Zweedse en
Noorse kroon
(3%
tegenover de DM) en
4%
devaluatie van de Deense kroon (6% tegen-
over de DM). De andere slangmunten be-
hielden hun spilkoers, waardoor ze in feite
met
2%
devalueerden tegenover de DM.
Bul/-EG, 10-1976, pt.
2203.
12) Pb,
nr.
L46, 20
februari
1975.

636

Boekc

ieuws

T. Huppes (ed.): Economics and sociology: towards an integration.
M. Nijhoff,
Leiden, 1976, 192 blz., f. 29.

Dit boek is de bundeling van een
aantal discussiestukken, die werden ge-
schreven ter gelegenheid van een gelijk-
namig symposium georganiseerd door
de economische faculteit van de RU Gro-

ningen. Bij deze discussiestukken is een
korte, door de redacteur geschreven in-

leiding gevoegd, alsmede een door de
Groningse socioloog Szirmai geschreven

impressie van het symposium. Aan het
boek ontbreekt een register; ook zou een

overzicht van de aangehaalde literatuur
per hoofdstuk niet hebben misstaan.

De aanleidirtg tot het symposium (en
tot het uitgeven van het boek) was,
volgens de redacteur, de bij vele eco-
nomen en sociologen heersende over-

tuiging, dat belangrijke hedendaagse

economische problemen, zoals inflatie en

werkloosheid enz. met de traditionele

neo-klassieke/ Keynesiaanse benadering

niet meer kunnen worden opgelost en dat
het daarom noodzakelijk wordt sociolo-gische variabelen als normen, instituties, macht, conflict en sociale verandering in

de verklaring te betrekken. De pro-
bleemstelling van het boek is feitelijk:

is voor economen en sociologen
een interdisciplinaire benadering van

de huidige maatschappelijke pro-
blemen noodzakelijk en zo ja, hoe kan
deze worden gerealiseerd?

In het eerste hoofdstuk benadert de Amerikaanse socioloog Smelser deze

vraagstelling vanuit de economisch-so-

cïologische invalshoek. Smelser defi-
nieert de economische sociologie als de

toepassing van de referentiekaders,
variabelen en verklarende modellen van

de sociologie op het complex van activi-
teiten, betrekking hebbende op de pro-
duktie, distributie, en consumptie van
schaarse goederen en diensten.
Daaruit volgt, dat de economische so-

cioloog zich enerzijds bezighoudt met

vragen over de verschillende waarden en
normen, die economische activiteiten
bepalen, anderzijds met vragen over de

relaties tussen sociologische variabelen,
zoals ze zich in hun niet-economische
context manifesteren. Smelser illus-

treert deze probleemgebieden zeer boei-

end. In de eerste plaats door enigevoor-
onderstellingen rondom het postulaat
van de economische rationaliteit te be-
lichten en in de tweede plaats te bespre-

ken wat voor niet-economische proces-

sen kunnen worden verwacht als langdu-
rige stagnatie of daling van het niveau

van economische activiteiten zou op-
treden. Smelser blijkt aan het eind van
zijn artikel niet erg optimistisch over
de toepassing van de inzichten van eco-
nomische sociologen op de economische

politiek. Daarvoor is hun informatie te
kwalitatief.
De institutionalisten zijn in dit boek

twee keer vertegenwoordigd, nl. door
Gruchy en Kapp. De eerste vergelijkt
in zijn artikel de ,,orthodoxe” en de

institutionele economie. Het blijkt, dat
Gruchy er nogal onorthodoxe opvat-

tingen op na houdt over wat orthodoxe

economen zijn, hij rekent er Boulding ook
toe.

