Loonmatiging schaadt productiviteitsontwikkeling wel

Loonmatiging schaadt productiviteitsontwikkeling wel
Aute ur(s ):
A. Kleinknecht en C.W.M. Naastepad (auteur)
De auteurs zijn werkzaam aan de Technische Universiteit Delft. Zij zijn Jos Jansen b ijzonder erkentelijk voor zijn zeer kritische lezing van een
eerdere versie van dit artikel, waardoor ze nog enkele fouten hebb en kunnen corrigeren. a.kleinknecht@tb m.tudelft.nl
Ve rs che ne n in:
ESB, 89e jaargang, nr. 4441, pagina 413, 3 september 2004 (datum)
Rubrie k :
reactie
Tre fw oord(e n):

Zowel theoretisch als empirisch kan worden beargumenteerd waarom een causaal verband loopt van loongroei naar
productiviteitsgroei. Dit artikel toont aan dat dit verband voor zestien van twintig industrielanden geldt.
Na 1982 is niet alleen de loongroei maar ook de arbeidsproductiviteitsgroei in Nederland sterker gedaald dan in de rest van Europa. Onze
stelling is dat de lage arbeidsproductiviteitsgroei voor een groot deel wordt veroorzaakt door de lage loongroei. dnb, ez, cpb (en Jansen)
beweren daarentegen dat de causaliteit loopt van productiviteitsgroei naar loongroei.
We zullen allereerst ingaan op Jansens theoretische argumentatie en daarna op zijn econometrische analyse. Ten slotte presenteren we
eigen econometrische resultaten op basis van de data gebruikt door Jos Jansen, die ons door hem ter beschikking zijn gesteld. Zijn
openheid hierin waarderen wij zeer.
Theorie
Jansen accepteert dat een toename van de reële loongroei op korte termijn resulteert in een verhoging van de arbeidsproductiviteitsgroei,
omdat “(…)bedrijven na een sterke loonstijging inderdaad proberen meer arbeidsbesparende technologieën uit te vinden” (Jansen,
esb, dit nummer). Echter, in zijn visie (à la nairu1)1 zal de resulterende hogere arbeidsbesparende technologische vooruitgang de
feitelijke werkloosheid verhogen tot boven de zogenaamde evenwichtswerkloosheid. De (te) hoge werkloosheid vermindert de macht van
de vakbonden waardoor de loongroei zal dalen. Dankzij de lagere arbeidskosten zullen de r&d-inspanningen zich weer meer richten op
besparingen op kapitaal in plaats van arbeid, waardoor de arbeidsproductiviteitsgroei weer zal afnemen. Op de lange termijn zal de
arbeidsproductiviteitsgroei dus niet significant veranderen als gevolg van een loongroeistijging. De centrale variabele in deze verklaring
is de evenwichtswerkloosheid.
Arbeidsproductiviteitsgroei en de nairu
Jansen veronderstelt dat het verschil tussen feitelijke en evenwichtswerkloosheid groter wordt als gevolg van een stijging van de reële
loongroei. Het concept evenwichtswerkloosheid is theoretisch en empirisch echter niet onomstreden (zie Galbraith 1997). Een belangrijk
bezwaar betreft de veronderstelling dat de evenwichtswerkloosheid niet wordt beïnvloed door technologische vooruitgang. Rowthorn
(1999) toont aan dat aan deze veronderstelling alleen wordt voldaan als de elasticiteit van substitutie tussen kapitaal en arbeid (s) gelijk
is aan 1. Als s < 1 dan zal een hoger tempo van arbeidsbesparende technologische vooruitgang leiden tot een hogere
evenwichtswerkloosheid. Voor Nederland is s ongeveer 0,3 (zie Naastepad en Kleinknecht, 2004). De verklaring is dat, voor s < 1, een
loonstijging niet volledig wordt gecompenseerd door hogere arbeidsbesparende technologische vooruitgang; de functionele
inkomensverdeling verandert ten gunste van de factor arbeid, hetgeen werkgevers niet accepteren. Werkgevers zullen gaan ‘staken’ door
hun productie te verlagen – om zodoende de marginale productiviteit op het niveau van het hogere loon te brengen – waardoor de
evenwichtswerkloosheid stijgt.
Jansens verklaring gaat voor Nederland dus niet op. Loonstijging leidt tot een hoger tempo van arbeidsbesparende technologische
vooruitgang. De feitelijke werkloosheid stijgt, maar de evenwichtswerkloosheid stijgt ook omdat s < 1. Dientengevolge zal de loongroei
ook niet zo sterk dalen als Jansen veronderstelt en blijven de r&d-inspanningen gericht op besparing van arbeid. De conclusie is dat ook in een model van evenwichtswerkloosheid – hogere loongroei wel degelijk kan leiden tot een toename van
arbeidsproductiviteitsgroei op de lange termijn.2
Vraageffecten
Loonmatiging remt de groei van de consumptievraag. Volgens voorstanders van loonmatiging zal de bbp-groei desondanks stijgen
omdat ondernemers – dankzij lagere kosten – zullen worden geconfronteerd met een hoger rendement op kapitaal, waardoor ze hun
investeringen zullen verhogen. Bovendien zouden de lagere loonkosten resulteren in een hogere export.
Net als Jansen kijken de voorstanders van loonmatiging echter alleen naar de kostenkant van de economie. Zij houden geen rekening
met de mogelijkheid dat een daling van het reële loon het rendement op kapitaal verlaagt via een daling van de geaggregeerde vraag en

