Media in beweging (III)

Media in beweging (III)
De concurrentie tussen televisiereclame en persreclame
De hoeveelheid STER-reclame op de Nederlandse televisie is na een lange periode waarin
geen uitbreiding plaatsvond, in de jaren 1985-1989 sterk uitgebreid. Bovendien is er sinds
oktober van dit jaar Nederlandstalige comrnerciele omroep. De vraag of etherreclame een
negatieve invloed heeft op de advertentie-inkomsten van dagbladen en tijdschriften is
daardoor weer in de belangstelling komen te staan. De auteurs komen in dit artikel tot de
conclusie dat televisiereclame vooral concurreert met reclame in damesbladen. Schade
van de recente STER-uitbreidingen op de reclame-inkomsten van dagbladen is bij de op
dit moment beschikbare gegevens moeilijk aantoonbaar.

DRS. K.J. ALSEM – PROF. DR. P.S.H. LEEFLANG PROF. DR. J.C. REUYL*
De mogelijke gevolgen van wijzigingen in hetconcurrentiepatroon tussen media door minder stringente beperkingen op etherreclame zijn onderwerp van onderzoek geweest in een aantal recente studies1. Het zou te ver voeren
om in het kader van dit artikel uitvoerig stil te staan bij de
uitkomsten van de verschillende onderzoeken. Wij beperken ons daarom tot het weergeven van eigen bevindingen,
die zijn gebaseerd op een omvangrijk onderzoek dat wij in
opdracht van het Bedrijfsfonds voor de Pers hebben uitgevoerd2. Daarna zullen wij een moment stil staan bij een
aantal aanvullingen die Driehuis onlangs heeft gegeven bij
zijn media-onderzoek van 19873. Vervolgens zullen wij
stilstaan bij de vraag wat op grond van onze onderzoeksresultaten kan worden gezegd over de mogelijke effecten
van de commerciele zenders TV10 en Veronique op de
reclamebestedingen in andere media. Ten slotte gaan we
in op de implicaties voor het mediabeleid van de overheid
waarbij we met name aandacht schenken aan de STERcompensatieregeling.

De modelspeciiicatie_______________
De te onderzoeken probleemstelling is welke factoren
bepalend zijn voor de advertentie-inkomsten van dagbladen
en tijdschriften en welke rol de etherreclame daarbij speelt.
Wij benaderen deze probleemstelling door een econometrische, modelmatige analyse. Als te verklaren variabelen kiezen we de procentuele veranderingen in de reclamevolumes
voor merkartikelen en -diensten in respectievelijk dagbladen
en tijdschriften. De dagbladen betreffen zowel landelijke als
regionale dagbladen. De tijdschriften betreffen de door het
Bureau voor BudgettenControle (BBC) gemeten familiebladen (Nieuwe Revu, Panorama en Televizier), damesbladen
(Libelle, Margriet en Viva) en omroepbladen (alle)5.
Gezien de probleemstelling van het onderzoek – het
verkrijgen van inzicht in mogelijke verschuivingen in de
reclamebestedingen op het niveau van mediumtypen – is

1080

in beginsel gekozen voor een analyse waarbij op geaggregeerd niveau, dat wil zeggen ‘opgeteld’ over produktgroepen (zoals voeding, banken enzovoort) en mediumgroepen
(zoals dames- en familiebladen), het reclamevolume in
dagbladen respectievelijk tijdschriften wordt verklaard.
Aangezien het zeer wel mogelijk is dat de ontwikkelingen
per produktgroep of mediumgroep verschillen, kan in principe alleen tot een geaggregeerde analyse worden besloten
indien vooraf getoetst is of er per produkt- of mediumgroep
significante verschillen bestaan in de veronderstelde relatie.
De aggregatietoets is zowel bij modelspecificatie voor dagbladen als bij tijdschriften uitgevoerd. Bij dagbladen is aggregatie over produktgroepen toegestaan. Bij tijdschriften bestaan er verschillen tussen mediumgroepen6.