Gruchy vindt, dat de orthodoxe eco-nomen maatschappelijke problemen te

veel vanuit het marktsysteem benaderen
en dat zij de invloed van technische
veranderingen op de economische struc-

tuur onderschatten. De institutionalisten

onderscheiden zich van de orthodoxen,
doordat ze in hun verklaring van het eco-

nomische systeem niet alleen de interne

werking van dat systeem bestuderen,
maar ook de invloed van het grotere

,,culturele” systeem op het economische
systeem en andersom. Gevolg van zo’n

benadering is, dat het onderscheid tussen

economische variabelen en niet-eco-

nomische variabelen minder relevant

wordt. Door de technische ontwikkeling
is, volgens Gruchy, het Westerse eco-
nomische systeem geleidelijk aan naar een drie-sector-economie gegroeid (de

overheid, de private-oligopolistische
sector en de private sector met een hoge
graad van concurrentie). Hoewel de in-

stitutionalisten geen aanhangers blijken
te zijn van het marxistisch determinisme,

geloven ze toch dat de technische ont-

wikkeling het Westerse systeem globaal
in een zodanige richting zal sturen, dat

de economische activiteiten op den duur
een toenemend collectief karakter zullen

krijgen. Daarom zal, aldus Gruchy, het
door de orthodoxe economen ge-

negeerde probleem van nationale en in-ternationale planning actueel worden.
Hoewel het artikel van de andere

institutionalist, Kapp, dat van Gruchy
op enige punten overlapt, is het toch zeer
lezenswaardig, met name omdat Kapp

aangeeft welk alternatief de institu-

Besluit

Wat de vergelijking tussen de praktijk

van het economisch beleid in de lidsta-

ten in 1976 en de vastgestelde richt-
snoeren betreft, kan algemeen worden gesteld dat er een nauwere aansluiting

is geweest dan in de voorbije jaren. Dit
heeft echter niet g
1
eid tot een grotere
convergentie van . economische ont-
wikkeling in de Gemeenschap, mede
ingevolge het feit dat de doeltreffend-

heid van de toegepaste maatregelen

sterk verschilde van land tot land.

Vooral op het gebied van het begro-
tingsbeleid werden de richtsnoeren gros-
so modo in acht genomen. Dat de Com-
missie bij het voorschrijven van de richt-
snoeren vooral nadruk op dit beleids-

aspect heeft gelegd, is hieraan niet

vreemd, evenals het feit dat de lidstaten
uit hoofde van hun interne economische
situatie hoe dan ook (vooral sinds maart
1976) 13) verplicht waren de begrotings-
tekorten te beperken. Trouwens, de re-
sultaten werden sterk in de hand gewerkt

door de conjuncturele opleving die tot een algemene en in sommige lidstaten aanzienlijke vertraging van het accres
van de overheidsuitgaven en een snellere

toeneming van de inkomsten heeft ge-

leid. Bovendien, niettegenstaande de
algemene daling van de budgettaire

tekorten in de Gemeenschap (met uit-
zondering van Nederland), is er slechts
van een wezenlijke daling sprake in

Duitsland, Frankrijk en Denemarken.

Weinig positief is dat vrijwel alle lid-

staten op een restrictief monetair beleid
moesten terugvallen, in tegenstelling

tot de communautair voorgeschreven
beleidslijnen. Veelal waren wisselkoers-

overwegingen hiervan de oorzaak. On-

rustwekkend in dit verband is dat in

bepaalde lidstaten de muntdepreciatie
een autonome infiatiebron is geworden.

Nogmaals – en dit wordt een oud

zeer in de Gemeenschap – hielden de

lidstaten zich niet aan de voorwaarden
van voorafgaand overleg. Dit geldt niet
alleen op monetair gebied (m.n. de aan-
passing van de spilkoersen die buiten

ieder communautair overleg werden

gehouden), maar ook op andere terrei-
nen van het economisch beleid. Laconiek
merkt de Commissie in dit verband

op dat in het beste geval er met betrek-
king tot de herstel- en stabilisatiepro-

gramma’s in sommige lidstaten hooguit

een uitwisseling van informatie is
geweest.

E. A.
Mangé

13) Tiende Algemeen Verslag, op. cit., blz.
131.

ESB 29-6-1977

637

Gelijk zoekt zijns gelijk.

Mogen we alstublieft? Want in welk blad bestaat er zon
onderlinge “gelijkheid” tussen lezer en adverteerder
als juist in het goede vaktijdschrift? Probeer maar eens
een campagne in dit
NOTU*tijdschrift.
Wedden dat
we gelijk hebben?