de afzetmogelijkheden. Volgens recent onderzoek is dit een reële mogelijkheid, zelfs in een kleine, open economie zoals Nederland. Uit
onze berekeningen blijkt dat het negatieve effect van loonmatiging op de consumptie groter is dan het positieve effect ervan op de
investerings- en de uitvoervraag (Naastepad en Kleinknecht, 2004; zie ook Kleinknecht en Naastepad, 2002).3 Daardoor is het
Nederlandse bbp – ondanks een beduidend lagere loongroei dan in andere Europese landen – niet structureel sneller gegroeid dan in de
rest van Europa.
De door loonmatiging veroorzaakte daling van de afzetgroei verlaagt het tempo van technologische vooruitgang via tragere belichaamde
(embodied) technologische verandering en het geringer benutten van schaalvoordelen. Dit is het Verdoorneffect (zie tekstkader). De
Verdoorncoëfficiënt voor Nederland bedraagt 0,5 (zie Fase en Winder, 1999; Van Schaik, 2003; Naastepad en Kleinknecht, 2004). Dat wil
zeggen dat een daling van de groei van de geaggregeerde vraag en het nationale inkomen met 1 procentpunt de
arbeidsproductiviteitsgroei met 0,5 procentpunt verlaagt. Dankzij het Verdoorneffect heeft loonmatiging – via de daaruitvolgende daling
van de groei van de vraag en het nationale inkomen – een negatief effect op het tempo van technologische vooruitgang.
Het Verdoorneffect is slechts één manier waarop loonmatiging een daling van de productiviteitsgroei kan veroorzaken. In het tekstkader
bespreken we andere mechanismen.

Het effect van reële loongroei op de productiviteitsgroei
Er bestaat omvangrijke macro-economische literatuur waarin loongroei als onafhankelijke variabele de groei van de
arbeidsproductiviteit bepaalt. Hieronder worden de meest gangbare mechanismen beschreven.

Neoklassieke substitutie
Een daling in de prijs van arbeid ten opzichte van de prijs van kapitaal verlaagt de kapitaalintensiteit van de productie en
daardoor de arbeidsproductiviteit. Het belang van dit effect wordt ook door het cpb en dnb onderkend (zie bijvoorbeeld dnb,
2003, blz. 48).

Veroudering van de kapitaalgoederenvoorraad
Dankzij loonmatiging blijven reeds geïnstalleerde machines langer winstgevend, waardoor ze minder snel worden vervangen
door nieuwe, productievere versies. Dit negatieve effect van loonmatiging op de arbeidsproductiviteitsgroei
– bekend als het jaargangen- (of vintage-)effect – trad tot voor kort op in de modellen van het cpb, waarin de aanbodkant van de
Nederlandse economie werd beschreven in termen van een jaargangenmodel. Schattingen van Wolff (1991) tonen aan dat het
jaargangeneffect een aanzienlijk deel van de daling van de productiviteitgroei in de industrielanden verklaart.

Induced technological change
In reactie op loonmatiging richten bedrijven hun inspanningen meer op de ontwikkeling van kapitaalbesparende technologieën
en minder op arbeidsbesparende technologieën. Hierdoor wordt de groei van de arbeidsproductiviteit geremd. Recente
formuleringen van dit reeds door Hicks in 1932 geformuleerde mechanisme zijn Funk (2002) en het endogene groeimodel van
Foley en Michl (1999).