* De auteurs zijn verbonden aan de sectie Marktkunde en Marktonderzoek van de Economische Faculteit van de Rijksuniversiteit
Groningen.
1. Zie W. Driehuis, De uitbreiding van etherreclame en de financiele gevolgen voor de persmedia, 1987-1990, Rapport 8701,
Amersfoort, 1987; W. Driehuis, De concurrentieverhouding tussen
persmedia en STER, Amsterdam, 1989; Wetenschappelijk Advies
College van het Bureau voor Toetsing van Media Onderzoek
(WAC), Kanttekeningen bij het rapport van Prof. Dr. W. Driehuis
“De uitbreiding van etherreclame en de financiele gevolgen voor
de persmedia, 1987-1990″, 1987; J.C. van Ours, TV-reclame:
nadelig voor de pers?, ESB, 1 juli 1987, biz. 620-623.
2. Zie K.J. Alsem, P.S.H. Leeflang en J.C. Reuyl, Concurrentieverhoudingen op de advertentiemarkt. Deel 1: een beschrijvende
analyse, Onderzoeksmemorandum nr. 275, Instituut voor Economised Onderzoek, Rijksuniversiteit Groningen, 1988; K.J. Alsem,
P.S.H. Leeflang en J.C. Reuyl, Concurrentieverhoudingen opde
advertentiemarkt, Deel 2: een verklarende analyse, Onderzoeksmemorandum nr. 307, Instituut voor Economisch Onderzoek,
Rijksuniversiteit Groningen, 1989a.
3. Zie W. Driehuis, op.cit., 1989.
4. Zie tevens K.J. Alsem, P.S.H. Leeflang, J.C. Reuyl (1986b),
Media in beweging (II) de advertentiemarkt, ESB, 25 oktober 1989,
biz. 1047-1050.
5. De door het BBC onderscheiden groep ‘overige tijdschriften’
laten wij weg, omdat deze groep steeds groter wordt vanwege
uitbreidingen in het aantal gemeten titels.
6. Zie Alsem, Leeflang, Reuyl, op.cit., 1989a, biz. 55 e.v.

De mogelijke verklarende variabelen zijn de procentuele
veranderingen in:
– het investeringsvolume van bedrijven (als benadering
voor de conjunctuur);
– de reele peilprijs (het voor inflatie gecorrigeerde advertentietarief gedeeld door de betaalde oplage);
– de oplage;
– bij dagbladen: het reclamevolume of de peilprijs van
tijdschriften; bij tijdschriften: het reclamevolume of de
peilprijs van dagbladen;
– het reclamevolume in huis-aan-huis- en nieuwsbladen
(alleen bij dagbladen);
– het aantal uitgezonden STER-televisieseconden;
– de reele gemiddelde STER-secondenprijs;
– het aantal uitgezonden STER-radioseconden;
– het volume buitenreclame;
– het volume rechtstreekse reclame.
De verklarende variabelen kunnen ofwel in hetzelfde
jaar ofwel na een jaar van invloed zijn. De variabelen
investeringsvolume en STER-seconden kunnen ook een
half jaar vertraagd in de specificaties voorkomen7.
Doordat alle variabelen luiden in procentuele veranderingen, kunnen de geschatte parameters worden opgevat
als elasticiteiten. Door middel van regressie-analyse met
jaarwaarnemingen over de periode 1967-19878 is nagegaan welke verklarende variabelen een significante invloed
op de reclamevolumes in dagbladen en tijdschriften hebben gehad. Het beperkte aantal beschikbare waarnemingen stelt beperkingen aan het aantal verklarende variabelen dat tegelijkertijd in de regressie kan worden betrokken.

Resultaten voor dagbladen___________
Er zijn verscheidene aanvaardbare specificaties van modellen gevonden9. De in de specificaties gehanteerde variabelen verklaren 80 tot 90% van de fluctuates in het
reclamevolume van dagbladen. Tabel 1 bevat een van de
geschatte specificaties . Uit deze en andere hier niet weergegeven modeller kan het volgende worden geconcludeerd
omtrent de invloed van de verklarende variabelen.
Het investeringsvolume van bedrijven heeft het verwachte positieve teken en is statistisch significant, De
numerieke waarde beweegt zich in de verschillende specificaties tussen 0,45 en 0,74.
De reele peilprijs voor dagbladen heeft in alle gevallen
een negatief teken en is bovendien significant. De elasticiteit is absoluut gezien bijna in alle gevallen groter dan een,
hetgeen betekent dat het reclamevolume van dagbladen
met meer dan 1 % daalt als de reele peilprijs met 1 % stijgt.
In economische begrippen gesteld betekent dit dat het
reclamevolume van dagbladen prijselastisch is.
De binnen het kader van de probleemsteliing zeer belangrijke variabele STER-volume voor televisie geeft in de analyse problemen. Niet dat de variabele bij schatting een
onverwacht teken oplevert of statistisch niet significant is. De
problematiek schuilt in de afzonderlijke waarnemingen waaruit de tijdreeks van deze variabele is opgebouwd11 (zie figuur
1). Allereerst de periode 1968 t/m 1971, waarin het aantal
aangeboden televisieseconden jaarlijks wordt uitgebreid en
ligt op een gemiddelde van 444 duizend seconden per jaar.
Het betreft hier uitbreidingen vlak na de introductie van
STER-reclame in 1967. Vervolgens de periode 1972 t/m
1984, waarin het aantal aangeboden reclameseconden televisie per jaar vrijwel constant is op een niveau van 556
duizend seconden. En ten slotte de jaren 1985 t/m 1988 met
een gemiddeld niveau van 748 duizend seconden.
Wij hebben in feite te maken met drie subperioden. Gegeven de waarden van het STER-volume binnen ieder van
deze subperioden, is het mogelijkdat de geschatte parame-

