binnenland
Milieubeleid verbetert technische
efficiëntie in glastuinbouw
Milieubeleid heeft een positief effect op technische efficiëntie in de Nederlandse glastuinbouw. De overheersende mening
in kringen van ondernemers, beleidsmakers en politici dat milieubeleid alleen maar tot hogere kosten leidt behoeft nuancering.
en van de meest intrigerende en ook
omstreden stellingen in de milieueconomie is de Porterhypothese, die luidt:
“Strict environmental regulations do not
inevitably hinder competitive advantage against
foreign rivals, they often enhance it†(Porter, 1991).
De meeste neoklassieke economen, beleidsmakers,
politici en ondernemers hebben grote moeite met
deze stelling. Immers, milieubeleid betekent dat
bedrijven extra worden belast wat zou moeten leiden tot ondermijning in plaats van versterking van
de concurrentiepositie. Vandaar de voortdurende
roep uit genoemde kringen om met het buitenland
in de pas te lopen.
Ter onderbouwing van hun stelling verwijzen Porter
en Van der Linde (1995) naar de Nederlandse
glastuinbouw. Zij beweren dat de strenge regels ten
aanzien van vooral het gebruik van kunstmest en
bestrijdingsmiddelen innovaties hebben uitgelokt
waardoor de productiviteit en de concurrentiekracht
zijn gestegen en de milieubelasting drastisch is
gedaald. Echter, Porter en Van der Linde komen niet
verder dan een illustratie. Dit artikel daarentegen
presenteert een empirische toetsing van (een aspect
E
Parametrische efficiëntie analyse
Efficiëntie analyse gaat uit van de veronderstelling
dat een bedrijf niet noodzakelijkerwijs de maximaal
mogelijke productie realiseert bij gegeven inputs. Het
stochastische frontier panel data model voor N bedrijven en T perioden luidt (zie bijvoorbeeld Kumbhakar en
Lovell, 2000):
ARNO VAN DER VLIST,
HENK FOLMER EN
CEES WITHAGEN
Respectievelijk universitair
docent bedrijfseconomie
Wageningen Universiteit
en LEI, hoogleraar algemene
economie Rijksuniversiteit
Groningen en Wageningen
Universiteit en hoogleraar
milieueconomie Vrije Universiteit en Universiteit van
(1) yit = Xit β + wit – vit , i = 1,2,…, N ; t = 1,2,…, T.
waarbij β de te schatten vector van onbekende parameters is. De variabelen wit and vit zijn storingstermen
met de volgende eigenschappen. De wit ’s zijn de gebruikelijke storingstermen in een regressiemodel. De
standaard veronderstelling is dat ze onderling onafhankelijk en identiek normaal verdeeld zijn met verwachtingswaarde nul en variantie σ 2w : N(0, σ 2w ). Verder
worden ze verondersteld onafhankelijk te zijn van de
vit ’s. De vit ’s zijn niet-negatieve afwijkingen van de productiefrontier en representeren de bedrijfsspecifieke,
Tilburg
86
ESB
9 februari 2007
van) de Porterhypothese aan de hand van gegevens
over de Nederlandse glastuinbouw in de periode
1991-1999. Alvorens hiertoe over te gaan geven we
een kort overzicht van een drietal versies van de
Porterhypothese, zoals beschreven door Gabel en
Sinclair-Desgagné (2001).
Een eerste variant stelt dat er sprake is van verbetering van de concurrentiepositie vanwege de
toenemende vraag naar goederen en diensten om
aan de milieueisen te voldoen. Hierbij kan gedacht
worden aan allerlei goederen en diensten om vervuiling, die bij productie en consumptie vrijkomt, te
reduceren. Een tweede variant houdt verband met
het zogenaamde first-mover advantage. Wanneer
een land als eerste milieubeleid invoert, krijgen
de daar gevestigde bedrijven de gelegenheid daar
als eerste op in te spelen met nieuwe producten
of productietechnieken. Wanneer andere landen
vervolgens soortgelijk beleid invoeren, kunnen de
first-movers van hun voorsprong profiteren en zich
een gunstige positie verwerven op de nieuwe markten. Deze beide varianten zijn weinig omstreden,
vooral onder economen. Dit geldt in veel mindere
mate voor de derde variant die stelt dat een streng
milieubeleid absolute kostenreductie voor het gereguleerde bedrijf tot gevolg kan hebben, zodat er
sprake is van een win-win situatie: minder milieuschade en lagere productiekosten. De neoklassieke
micro-econoom plaatst vraagtekens bij dit laatste
aspect. Immers, als er lagere kosten te behalen
tijdsafhankelijke technische inefficiëntie. Een gebruikelijke veronderstelling is dat ze onafhankelijk, normaal
verdeeld zijn: N (Zitγ,σ 2v ). Hierin is Zit de vector van bedrijfsspecifieke en over de tijd variërende variabelen die
exogeen zijn aan het productieproces, en γ de vector
van te schatten regressiecoëfficiënten. (Opgemerkt zij
dat het milieubeleid in deze studie tot deze verzameling
variabelen behoort.) Met andere woorden, technische
inefficiëntie vit in vergelijking (1) is gespecificeerd als:
(2) vit = Zitγ + εit
De storingsterm in (2) is normaal verdeeld, dat wil
2
zeggen, εit ~ N(0, σ ε ), en van onder begrensd door
–Zitγ. Technische efficiëntie van producent i (TEit ) is nu
gedefinieerd als:
(3) TEit = exp{–vit } = exp{–Zitγ – εit }.