Verdoorneffect
Loonmatiging vertraagt de groei van de geaggregeerde vraag en van het bbp. Dit heeft een negatieve invloed op investeringen
en daardoor op de technologische vooruitgang en de arbeidsproductiviteitsgroei. Empirisch bewijs voor het bestaan van een
Verdoorneffect voor de Nederlandse economie is geleverd door Fase en Winder (1999) met data uit de periode 1956-1993. Ook
Naastepad en Kleinknecht (2004) vinden een statistisch significant Verdoorneffect voor Nederland in de periode 1970-1997.

Creatieve destructie
Loonmatiging beschermt technologisch achterblijvende ondernemingen en verlaagt hun kans om in het proces van ‘creatieve
vernietiging’ te worden weggeconcurreerd. Het resultaat is een verlies aan innovatieve dynamiek op langere termijn.

Aanbodeffecten
Dankzij loonmatiging blijven oude jaargangen van kapitaalgoederen langer winstgevend en worden ze minder snel vervangen door
nieuwe, productievere machines. Zodoende veroudert de kapitaalgoederenvoorraad.
Volgens Jansen is bovenstaande redenering discutabel (zie dnb, 2003). Hij beargumenteert dat de kapitaalgoederenvoorraad alleen
veroudert wanneer de loonmatiging tijdelijk en ongeloofwaardig is: “Als bedrijven denken dat de loonmatiging een tijdelijke zaak is,
zullen ze alleen profiteren van het feit dat oude machines langer winstgevend blijven en geen nieuwe projecten starten. De
kapitaalgoederenvoorraad zal daardoor verouderen.” Als de loonmatiging daarentegen permanent is en geloofwaardig, zal de
kapitaalgoederenvoorraad verjongen. Ondernemers die door een loondaling worden geconfronteerd met een hoger dan voorzien
rendement op hun reeds geïnstalleerde kapitaal zullen nieuwe investeringsprojecten starten tot het moment waarop de lonen weer