ESB 1-11-1989

Figuur 1. Het aantal aangeboden STER-televisieseconden
(in duizenden) in de jaren 1967-1988
1.000
900
800
700
600
500
400
300
200

67

69

71

73

75

77

79

81

83

85

ter voor deze variabele per subperiode ook verschillend is.
Dat zou onderzocht moeten worden met een toets, zoals die
is voorgesteld door Chow12. Door het geringe aantal waarnemingen in zowel de eerste als de laatste subperiode is de
toepassing van deze toets echter niet mogelijk.
Dat heeft ons genoodzaakt te veronderstellen, dat de
elasticiteit voor deze variabele in drie subperioden dezelfde
is geweest. Bij hantering van deze veronderstelling mogen
wij volstaan met het schatten van de invloed van het
STER-volume over de gehele periode 1967 t/m 1987. Het
zal duidelijk zijn, dat de op deze wijze geschatte elasticiteit
sterk wordt beinvloed door een gering aantal extreme
waarden in de eerste en laatste subperiode.
Hanteren wij deze naar onze opvatting toch geforceerde
benadering, dan laten de modelschattingen over de jaren
1968 t/m 1987 een negatieve en significante elasticiteit
zien voor het STER-volume televisie, die varieert tussen
-0,69 en -0,95. Dit zou betekenen, dat er in de beschouwde
periode een substitutie van reclameruimte in dagbladen
voor tv-seconden is geweest.
Omtrent de andere verklarende variabelen merken we op,
dat in enkele specificaties de volgende significante parameters werden gevonden (alle positief): de reele peilprijs van
tijdschriften, het volume buitenreclame en het volume rechtstreekse reclame. De overige verklarende variabelen gaven
in geen der specificaties een significante parameter.
Inzicht in de stabiliteit van de elasticiteiten is verkregen
door toepassing van een voortschriidende tijdreeksanalyse13. Tabel 1 bevat de resultaten . De invloed van de

7. Van de variabelen reclamevolume huis-aan-huis- en nieuwsbladen, buitenreclame en rechtstreekse reclame zijn de gegevens
minder nauwkeurig. Resultaten die met behulp van deze variabelen zijn verkregen dienen derhalve met voorzichtigheid te worden
ge’i’nterpreteerd.
8. Tijdens de uitvoering van het onderzoek kwamen gegevens
over 1988 beschikbaar. Deze zijn gebruikt voor het toetsen van de
stabiliteit en de voorspelkracht. Door uit te gaan van procentuele
veranderingen en bovendien vertragingseffecten te veronderstellen bleven voor het schatten van de elasticiteiten 19 (zonder
vertragingen 20) waarnemingen beschikbaar.
9. Zie Alsem, Leeflang, Reuyl, op.cit, 1989a, blz.53.

10. Zie voor een motivering van de keuze van deze relatie Alsem,
Leeflang, Reuyl, op.cit., 1989a, biz. 55.
11. Wij gaan daarbij nog voorbij aan de problemen, die het
hanteren van jaarlijkse data op zich met zich brengen. Zie daarvoor P.S.H. Leeflang en J.C. Reuyl, Advertising and industry sales:
an empirical study of the West-German cigarette market, Journal
of Marketing, Volume 49, herfst 1985, biz. 92-98.

12. Zie G.C. Chow, Tests of equality between sets of coefficients
in two linear regressions, Econometrica, jg. 28, juli 1960, biz. 591 605.
13. Zie V. Mahajan, S.I. Bretschneider en J.W. Bradford, Feedback
approaches to modelling structural shift in market response, Journal of Marketing, Vol. 44, 1980, biz. 71-80.

14. Het moge duidelijk zijn, dat door de opsplitsing in subperioden
het aantal wijzigingen in het STER-volume voor televisie uitermate
gering is. De resultaten dienen daarom slechts indicatief te worden

opgevat.