Uit (3) blijkt dat hoe kleiner vit , hoe dichter het bedrijf
is bij zijn productie frontier.
tabel 1
Beschrijvende statistieken
Variabele
Omschrijving
LOUTPUT
LLAND
LARBEID
LENERGIE
Log** output (in Dfl. x1000)
Log land (in hectare)
Log arbeid (in fte)
Log primaire energie
(in gas equivalenten x1000)
Log kapitaal (vervangingswaarde in Dfl. x1000)
Log bestrijdingsmiddelen
(in Dfl. x1000)
Log meststoffen
(in Dfl. x1000)
Trend (1991=1,…,1999=9)
Leeftijd leidinggevende
directeur (in jaren)
Ervaring als leidinggevende
directeur(in jaren)
Aantal managers (inclusief
leidinggevende directeur)
Dummy (1 indien opvolger
aanwezig; 0 anders)
Dummy (1 voor familiebedrijf; 0 anders)
LKAPITAAL
LBESTRIJDINGSMIDDELEN
LKUNSTMEST
TREND
LEEFTIJD
ERVARING
AMANAGER
OPVOLGER
FAMBEDRIJF
Totaal
gemiddelde
Std*
Snijbloemen
gemiddelde
Std
Potplanten
gemiddelde
Std
6,76
0,12
1,78
6,14
0,82
0,67
0,66
0,96
6,71
0,09
1,75
6,04
0,85
0,66
0,68
0,97
6,93
-0,08
1,77
5,99
0,86
0,76
0,69
0,85
7,45
0,71
7,50
0,69
7,41
2,31
1,03
2,54
1,10
2,24
1,13
1,95
5,05
45,80
19,38
Groenten
gemiddelde
Std
0,75
6,70
0,28
1,81
6,35
0,54
0,90
7,43
0,55
1,84
1,04
2,41
0,80
1,03
1,73
1,06
2,91
0,94
2,57 5,02
9,96 45,70
2,59
9,39
5,20
45,90
2,53
10,00
4,98
45,75
10,50
10,29 18,32
8,71
20,29
11,45
19,80
10,80
0,76
1,51
0,77
1,46
0,69
1,49
0,74
1,51
0,73
0,75
0,74
0,86
0,78
0,98
2,58
0,71
0,87
0,61
0,94
* Std – standaardafwijking
** Log betekent dat de logaritme is genomen van de realisatie van de betreffende variabele
zouden zijn, zou volgens de neoklassieke theorie
een bedrijf dat uit zichzelf doen en hoeft daartoe
niet aangezet te worden door milieubeleid. Dat een
bedrijf ex ante niet efficiënt werkt verklaren Gabel
en Sinclair-Desgagné uit organizational failure in
de vorm van onvolledige en imperfecte informatie,
weerstand van werknemers tegen reorganisatie,
etcetera. Onder dergelijke omstandigheden kan het
milieubeleid een extern schokeffect hebben, dat
het bedrijf noodzaakt zijn organisatie en structuur
integraal te evalueren en eventueel aan te passen.
Hierbij komt niet alleen de milieuvervuiling aan de
orde, maar ook allerlei andere aspecten. Wanneer
in contante waarde de herstructurering- en reorganisatiekosten plus de kosten verbonden aan vermindering van de milieubelasting kleiner zijn dan de
kloof tussen de feitelijke en de optimale bedrijfsvoering, kan het milieubeleid het bedrijf tot complete reorganisatie aanzetten met als gevolg netto
kostenbesparing. Opgemerkt zij dat dit niet hoeft te
betekenen dat de volledig optimale bedrijfsvoering
wordt gerealiseerd; een gedeeltelijke realisering ligt
meer in de lijn der verwachtingen.