voldoende zijn gestegen.
Zelfs in geval van een permanente, geloofwaardige loonmatiging is het volgens Jansen onduidelijk wat er gaat gebeuren met de
arbeidsproductiviteit: “Er komen in ieder geval meer nieuwe projecten zodat de werkgelegenheid toeneemt. De kapitaalintensiteit van
de productie zou echter kunnen afnemen, waardoor de arbeidsproductiviteit lager kan uitvallen” (dnb 2003, romeins toegevoegd). Een
permanente, geloofwaardige loonmatiging zou dus leiden tot een verjonging van de kapitaalgoederenvoorraad. Deze verjonging hoeft
echter niet automatisch te leiden tot een stijging van de arbeidsproductiviteitsgroei, want loonmatiging bevordert ook de substitutie van
kapitaal door arbeid, waardoor de productiviteitsgroei kan dalen.
Deze uitleg is om twee redenen interessant. Ten eerste, tijdelijke, niet-geloofwaardige loonmatiging veroorzaakt (via het
jaargangeneffect) een veroudering van de kapitaalgoederenvoorraad en daardoor een daling van de arbeidsproductiviteitsgroei. Ten
tweede, permanente, geloofwaardige loonmatiging kan de arbeidsproductiviteitsgroei ook doen afnemen via een daling van de
kapitaalintensiteit (ofwel substitutie). Jansen is het dus eens met één van de door ons verdedigde mechanismen via welke loonmatiging
de arbeidsproductiviteitsgroei vertraagt (namelijk substitutie), maar verwerpt in geval van een permanente loonmatiging het bestaan van
het jaargangeneffect.
Nederlands loonmatigingsbeleid
De Nederlandse loonmatiging vanaf 1982 kan als permanent en geloofwaardig worden gekenschetst. De daling van de reële loongroei in
Nederland is langdurig en aanzienlijk groter dan die in andere oecd-landen. Volgens Jansen zou dit niet kunnen resulteren in een
verouderde kapitaalgoederenvoorraad. De realiteit is anders.
Ten eerste daalde de gemiddelde leeftijd van de Nederlandse kapitaalgoederenvoorraad tussen 1950 en 1980 – een periode van hoge
loongroei – maar nam deze leeftijd sterk toe in de loonmatigingsperiode tussen 1984 en 2000. Er bestaat een statistisch significant negatief
verband tussen de groei van de Nederlandse reële lonen (als onafhankelijke variabele) en de (jaarlijkse) toename van de gemiddelde
leeftijd van de kapitaalgoederenvoorraad (zie Naastepad en Kleinknecht, 2004).
Ten tweede kan ongeveer negentien procent van de daling van de groei van de Nederlandse arbeidsproductiviteit tussen 1970-1980 en
1984-2000 worden toegeschreven aan de – door loonmatiging veroorzaakte – veroudering van de kapitaalgoederenvoorraad ofwel het
jaargangeneffect (Naastepad en Kleinknecht, 2004).
Ten slotte heeft de loonmatiging in Nederland – zoals Jansen vermoedde – inderdaad geleid tot een afname van de groei van de
kapitaalintensiteit (uitgedrukt als kapitaal per gewerkt uur): van 1,9 procent per jaar gedurende 1970 en 1980 tot slechts 0,3 procent per
jaar gedurende de periode 1984-2000. Volgens onze schattingen kan maar liefst 68 procent van de daling van de Nederlandse
productiviteitsgroei na 1984 worden toegeschreven aan de door loonmatiging veroorzaakte daling van de groeivoet van de
kapitaalintensiteit (Naastepad en Kleinknecht, 2004).
Deze resultaten leiden tot twee conclusies. Ten eerste heeft Jansen ongelijk als hij stelt dat (permanente) loonmatiging niet tot
veroudering van de kapitaalgoederenvoorraad kan leiden. Het Nederlandse machinepark is na 1982 sterk verouderd en er is statistisch
bewijs dat loonmatiging hier aan heeft bijgedragen. In de tweede plaats heeft Jansen gelijk als hij stelt dat loonmatiging de
kapitaalintensiteit doet dalen en daardoor de arbeidsproductiviteitsgroei verlaagt. Dit is in Nederland gebeurd. Direct (via de
kapitaalintensiteit) en indirect (via de leeftijd van de kapitaalgoederenvoorraad) is het Nederlandse loonmatigingsbeleid verantwoordelijk
voor ongeveer 87 procent van de daling van de groei van de arbeidsproductiviteit tussen 1970-1980 en 1984-2000 (Naastepad en
Kleinknecht 2004).
Econometrische tekortkomingen
Jansen stelt dat er op de lange termijn een één-op-één-verband bestaat tussen de groei van de reële lonen en de groei van de
arbeidsproductiviteit. Deze stelling is gebaseerd op een cross-country-regressie, waarin voor ieder land het verband wordt bekeken
tussen de gemiddelde arbeidsproductiviteitsgroei tussen 1978 en 2002 en de gemiddelde loongroei in diezelfde periode. De gevonden
correlatie laat zien dat, gemiddeld over een langere periode, landen met een hoge loongroei ook een hoge productiviteitsgroei hebben en
omgekeerd. De vraag is: veroorzaakt de lage (hoge) loongroei de lage (hoge) productiviteitsgroei of loopt de causaliteit van
productiviteit naar lonen?
Om die vraag te beantwoorden schat Jansen regressievergelijking (1). Jansen verwacht dat ba gelijk is aan 0. De loonschokvariabele LSi
wordt gedefinieerd als het verschil tussen de gemiddelde reële loongroei, Wi en de gemiddelde arbeidsproductiviteitsgroei Ai in de
betreffende zesjaarsperiode in land i. Iedere afwijking tussen Wi en Ai uit zich in een verandering in de arbeidsinkomensquote (aiq). Het
gebruik van deze loonschokvariabele is echter alleen zinvol als er statistisch significante afwijkingen bestaan tussen Wi en Ai . Volgens
Jansen zelf bestaat een dergelijk verschil, statistisch gezien, over 24 jaar niet, maar hij neemt aan dat het over zesjaarsperioden wel
bestaat.
We onderzoeken daarom of er verschil bestaat tussen de gemiddelde reële loongroei4 Wi en de gemiddelde arbeidsproductiviteitsgroei
Ai per land per zesjaarsperiode. We testen dus voor twintig landen vier perioden van zes jaar. Dit levert in totaal tachtig combinaties op
van Wi en Ai. Zoals blijkt uit tabel 1 bestaat er – op een betrouwbaarheidsniveau van tien procent – slechts in vier gevallen een
significant verschil tussen loongroei en productiviteitsgroei. In 95 procent van de gevallen bestaat er geen verschil tussen reële
loongroei en arbeidsproductiviteitsgroei. Vanwege het nauwe verband tussen loongroei en productiviteitsgroei bestaat er dus ook voor
een zesjaarsperiode nauwelijks verschil tussen beide. De loonschokken die Jansen veronderstelt, bestaan dus nauwelijks tot niet.