*
Nederlandse Organisatie van Tijdschrift-Uitgevers

tionalisten bezitten voor de bestaande

evenwichtsmodellen. Kapp stelt voor
het door Myrdal ontwikkelde principe

van ,,interlocking interdependencies
within a process of cumulative causa-
tion” verder te ontwikkelen. Myrdal

heeft dit principe toegepast in zijn inmid-

dels klassiek geworden
Asian drama.

Deze conceptie bezit twee belangrijke

eigenschappen. In de eerste plaats is

zij probleemgericht, dus wordt de be-

staande disciplinaire matrix genegeerd.

In de tweede plaats zit in het systeem,
in tegenstelling tot het neo-klassieke

model, geen evenwichtstendentie. Inte-

gendeel, een kleine verandering zal het

systeem cumulatief van zijn uitgangs-

situatie verwijderen.

Uiteindelijk doel van Myrdal en Kapp

is om op ieder probleemgebied een
verzameling van onderling samenhan-

gende, kwantitatieve vergelijkingen los

te laten, die de bewegingen en de interne

veranderingen van het systeem onder de

verschillende invloeden die erop werken,
volledig weergeven. Dat ligt echter voor-
lopig nog niet in het verschiet, aldus

Kapp. Hij pleit er vervolgens voor iedere
uitvoering van de hierboven geschetste

methode vooraf te laten gaan door

het formuleren van fundamentele en ex-

pliciete waarde-oordelen over mogelijke
en wenseljke toekomstige situaties. Deze

waarde-oordelen moeten operationeel

kunnen worden gemaakt en eerlijk ge-
zegd vraag ik me af of Kapps eigen
uitgangspunten: ,,bevrediging van de

menselijke basisbehoeften” of de ,,mini-
malisatie van menselijk lijden” wel aan dit

criterium voldoen.
Dat doet overigens niets af aan mijn

indruk dat de door de institutionalisten

gepropageerde methode van integratie

van de sociale wetenschappen, door alle
voor een bepaald probleemgebied rele-

vante kennis te gebruiken, de meeste

kans van slagen heeft. Ik moet dan ook

zeggen dat de door de redacteur van het

boek, Huppes, gesuggereerde methode

weinig zinvol lijkt. Huppes probeert

een koppeling aan te brengen tussen de

sociale ruiltheorie van Homans en Blau

en het neo-klassieke evenwichtsmodel.
Op deze poging tot integratie lijken mij

Kapps volgende woorden volledig van
toepassing.,, While this development

may be regarded by some as a move
in the direction of interdisciplinarity, it

carries with it the dangers of a new kind
of reductionism of social analysis to

neo-classicism” (blz. 78).

Huppes’ tweede bijdrage bestaat uit

een onderzoek naar het verband tussen
anomie (normloosheid) en inflatie. Hoe-

wel de hypothese over dit verband
zeer interessant is, wordt zij in het arti-

kel onvoldoende uitgewerkt. Voor kri-

tiek op de toetsing verwijs ik naar Szir-

mai’s verslag van het symposium (blz.
173 en 174).

Ten slotte dient Gadoureks bijdrage

over een eventuele convergentie tussen

de methodologieen van de sociologie en

economie te worden vermeld. Na een

boeiende uiteenzetting komt hij tot de

conclusie, dat er nauwelijks sprake is van
een convergentie, al worden er af en toe

wel onderzoektechnieken (zoals factor-
analyse en multiple-regressie-analyse)

uitgewisseld.
Hoewel de kwaliteit van de artikelen

in dit boek nogal uiteenloopt, moet

toch worden gesteld dat het boek veel
relevant materiaal aandraagt over de

verschillende mogelijkheden tot inte-
gratie van de sociale wetenschappen.

De noodzaak om tot een vorm van in-

tegratie te komen binnen de sociale

wetenschappen wordt door verschillende

auteurs van dit boek voldoende aange-

toond. Op de vraag welke methode van

integratie de voorkeur verdient, wordt geen duidelijk antwoord gegeven. Dat

was overigens ook niet de pretentie van
de samensteller, die slechts de interesse
voor het integratieprobleem heeft wil-

len opwekken. Het lijkt me dat het

boek daar geschikt voor is.

G.
J. Wijers

638