In ons onderzoek gaan we uit van de vooronderstelling dat niet alle bedrijven volledig efficiënt
produceren. In onze analyse (zie de tekstbox voor
een korte uiteenzetting van de methode) beperken
we ons tot technische efficiëntie zodat het niet
mogelijk is de Porterhypothese volledig te toetsen
in de zin dat uitspraken kunnen worden gedaan
over totale kostenreductie. Hiervoor is vereist dat
naast technische efficiëntie ook allocatieve efficiëntie in de beschouwing wordt
betrokken. Helaas ontbreken de noodzakelijke gegevens voor een dergelijke volledige analyse. Technische efficiëntie is echter een noodzakelijke voorwaarde
voor de geldigheid van de Porterhypothese. Immers, door de technische efficiëntie te verbeteren valt er op de productiekosten te besparen, waardoor de
concurrentiepositie verbeterd kan worden, zoals is voorspeld door Porter.
Data
De dataset betreft de periode 1991-1999 en is afkomstig van het
BedrijvenInformatieNet (BIN) van het Landbouw Economisch Instituut (LEI).
Het BIN is een gestratificeerde steekproef van de census (Landbouwtelling) en
betreft een roterend panel van bedrijven in de glastuinbouw waarbij drie subsectoren worden onderscheiden: snijbloemen, potplanten en groenten. De dataset
bevat per bedrijf informatie over de financiële situatie, output en inputs. In onze
analyse maken we gebruik van 1727 observaties voor 417 bedrijven. Opgemerkt
zij dat in de dataset bedrijven voorkomen die van hoofdproduct veranderden.
Dit probleem hebben we opgelost door voor elk jaar en elk bedrijf te bepalen tot
welk subsector het behoort. Vervolgens hebben we bedrijven die veranderden
van hoofdproduct uit de dataset verwijderd (Van der Vlist et al., 2006).
De volgende productiefactoren zijn als verklarende variabelen opgenomen in het
productiefrontiermodel: land, arbeid, energie, kapitaal, bestrijdingsmiddelen
en kunstmest. Voor de econometrische analyse zijn deze variabelen gemeten
in logaritmes (evenals de te verklaren variabele output). Verder is technische
vooruitgang opgenomen omdat deze doorgaans een rol van betekenis speelt in
productiefrontiermodellen. De verklarende variabelen voor het technische efficiëntiemodel zijn leeftijd en ervaring van de leidinggevende directeur, het aantal
managers, het al of niet aanwezig zijn van een directeur en of het bedrijf al of
niet een familiebedrijf is. Tabel 1 geeft meer informatie over de data in de vorm
van gemiddelde en standaardafwijking per subsector.
Het milieubeleid gericht op de glastuinbouw valt in twee periodes uiteen en
heeft betrekking op het gebruik van energie, bestrijdingsmiddelen en kunstmest.
ESB
9 februari 2007
87
Wat het energiegebruik betreft werd in 1993 een convenant opgesteld tussen
de sector glastuinbouw en de overheid met als voornaamste doelstelling een
reductie van vijftig procent in 2000 ten opzichte van 1980 (GLAMI, 2000). In
het technische efficiëntiemodel is het convenant opgenomen als verklarende
variabele in de vorm van een dummy PROG1, die de waarde 0 heeft vóór 1993
en de waarde 1 daarna. In 1997 werd een volgend en stringenter convenant
gesloten. Het betrof een reductie van het gebruik van energie en kunstmest in
2010 met respectievelijk 65 procent en 95 procent ten opzichte van 1980. Voor
bestrijdingsmiddelen werd een reductie afgesproken van 72 procent voor groente
en van 88 procent voor bloemen en planten ten opzichte van het gemiddelde
gebruik in de periode 1984-1988. Dit tweede convenant is ook opgenomen als
verklarende variabele in het technische efficiëntiemodel en wel als de dummy
PROG2, die nul is vóór 1997 en één daarna. We merken op dat hoewel het
tweede convenant in 2002 in werking is getreden en eindtermen formuleert voor
2010, glastuinbouwers op het convenant anticiperen zodat tijdens de onderzoeksperiode al beleidseffecten verwacht mogen worden.
Empirische resultaten
In tabel 2 zijn de schattingsresultaten van zowel het productiefrontier als het
technische efficiëntiemodel weergegeven.
Uit het bovenste gedeelte van de tabel blijkt op de eerste plaats dat er aanzienlijke verschillen in productiestructuur bestaan tussen de drie subsectoren
snijbloemen, potplanten en groenten. Zo is de outputelasticiteit van energie voor
snijbloemen aanzienlijk lager dan die van potplanten en groenten. Ook ten aanzien van landgebruik, de inzet van arbeid en het gebruik van bestrijdingsmiddelen en kunstmest bestaan er aanzienlijke verschillen. Ten aanzien van technische
vooruitgang zijn de verschillen klein.