1081

label 2. Stabiliteit van de elasticiteiten bij damesbladen

7ate/1. Stabiliteit van de elasticiteiten bij dagbladen
STER-volume

Invest, vol.3

Periode

televisie3
b
Elast. t-wrd Elast. t-wrd Elast. t-wrd R2 DW0

1969-1987
1969-1983
1970-1984
1971-1985
1972-1986
1973-1987
1974-1988

0,68
0,54
0,60
0,60
0,65
0,61
0,45d

3,9
3,1
2,9
3,0
3,1
2,7
1,5

-1 ,45
-1 ,52
-1 ,45
-1 ,44
-1 ,43
-1 ,45
-1 ,41

6,5
7,5
5,7
5,8
5,4

-0,95
-0,92
-0,96
-1,02
-0,72
5,4 -0,74
3,9 -0,07″

6,8
7,3
6,4
5,0
2,1
2,1
0,2

0,81
0,88
0,83
0,81
0,75
0,75
0,59

1,65
0,84
1,11
1,31
1,65
1,74
1,91

a. Half jaar vertraagd.
b. t-wrd = t-waarde.
c. Durbin Watson statistic.
d. Niet significant op 95%-niveau.

peilprijs en het investeringsvolume op het reclamevolume
van dagbladen zijn in de loop der tijd vrij stabiel geweest.
Indien de beginjaren van de STER (tot 1971) in de analyse
worden betrokken, is de invloed van het reclamevolume
STER-televisie sterk significant. Na 1971 is de geschatte
elasticiteit afnemend en minder significant. Gemeten overde
periode 1974-1988 is er geen invloed meer vast te stellen.
De introductie van de STER-invloed leidt tot slechte voorspellingen. Indien het model over de periode 1969-1987
wordt gebruikt voor een prognose voor 1988 wordt een daling
van de reclamebestedingen in dagbladen voorspeld van
8,4%, terwijl een stijging van 14% is gerealiseerd.

Resultaten voor tijdschriften___________
Ook bij tijdschriften zijn verscheidene statistisch aanvaardbare modelspecificatiesgevonden15. Het verklaarde
deel van de fluctuaties in het reclamevolume is bij tijdschriften echterwel lager dan bij dagbladen: rond de 70%. Tabel
2 bevat een van de geschatte relaties16. Uit deze en andere
specificaties kan het volgende worden afgeleid omtrent de
invloed van de verklarende variabelen.
Het investeringsvolume heeft een positieve en significante coefficient. De numerieke waarde beweegt zich in
het interval 0,61 tot 1,16. Dat is hoger dan bij dagbladen.
Zien wij het investeringsvolume als een variabele die de
conjunctuur weerspiegelt, dan lijkt het reclamevolume in
tijdschriften iets conjunctuurgevoeliger.
De reele peilprijs voor tijdschriften heeft in alle specificaties het verwachte teken, doch is niet in alle gevallen
significant. De numerieke waarde beweegt zich tussen
-1,40 en -1,87. Dus evenals bij dagbladen is er sprake van
een prijselastische vraag.
Ten aanzien van het STER-volume voor televisie gelden
dezelfde problemen, die wij bij de dagbladen hebben ontmoet. Bovendien werd slechts in een specificatie een significante parameter gevonden van -0,3. In de in tabel 2
weergegeven relatie is de elasticiteit niet significant. Dit
slechte resultaat wordt voor een deel veroorzaakt door
aggregatieproblemen17: er worden gegevens opgeteld van
de niet vergelijkbare mediumgroepen familie-, dames- en
omroepbladen. Wanneer modellen worden geschat voor
deze mediumgroepen afzonderlijk, blijkt dat bij de familiebladen een niet-significante STER-parameter wordt gevonden van -0,3, bij damesbladen een significante waarde van
-0,6 en bij de omroepbladen een niet-significante parameter van +0,7. Dit zou erop duiden, dat met name damesbladen schade hebben ondervonden van STER-uitbreidingen. Voor familiebladen is dit onzeker, terwijl er bij omroepbladen eerder een positieve relatie met STER-reclame lijkt
te bestaan.

1082

Invest, vol.3

Peilprijs

Periode

Peilprijs

Elast. t-wrdb Elast. t-wrd Elast. t-wrd R2

Tijdschriften
1968-1987

STER-volume
televisie

-0,32d 1,6

1,16

3,8

-1,40

2,8

1,37
1,29
1,23
1,26
1,28
1,31
1,57

3,4
2,5
2,4
2,4
2,8
2,9
3,5

-0,89
-1,17
-1,17
-0,97
-1,09
-1,03
-0,80d

2,3 -0,61
2,5 -0,73
2,3 -0,71
1,9 -0,67
d
2,1 -0,44
d
2,0 -0,22
1,6 -0,71

0,65 1,89

Damesbladen
1968-1987
1968-1983
1969-1984
1970-1985
1971-1986
1972-1987
1973-1988

2,4 0,64 1,83
2,2 0,65 1,43
2,2 0,65 1,69
2,0 0,63 1,74
0,9 0,66 1,80
0,4 0,66 1,46
1,8 0,68 2,01

a. Half jaar vertraagd.
b. t-wrd = t-waarde.
c. Durbin Watson statistic.
d. Niet significant op 95%-niveau.