Tabel 1. Verschillen tussen (zesjaarsgemiddelden van) reële loongroei en arbeidsproductiviteitsgroei voor twintig
industrielanden, t- waardena
periode

’78-’84

’84-’90

’90-’96

’96-’02

’78-’02

periode
Australië
België
Canada
Denemarken
Duitsland
Finland
Frankrijk
Griekenland
Ierland
Italië
Japan
Nederland
Noorwegen
Oostenrijk
Portugal
Spanje
vk
vs
Zweden
Zwitserland

’78-’84

’84-’90

’90-’96

’96-’02

’78-’02

-0,61
-0,54
-0,66
-0,05
-0,22
-0,21
0,16
0,52
0,19
-0,97
0,15
-1,27
-2,62
-0,62
-1,08
-0,81
-1,11
-0,45
-1,34
0,71

-0,49
-1,53
0,75
1,05
-0,34
0,86
-2,13
0,38
-1,33
-0,96
-1,54
-0,38
0,69
-0,01
-1,13
0,61
0,28
0,24
1,09
0,91

-0,10
-0,05
-0,85
-0,65
0,19
-1,24
-0,22
-0,76
-0,56
-1,52
1,28
-0,59
-1,33
-0,02
-0,03
-0,01
-1,40
-0,71
-0,87
0,44

-0,53
0,27
0,44
0,46
-0,46
-0,32
0,90
0,59
-2,41
-0,53
0,04
0,31
0,20
-0,35
0,48
0,12
2,03
0,43
1,06
0,68

-0,87
-0,65
-0,44
0,30
-0,26
-0,68
-0,38
0,21
-1,50
-1,92
-0,15
-0,94
-0,56
-0,57
-0,88
-0,14
-0,63
-0,23
-0,31
1,39

a De t-waarden geven aan of het verschil tussen loongroei en
productiviteitsgroei statistisch significant van nul afwijkt.
Kritieke t-waarden:
vrijheidsgraden = 5 vrijheidsgraden = 23
10% 2.015 1.714
5% 2.571 2.069
Bron: eigen berekeningen op basis van gegevens van Jansen.

Dit heeft gevolgen voor de regressieanalyse van Jansen. De verklarende variabele in vergelijking (1), de loonschokvariabele LSi, is
statistisch gezien gelijk aan 0. Wanneer LSi desondanks als verklarende variabele wordt opgenomen is de kans dat men een significant
effect vindt klein, vanwege de geringe variantie van LSi. Het is dan ook niet verbazend dat Jansen geen significant effect vindt van
loonschokken op arbeidsproductiviteitsgroei.
Jansen neemt de arbeidsinkomensquote (aiq) op als verklarende variabele. Volgens ons is het juist de aiq zelf – ofwel de nauwe relatie
tussen loongroei en productiviteitsgroei die ervoor zorgt dat de aiq op de middellange tot lange termijn vrijwel constant is – die moet
worden verklaard. Daarom moeten we onderzoeken hoe de ene component van de aiq (de reële loongroei) de andere component (de
productiviteitsgroei) beïnvloedt.
Vertraging arbeidsproductiviteitsgroei
We schatten het effect van de reële loongroei op de arbeidsproductiviteitsgroei. De richting van de causaliteit (van loon- naar
productiviteitsgroei) wordt getest door de veronderstelde vertraging waarmee loongroei doorwerkt op productiviteitsgroei. Om zo dicht
mogelijk bij Jansens analyse te blijven beginnen we met een cross-country-analyse, hoewel een dergelijke analyse beperkingen heeft.
Met name vanwege verschillen tussen landen in financieel-economische instituties en kapitaal-arbeid-verhoudingen hoeft het verband
tussen loongroei en productiviteitsgroei niet overal gelijk te zijn. Ook nemen we in eerste instantie, net zoals Jansen, als vertraging zes
jaar, hoewel ons niet duidelijk is waarom de vertraging zo lang zou moeten zijn. Het lijkt ons aannemelijk dat de effecten van een
(geloofwaardige, permanente) verandering in loongroei zich al op kortere termijn laten gelden.
We schatten onze vergelijking (2) op basis van Jansens cross-country-dataset. De nulhypothese is dat b = 0. De alternatieve hypothese
is b > 0, ofwel landen met een bovengemiddelde reële loongroei in de zesjaarsperiode t zullen een bovengemiddelde productiviteitsgroei
laten zien in de daaropvolgende zesjaarsperiode t+1. Onze schattingsresultaten (in tabel 2) leveren enige, maar geen algemene steun
voor een effect van loongroei op productiviteitsgroei over een periode van zes jaar. Voor de groep van twintig landen vinden we
weliswaar een statistisch significant effect van loongroei in de periode 1978-1984 op de productiviteitsgroei in de periode 1984-1990, maar
het effect van de loongroei in 1984-1990 op de productiviteitsgroei in 1990-1996 en van loongroei in 1990-1996 op de productiviteitsgroei
in 1996-2002 is niet significant voor de groep als geheel. In deze laatste twee gevallen vinden we wel een significant positief effect
wanneer we de groep beperken tot zeventien landen (zie uitleg bij Tabel 2).