Omtrent de andere verklarende variabelen valt nog op
te merken, dat in enkele specificaties het STER-radiovolume een significant negatieve parameter te zien gaf en het
volume buitenreclame een positieve elasticiteit. Van de
overige verklarende variabelen kon geen significante invloed worden vastgesteld.
Op grond van genoemde aggregatieproblemen bij tijdschriften is de Stabiliteit van de relaties onderzocht aan de
hand van een voortschrijdende tijdreeksanalyse bij het
grootste segment van de tijdschriften, de damesbladen. De
resultaten zijn weergegeven in tabel 218. Alle parameters
bezitten het verwachte teken. De conjunctuurinvloed op het
reclamevolume in damesbladen is hogerdan bij dagbladen
en is in recente jaren toenemend. De invloed van de
peilprijs is iets geringer dan bij dagbladen en heeft bovendien de neiging licht te dalen. Het STER-volume voor
televisie heeft in alle subperioden een significant negatieve
invloed op het reclamevolume in damesbladen met uitzondering van de subperioden 1971-1986 en 1972-1987.

De studies van Driehuis
Na het ontvangen van het verzoek om naar aanleiding
van de in 1987 ingediende motie-Eshuis een onderzoek in
te stellen naar de concurrentieverhoudingen tussen de
verschillende mediumtypen, hebben wij onder meer studie
gemaakt van de resultaten die Driehuis in 1987 in het kader
van een soortgelijk onderzoek had verkregen19. Mede naar
aanleiding van door ons geplaatste kanttekeningen bij de
door Driehuis gevolgde methodiek20, is van de hand van
de auteur inmiddels een tweede rapport verschenen21. Dit
tweede rapport, waarin de auteur op een nogal ongenuanceerde wijze ingaat op onze kritiekpunten, zou de conclusie onderstrepen dat uitbreidingen van STER-reclame negatieve gevolgen hebben voor met name dagbladen en in
mindere mate ook voor tijdschriften.
15. Bij tijdschriften is in verband met de pliecrisis aan het einde
van 1973 een dummy-variabele in de specificaties geTntroduceerd.
16. Zie voor een motivering van de keuze van deze relatie Alsem,
Leeflang, Reuyl, op.cit., biz. 61.
17. Zie hiervoor Alsem, Leeflang, Reuyl, op.cit., 1989a, blz.61,62.

18. In tabel 2 zijn ten behoeve van de overzichtelijkheid de
parameterschattingen van de dummyvariabele weggelaten. De
schattingen van deze variabele zijn over alle subperioden nagenoeg constant (bij de damesbladen -0,47). Zie verder noot 14.
19. Zie Driehuis, op.cit, 1987.

20. Zie Alsem, Leeflang, Reuyl, op.cit, 1989a, hoofdstuk 3.
21. Zie Driehuis, op.cit, 1989.

Na bestudering van de aanvullende publikatie van Driehuis (die in de dagbladpers ruim aandacht heeft gekregen),
zijn wij tot de conclusie gekomen dat het rapport geen
argumenten bevat om onze hierboven weergegeven resultaten en conclusies te wijzigen. Ter illustratie staan wij stil
bij drie belangrijke kritiekpunten.
In zijn eerste rapport volgde Driehuis de merkwaardige
procedure om de parameters van een aantal variabelen
niet te schatten, maar zelf vast te stellen. In zijn tweede
rapport geeft de auteur als argumentatie voor deze procedure, dat in zijn modeller sprake was van autocorrelatie22.
Terecht is de auteur in zijn recente publikatie afgestapt van
deze procedure. Autocorrelatie is niet op te heffen door zelf
parameters vast te stellen, maar wel door andere schattingsmethoden toe te passen.
In zijn recente publikatie schenkt Driehuis aandacht aan
het door ons gesignaleerde probleem van de geringe variabiliteitin het reclamevolume voor televisie. Kennelijk voeltde
auteur de problemen, die daaruit voortvloeien vanuit het
gezichtspunt van schatten. Driehuis meent de oplossing van
dit probleem te hebben gevonden door het aantal STER-seconden te vermenigvuldigen met het (reele) STER-tarief23.
Deze laatste variabele varieert namelijk elk jaar.
Het creeren van variabiliteit door vermenigvuldigen van
volume en prijs lijkt een oplossing, doch is in feite een
schijnoplossing. Door het hanteren van een combinatie van
twee variabelen is het onduidelijk welke invloed wordt
gemeten. Bovendien valt het eenvoudig aan te tonen dat
indien het produkt van STER-volume en STER-tarief wordt
genomen, in feite wordt gekozen voor een modelspecificatie waarvoor de restrictie geldt dat deze beide variabelen
een zelfde effect op de te verklaren variabele hebben.
Anders gezegd, dit model is een specifiek voorbeeld van
het algemene model, waarin STER-volume en STER-tarief
afzonderlijk worden opgenomen. Dit algemene model is
door ons geschat en wij vonden geen significant effect van
het STER-tarief op de reclamevolumes in dagbladen en
tijdschriften24. Het is derhalve niet zinvol het STER-tarief
in de regressie te betrekken.
Het probleem van de geringe variabiliteit van het STERvolume blijft derhalve bestaan en leidt er toe dat empirische
resultaten die met behulp van deze variabele verkregen
zijn zeer voorzichtig moeten worden gehanteerd.
Wanneer men deze onzekerheid accepteert, is het niettemin wel mogelijk modelschattingen te maken en concurrentierelaties te schatten. Daarmee komen we op een vergelijking van onze empirische resultaten met die van Driehuis.
In zijn tweede rapport stelt Driehuis dat het door ons
gevonden negatieve effect van STER-uitbreidingen op het
reclamevolume in dagbladen zelfs sterker is dan wat hij zelf
vond. Hij illustreert dit met enkele resultaten uit door ons
gepubliceerde tabellen. Op dit punt heeft Driehuis volkomen gelijk. Gemeten over de gehele periode 1967-1988
vinden wij een significant negatieve STER-parameter.
Helaas schenkt Driehuis nauwelijks aandacht aan andere resultaten uit dezelfde tabellen. Het negatieve effect van
STER-uitbreidingen heeft zich namelijk hoofdzakelijk voorgedaan in de introductiejaren van de STER (1967-1971).
Wanneer deze jaren buiten beschouwing worden gelaten
(zie label 2 in dit artikel, 1974-1988), is er geen invloed
meervastte stellen. De Voortschrijdende’tijdreeksanalyse
waarmee Driehuis de stabiliteit van zijn model probeert aan
te tonen (waarbij hij de beginjaren van de STER in elke
berekening meeneemt!) doet aan onze conclusie niets af.
De negatieve invloed van STER-uitbreidingen die wij en hij
vinden worden veroorzaakt door de beginjaren van de
STER25. Voor recente jaren zijn geen negatieve effecten
op de reclame-inkomsten van dagbladen aantoonbaar.
Een kanttekening die wij zelf nogmaals plaatsen is, dat het
niet significant worden van de STER-parameter in de periode
1974-1988 sterk wordt beihvloed door het jaar 1988. Over

ESB 1-11-1989

de periode 1973-1987 is de parameter nog wel significant.
Hiermee wordt het gevaar onderstreept van de geringe
variatie in het aantal aangeboden STER-seconden. Een
extra waarneming kan de schattingen sterk beihvloeden. Dit
is dan ook de reden waarom wij onze onderzoeksresultaten
met grote voorzichtigheid hebben gepubliceerd en hebben
vastgesteld dat meer zekerheid over STER-effecten pas kan
worden verkregen indien meer waarnemingen beschikbaar
komen. Een probleem is dan weer wel, dat de komst van
commerciele tv het in de toekomst moeilijk kan maken de
afzonderiijke effecten van STER-uitbreidingen op de hoeveelheidpersreclame te bepalen.

Commerciele televisie en persreclame
Tot slot willen wij stilstaan bij de vraag wat op basis van
onze onderzoeksresultaten gezegd kan worden over de
mogelijke negatieve invloed van de commerciele zenders
Veronique en TV10 op de reclame-inkomsten van andere
media. De commerciele zenders vormen de meest directe
concurrent voor STER-televisiereclame. Verschuivingen binnen het etherbudget liggen daarom het meest voor de hand.
Wat betreft de persreclame hebben we in onze beschrijvende analyse26 van de advertentiemarkt geconcludeerd
dat adverteerders die veel etherreclame maken, ook relatief veel tijdschriftreclame maken (met name in damesbladen) en relatief weinig dagbladreclame. Aan de andere
kant is er een groep die weinig ether- en tijdschriftreclame
maakt, maar relatief veel dagbladreclame .
Deze bestedingspatronen hangen samen met de omstandigheid dat ether en damesbladen vergelijkbare communicatiekanalen zijn (thematische reclame gericht op een groot
publiek) en dat dagbladen meer geschikt zijn voor actie-ondersteunende reclame. Deze gescheiden voorkeuren vormen naar onze mening deels een verklaring voor de (voorzichtige) conclusie dat van de recente STER-uitbreidingen
geen negatieve effecten op het reclamevolume van dagbladen kan worden aangetoond. Dat na de introductie van de
STER er wel duidelijk schade voor dagbladen was, kan
worden verklaard uit het nieuw zijn van het reclamemedium
televisie. Voorzover substitute met persreclame zal plaatsvinden, concluderen wij dat de grootste schade van commerciele tv te verwachten is bij tijdschriften en dan met name bij
damesbladen.
Voor dagbladen verwachten we derhalve geen sterke
schade van de komst van commerciele tv. Dit kan echter
anders worden indien de commerciele zenders in de ogen
van de adverteerders nieuwe mogelijkheden bieden ten
opzichte van STER-reclame. In dit verband kan worden
gedacht aan het uitzenden van actie-ondersteunende reclame, hetgeen op de nieuwe commerciele zenders door
de korte aanlevertermijn van spots tot de mogelijkheden
gaat behoren. In dat geval zullen wellicht adverteerders
een deel van hun actie-reclame via de ether brengen (bij
voorbeeld Albert Heijn-aanbiedingen in de ontbijtshow),
hetgeen ten koste kan gaan van dagbladreclame of andere
vormen van reclame, zoals direct mail. Bovenstaande verwachtingen worden bevestigd door ontwikkelingen in Belgie na de komst van de commerciele zender VTM en door
opiniepeilingen onder adverteerders: in een in augustus
gehouden enquete onder 138 adverteerders wordt de
22. Idem, biz. 16.
23. Idem, biz. 8.
24. Tot dezelfde bevinding komt Van Ours, op.cit., 1987, blz.622.
25. Ook deze conclusie trekt Van Ours, op.cit., blz.622.
26. Zie Alsem, Leeflang, Reuyl, op.cit., 1988, hoofdstuk 4 en op.cit.
1989b.
27. Andere media laten we hier buiten beschouwing.