Tabel 2. Effect van reële loongroei op arbeidsproductiviteitsgroei in twintig industrielanden
periode van
periode van
coëfficiënt
reële loongroei arbeidsproduc- loongroei
tiviteitsgroei

1978-2002
1978-1984
1984-1990
1990-1996

1978-2002
1984-1990
1990-1996
1996-2002

+1,05
+0,32
+0,35
+0,52

vrijheidsgraden t-waarde

18
18
15
15

a De derde vergelijking in deze tabel is geschat voor zeventien industrielanden.

6,94
1,99
2,15
1,91

R

0,71
0,13
0,18
0,14

F

48,20
3,94
4,62
3,65

Het patroon van loongroei (1984-1990) en productiviteitsgroei (1990-1996) in
Ierland, Portugal, Zwitserland week dusdanig sterk af van de rest van de groep,
dat deze landen bij deze regressie uit de steekproef zijn verwijderd.
b De laatste vergelijking in deze tabel is eveneens geschat voor zeventien
industrielanden. Het patroon van loongroei (1990-1996) en productiviteitsgroei
(1996-2002) in Duitsland, Griekenland en Spanje week dusdanig sterk af van de
rest van de groep, dat deze landen bij deze regressie zijn weggelaten.
In een uitgebreider model hadden we voor deze landen dummy-variabelen kunnen
opnemen die corrigeren voor landspecifieke omstandigheden, zoals bijvoorbeeld
het effect van de eenwording in Duitsland.
c Kritieke t-waarden (eenzijdig):
vrijheidsgraden = 15 vrijheidsgraden = 18
10% 1.341 1.330
5% 1.753 1.734
1% 2.602 2.552

Regressievergelijkingen en variabelendefinities
DAi = constante + ba LSi (1)
waarbij
DAi verandering van de gemiddelde arbeidsproductiviteitsgroei in een zesjaarsperiode (ten opzichte van de voorgaande
zesjaarsperiode) in land i
LSi loonschok (het verschil van de reële loongroei en de arbeidsproductiviteitsgroei)
DAi,t+1 = constante + b DWi,t (2)
waarbij
DAi,t+1verschil tussen de groei van de arbeidsproductiviteit in land i en de gemiddelde arbeidsproductiviteitsgroei in alle twintig
landen in de zesjaarsperiode t+1
DWi,tverschil tussen de reële loongroei in land i en de gemiddelde reële loongroei in alle twintig landen in de zesjaarsperiode t
Ai,t+1 = c + gA DWi + JAg i,t+1 gA, JA = 0; H1: gA, JA > 0 Ai,t+1 = c + gB Wi,t + JBg i,t+1 H0: gB, JB = 0; H1: gB, JB > 0
(4)
waarbij
Ai,t+1groei van de arbeidsproductiviteit in land i in jaar t+1
DWi verandering in de reële loongroei in land i in jaar t+1 ten opzichte van jaar t
Wi,t reële loongroei in land i in jaar t (een jaar vertraagd)
Y i,t+1groei van het reële bbp in land i in jaar t+1

Er bestaat dus enige empirische steun voor een causaal verband tussen loongroei en productiviteitsgroei met een zesjaarsvertraging.
Voor het merendeel van de landen geldt dat een bovengemiddelde reële loongroei in de eerste periode wordt gevolgd door een
bovengemiddelde productiviteitsgroei in de volgende periode. De elasticiteit van de productiviteitsgroei met betrekking tot de loongroei
is ongeveer 0,4. Echter, dit effect is deels landspecifiek. Vanwege institutionele verschillen tussen landen lijkt het ons relevanter het
verband tussen loongroei en productiviteitsgroei per land en over de tijd te bekijken. We doen daarom een tijdreeksanalyse van het
effect van reële loongroei op de arbeidsproductiviteitsgroei per land.
Volgens ons theoretische kader loopt het effect van loongroei onder meer via het Verdoorn- en het jaargangeneffect. Per land schatten
we vergelijkingen (3) en (4) voor de periode 1978-2002. In deze vergelijkingen hebben we het Verdoorneffect expliciet opgenomen, maar
het jaargangeneffect helaas niet.5 We experimenteerden met verschillende vertragingen. De resultaten bevestigen ons vermoeden dat de
effecten van loonmatiging zich al op korte termijn voordoen.
De meest significante resultaten zijn samengevat in tabel 3. Voor zestien van de twintig industrielanden leveren de schattingsresultaten