1083

STER het vaakst als verliezer genoemd, gevolgd door de
vrouwenbladen28.
De vraag is nu in welke mate bovengenoemde effecten
zullen gaan optreden. De situatie die na de komst van
commerciele tv gaat ontstaan is zodanig nieuw dat een
discussie over het verleden van beperkte waarde is. Naar
onze mening is de beste manier om te voorspellen of substitutie-effecten gaan optreden een intentie-onderzoek onder
adverteerders en mediaplanners. Dit vormtdan ookde derde
en afsluitende fase van ons media-onderzoek29.

Beleidsimplicaties_________________
Tussen de NOS en de persorganisaties NDP, NOTU en
NNP is een overeenkomst gesloten over de uitkering van
STER-gelden aan de pers ter compensatie van de schade
die persorganen zouden lijden van STER-uitbreidingen.
Deze regeling is gebaseerd op artikel 133 van de Mediawet.
Onderhandelingen tussen genoemde partijen hebben
geleid tot de afspraak dat van de meeromzet van de STER
ten opzichte van 1987 jaarlijks 25% wordt uitgekeerd aan
de pers. Van dit totale bedrag gaat 66% naar dagbladen,
33% naar tijdschriften en 1% naar nieuwsbladen. Over
1988 heeft inmiddels een uitkering plaatsgevonden van 27
miljoen gulden, waarvan (afgerond) 18 miljoen gulden naar
dagbladen en 9 miljoen gulden naar tijdschriften is gegaan.
Bij deze overeenkomst willen wij een aantal kanttekeningen plaatsen. Ten eerste tracht Driehuis in zijn tweede
rapport duidelijk te maken, dat de gemaakte overeenkomst
en zijn eerste studie”… uiteenlopende zaken zijn”30. In een
eerder uitgegeven persbericht stelt Driehuis zelfs: “Het is
verder absoluut onjuist om de suggestie te wekken dat de
overeenkomst… gebaseerd is op het onderzoek van Driehuis.” Dit lijkt ons moeilijk te rijmen met de mening van de
persorganisaties zelf, die duidelijk stellen dat de overeenkomst is gebaseerd op de door Driehuis gemaakte
schadeberekeningen31.
Ten tweede wijzen wij erop dat de overeengekomen percentages niet empirisch kunnen worden onderbouwd. Erzijn
indicaties dat de STER-uitbreidingen in de beginjaren van de
STER sterkere negatieve effecten op de advertentie-inkomsten van de pers hebben gehad dan de uitbreidingen in de
jaren 1985-1988. Dit impliceert dat de recente uitbreidingen
afzonderiijk dienen te worden geanalyseerd. Het aantal beschikbare STER-uitbreidingen is dan echter bijzonder gering
om statistisch betrouwbaar effecten op de hoeveelheid persreclame te schatten. Gezien de komst van commerciele tv is
het in de toekomst wellicht nog moeilijker om het afzonderlijke effect van STER-uitbreidingen vast te stellen.
Een derde opmerking sluit aan bij ons (eerste) artikel
over de lezersmarkt en betreft de wijze waarop de NDP het
uitgekeerde geld heeft verdeeld overde leden (de kranten):
de grote kranten krijgen het meest, de kleine het minst.
Indien het zo zou zijn dat schade aantoonbaar is, is deze
verdeling te verdedigen vanuit de opvatting, dat grote
kranten meer advertentie-inkomsten hebben en daardoor
absoluut gezien meer omzetschade van STER-uitbreidingen lijden. Gezien onze vaststelling dat schade niet aantoonbaar is, bestaat de reele mogelijkheid dat de uitgekeerde bedragen hoger zijn dan de eventuele geleden schade.
Dit leidt ertoe dat de (in ons eerste artikel besproken)
oplagespiraal wordt versterkt. Grote – veelal winstgevende
– kranten krijgen het meest en kunnen daardoor nog groter
worden, terwijl de kleine – vaak verliesgevende – dagbladen het minst krijgen en daardoor verder in de problemen
komen. Een dergelijke allocatie werkt dan niet positief op
de pluriformiteit van de pers. Onze conclusie is dat de
besproken STER-compensatieregeling niet empirisch kan
worden onderbouwd. Daarom is het onzeker in hoeverre

1084

de pluriformiteit van de dagbladpers met deze regeling is
gediend.
Door de recente ontwikkelingen met betrekking tot commerciele televisie heeft de minister inmiddels een ‘schets
voor een wetsvoorstel tot wijziging van de mediawet’ voorgesteld. In dit voorontwerp moeten commerciele zenders
maximaal 15% van hun reclame-inkomsten afstaan om
een vergunning te krijgen om programma’s uit te zenden
via de kabel. Dit geld is onder meer bestemd voor de
publieke omroepen. Verder moeten de commerciele omroepen en de STER een gedeelte van hun jaarlijkse meeropbrengsten ( dus de toename ten opzichte van een bepaald jaar) betalen aan het Bedrijfsfonds voor de Pers ter
ondersteuning van de verscheidenheid van de pers. Dit
gedeelte dient in onderhandeling tussen NOS, STER en
uitgevers te worden vastgesteld en kan, indien geen overeenstemming wordt bereikt door de minister zelf worden
vastgesteld. Verder wil de minister de uitgevers toestaan
om (voor ten hoogste een derde deel) deel te nemen in een
commerciele omroeporganisatie.
De wijze waarop het Bedrijfsfonds in dit voorontwerp van
middelen wordt voorzien, hinkt op twee gedachten. Enerzijds op de gedachte dat de gedrukte media schade ondervinden van (uibreidingen van) etherreclame. Dit blijkt uit het
feit dat het Bedrijfsfonds uitsluitend middelen ontvangt
vanuit de jaarlijkse meeropbrengsten van etherreclame.
deze wijze van financieren doet sterk denken aan de oude
STER-compensatieregeling, met dien verstande dat het
geld niet rechtstreeks naar de uitgevers gaat maar naar het
Bedrijfsfonds. Anderzijds is de onderliggende gedachte dat
een algemene ondersteuning van de persverscheidenheid
in Nederland. Dit blijkt uit het voorstel dat alle uitgevers voor
de regeling in aanmerking komen.dus ook uitgevers die
participeren in commerciele omroep en die eventuele schade voor hun bladen terugverdienen uit de etherreclame.
Het gevaar dat door de bovenstaande constuctie ontstaat,
is dat de regeling zich tegen de pers keert. Door de komst
van de commerciele televisie wordt het tekort aan reclamezendtijd op televisie waarschijlijk opgeheven. De hoeveelheid etherreclame wordt dan niet meer bepaald door het
aanbod, maar door vraagfactoren. Dan bestaat de kans dat
de omzet etherreclame in sommige jaren zal dalen, bij
voorbeeld in economised slechte tijden. In dat geval rijst de
vraag in hoeverre de persverscheidenheid nog langer in
redelijke mate vanuit het Bedrijfsfonds kan worden ondersteund. Waar dat niet het geval is, zou – gegeven de
zorgplicht van de overheid om de persverscheidenheid te
ondersteunen – aanvullende financiering vanuit de algemene middelen van het Ministerie van WVC mogelijk moeten zijn. Een ander bezwaar is dat in de genoemde onderhandelingen de discussie over schade van etherreclame
aan de pers weer de kop op zal steken, een discussie die
– zoals wij hebben uiteengezet – onvoldoende wetenschappelijk kan worden ondersteund.
Gegeven bovengenoemde bezwaren en gezien de nu
geschapen mogelijkheid dat uitgevers kunnen participeren
in etherreclame, rijst de vraag of de middelen van het
Bedrijfsfonds voor de Pers niet in hun geheel vanuit de
algemene middelen zouden moeten worden gefinancierd.

K. J. Alsem
P.S.H. Leeflang
J.C. Reuyl

28. Bron: Adformatie, 24 augustus 1989.

29. In november hopen wij hierover te rapporteren.
30. Zie Driehuis, op.cit., 1989, biz. 12.

31. Zie jaarverslag NDP 1987, biz. 23 en jaarverslag NOTU 1987,
biz. 9.