empirische steun voor onze hypothese. De gevonden gA en gB zijn positief en statistisch significant verschillend van 0. Dit betekent dat
loonmatiging de productiviteitsgroei al op korte termijn vertraagt.6 Voor Nederland bedraagt de elasticiteit van de arbeidsproductiviteit
met betrekking tot het reële loon ongeveer 0,4. Dit schattingsresultaat ligt tussen de door het cpb gevonden waarde van 0,35 (zie Broer,
Draper en Huizinga 2000) en de door dnb voor de industriesector gevonden waarde van 0,54 (zie Fase en Winder 1999).

Tabel 3. Effect van een verandering in de groeivoet van het reële loon op de groei van de arbeidsproductiviteit in twintig
industrielanden, 1978-2002a,b
land

Australië
België
Canada
Denemarken
Duitsland
Finland
Frankrijk
Griekenland
Ierland
Italië
Japan
Nederland
Noorwegen
Oostenrijk
Portugal
Spanje
vk
vs
Zweden
Zwitserland

vergelijking

loon

4
4
3

Y(i,t+1)

R2

+0,38 (2,27) +0,39 (2,21)
0,19
+0,29 (1,73) +0,51 (1,94)
0,14
+0,24 (2,89) +0,14 (1,40)
0,28
3 +0,25 (2,25) +0,30 (1,39)
0,28
3,7
3 +0,38 (5,90) +0,48 (2,65)
0,70
25,8
3 -0,06 (0,33) +0,09 (0,72)
0,00
3 +0,39 (2,44) +0,39 (1,86)
0,20
3 +0,15 (1,76) +1,04 (6,03)
0,66
21,5
4 +0,18 (1,26) +0,37 (3,22)
0,28
5,2
3 +0,21 (2,26) +0,65 (2,45)
0,30
3 +0,53 (4,76) +0,38 (4,62)
0,76
3 +0,42 (4,02) +0,65 (2,50)
0,45
9,6
4 +0,02 (0,29) +0,59 (3,20)
0,28
5,1
3 +0,44 (13,44) +0,66 (4,79)
0,90
97,3
3 +0,32 (2,05) +0,44 (1,74)
0,30
5,5
4 +0,43 (2,35) -0,54 (2,35)
0,39
3 +0,30 (3,15) +0,14 (0,64)
3 +0,28 (2,22) +0,13 (1,72)
0,30
5,4
3 +0,07 (0,78) +0,15 (1,30)
0,04
1,4
3 +0,23 (3,39) +0,76 (6,41)
0,78
38,3

F

DW

3,6
1,97
2,7
1,84
5,0
1,69
1,96
1,84
0,6
2,13
3,6
1,97
1,85
1,87
5,5
1,99
34,7 1,65
1,66
1,83
1,87
2,04
7,6
1,75
2,21
1,59
1,87
1,87

a De t-waarden staan tussen haakjes naast de betreffende coëfficiënt.
Kritieke t-waarden (vrijheidsgraden = 19):
eenzijdig
10% 1.328
5% 1.729
1% 2.539
b De vergelijkingen zijn geschat met ols voor Australië, België en Ierland;
met ml ar(1/2) voor het vk; en met de Cochrane-Orcutt methode ar(1)
voor de overige landen.

Conclusie
In het bovenstaande hebben wij beargumenteerd waarom er een causaal verband loopt van loongroei naar arbeidsproductiviteitgroei. Dit
verband loopt via vraageffecten, substitutie, induced technological change, jaargangeneffecten en creatieve destructie. Het
voortdurende loonmatigingsbeleid heeft onze productiviteitsgroei geremd. Hierdoor is de Nederlandse economie structureel verzwakt:
gedurende de periode van loonmatiging is ons internationale marktaandeel afgenomen (zie Kleinknecht en Naastepad, 2002). Een groot
deel van de in de jaren tachtig en negentig gecreëerde extra werkgelegenheid berust niet op extra economische groei, maar op het
oplopen van moderniseringsachterstanden en is uiterst fragiel. Hoe ernstig die structurele verzwakking is, blijkt duidelijk nu de dalende
conjunctuur Nederland veel harder treft dan andere Europese landen.
Om de productiviteitsgroei in Nederland weer op peil te brengen is een proces van creatieve destructie nodig, waarbij zwakke,
technologisch achterblijvende bedrijven plaatsmaken voor sterke, innovatieve bedrijven. Algemeen bindend verklaarde loonkostendruk
is hierbij essentieel. De sterke, innovatieve bedrijven in Nederland hebben loonmatiging niet nodig. De roep om loonmatiging komt van
de technologische achterlopers. Loonmatiging is dan ook een subsidie die hen helpt te overleven. Onze bevindingen zijn uiteraard geen
vrijbrief voor exorbitante looneisen. Echter, het proces van creatieve destructie zal niet voldoende van de grond komen bij een
voortduren van het loonmatigingsbeleid.
Over de werkgelegenheidsgevolgen van een hogere productiviteitsgroei hoeven we ons geen zorgen te maken. Ten eerste kan een
hogere algehele innovativiteit meer consumptieve-, export-, en investeringsvraag creëren. Ten tweede is het doel van economisch
handelen niet hard en lang werken, maar het creëren van een zo hoog mogelijke toegevoegde waarde. Als wij dat kunnen met minder
werk, verhogen we daarmee onze welvaart. Het werkelijke probleem is een eerlijke verdeling van de beschikbare hoeveelheid vrije tijd.
Daartoe kunnen vakbonden toekomstige productiviteitsverbeteringen deels benutten voor collectieve arbeidstijdverkorting.
Alfred Kleinknecht en Ro Naastepad
Literatuur
cpb (1997) jade: a model for the Joint Analysis of Dynamics and Equilibrium. Working Paper No. 99, Den Haag.
Broer, D.P., Draper, D.A.G. & Huizinga, F.H. (2000) The equilibrium rate of unemployment in the Netherlands. De Economist 148 (3) 345?
371.

dnb (2003) Leidt loonmatiging tot een lagere groei van de arbeidsproductiviteit op de langere termijn? dnb/Kwartaalbericht, december,
43?52.
Fase, M.M.G. & Winder, C.C.A. (1999) Baumol’s Law and Verdoorn’s Regularity. De Economist 147 (3) 277-291.
Foley, D. K. & Mitchl, T.R. (1999) Growth and Distribution. Harvard University Press, Cambridge ma.
Funk, P. (2002) Induced innovation revisited. Economica 69 (273) 155?171.
Galbraith, J. K. (1997) Time to ditch the nairu. Journal of Economic Perspectives 11 (1) 93-108.
Naastepad, C.W.M. & Kleinknecht, A. (2002) Is loonmatiging goed voor de export? esb, 6 september 2002, 624-626.
Naastepad, C.W.M. & Kleinknecht, A. (2004) The Dutch productivity slowdown: the culprit at last. Structural Change and Economic
Dynamics, 15 (2) 137-163.
Rowthorn, R. (1999) Unemployment, wage bargaining and capital?labour substitution. Cambridge Journal of Economics 23 (4) 413-425.
Schaik van, T. (2003) De Wetten van Fabrikant. Tijdschrift voor Politieke
Ekonomie 24 (3) 75-86.
Wolff, E.N. (1991) Capital formation and productivity convergence over the long term. American Economic Review 81 (3) 565-579.

1 Nairu staat voor een niveau van werkloosheid waarbij de bestaande verdeling van het nationale inkomen over lonen en winsten door
geen van de sociale partners wordt bestreden en het prijspeil niet stijgt.
2 Dat hogere arbeidsproductiviteitsgroei gepaard gaat met hogere evenwichtswerkloosheid, zoals in de theorie van de nairu, bestrijden
wij overigens (zie onze conclusies).
3 Ook volgens schattingen van het jade-model van het cpb resulteert een stijging van het loon met één procentpunt per saldo in een
toename van het nationale inkomen (met ongeveer 0,3 procentpunt; zie cpb, 1997).
4 Wij definiëren het reële loon als het nominale loon (per gewerkt uur) gedeeld door de bbp-deflator, en niet zoals Jansen, de CPI. Onze
definitie is de voor bedrijven/werkgevers relevante definitie.
5 In Naastepad en Kleinknecht (2004) is het jaargangeneffect wel opgenomen van Nederland. Wij werken op dit moment aan een
uitbreiding tot een volledig model voor de oeso-landen.
6 Waarom dit niet opgaat voor Finland, Ierland, Noorwegen en Zweden is voer voor nader onderzoek.

Copyright © 2004 – 2005 Economisch Statistische Berichten (www.economie.nl)