tabel 2
Geschat Cobb-Douglas Stochastisch Frontier Panel Data Model
Variabele
Totaal
Snijbloemen
Productiefrontier
CONSTANTE
2,23** (0,15)
2,11** (0,27)
LLAND
0,07** (0,03)
0,14** (0,04)
LLARBEID
0,41** (0,02)
0,28** (0,03)
LENERGIE
0,33** (0,02)
0,08** (0,03)
LKAPITAAL
0,29** (0,02)
0,48** (0,04)
LBESTRIJDINGS0,01
(0,01)
0,06** (0,02)
MIDDELEN
LKUNSTMEST
-0,08** (0,01)
0,02
(0,02)
TREND
-0,00* (0,00) +0,00
(0,01)
Technische efficiëntie
CONSTANTE
-3,47** (0,39) -6,43** (0,78)
LEEFTIJD
0,03** (0,01)
0,10** (0,01)
ERVARING
0,01* (0,00) -0,00
(0,01)
OPVOLGER
-0,73** (0,16) -0,72** (0,17)
FAMBEDRIJF
1,34** (0,23)
1,23** (0,21)
AMANAGER
-0,42** (0,04) -0,38** (0,08)
PROG1
0,23
(0,17) -0,28
(0,20)
PROG2
-1,26** (0,27) -0,62** (0,24)
TREND
-0,04
(0,05) -0,14** (0,05)
S 2 = S v 2 + Su 2
0,55** (0,07)
0,59** (0,07)
Su 2 / S 2
0,86** (0,02)
0,90** (0,01)
Potplanten
3,81**
0,21**
0,38**
0,34**
0,07**
0,01
Groenten
(0,30)
(0,05)
(0,03)
(0,04)
(0,03)
(0,02)
0,05** (0,02)
-0,01
(0,01)
-4,59**
-0,02*
0,01**
0,31
1,42**
0,26**
0,08
-3,70**
0,30**
0,75**
0,92**
(0,99)
(0,01)
(0,00)
(0,20)
(0,31)
(0,08)
(0,24)
(0,76)
(0,09)
(0,12)
(0,02)
2,92**
0,28**
0,19**
0,33**
0,14**
0,03*
(0,20)
(0,04)
(0,03)
(0,02)
(0,03)
(0,01)
0,07** (0,02)
0,01
(0,01)
-0,41**
0,01**
-0,00
-0,04
0,23**
-0,15**
0,15**
-0,13**
0,01
0,04**
0,20**
(0,16)
(0,00)
(0,01)
(0,04)
(0,08)
(0,03)
(0,06)
(0,05)
(0,02)
(0,01)
(0,05)
Log-likelihood
-518
-1,35
-115
197
Aantal observaties
1727
643
456
628
Aantal bedrijven
417
155
110
152
Aantal perioden
9
9
9
9
227(8)**
193(8)**
77(8)**
62(8)**
LR statistic
Wat betreft het effect van milieubeleid zien we in het
tweede gedeelte van tabel 2 voor alle drie de sectoren
een significant negatief effect van PROG2. Dit betekent dat het tweede convenant een positief effect
heeft op de technische efficiëntie. Voor PROG1 zien
we een gemengd beeld. Het effect is negatief maar insignificant voor bloemen, positief en insignificant voor
planten en positief en significant voor groenten. Een
mogelijke verklaring voor dit laatste resultaat is een
tijdelijke daling van de productie als gevolg van de installatie van nieuwe kassen en verwarmingsinstallaties.
Voor alle drie de sectoren is het effect van PROG2
groter dan van PROG1. Een mogelijke verklaring
hiervoor is dat het tweede convenant strenger is
dan het eerste in die zin dat het tweede convenant
gedetailleerde reductienormen vaststelt voor ieder
bedrijf en per type gewas, terwijl het eerste slechts
betrekking had op de sector als geheel. Bovendien
betrof PROG1 alleen het energiegebruik en PROG2
zowel het gebruik van energie, bestrijdingsmiddelen
en kunstmest. Tenslotte verplicht PROG2 bedrijven
vanaf 2002 het gebruik van inputs te rapporteren.
Indien een bedrijf in gebreke blijft, volgen sancties.
Het gevonden resultaat dat een strenger milieubeleid een sterkere positieve uitwerking op technische
efficiëntie heeft, spoort met de Porterhypothese.
Het onderste gedeelte van tabel 2 geeft ook de effecten van een aantal andere factoren op technische
inefficiëntie weer. Er blijkt dat familiebedrijven minder efficiënt zijn en dat leeftijd, ervaring en het al of
niet hebben van een opvolger van invloed zijn, zij het
dat hun effecten variëren over de subsectoren.
Besluit
Het belangrijkste resultaat van deze studie is dat
milieubeleid heeft bijgedragen aan een verbetering
van de technische efficiëntie in de glastuinbouw.
Dit betekent dat de overheersende mening in kringen van ondernemers, beleidsmakers en politici dat
milieubeleid alleen maar tot hogere kosten leidt, op
zijn minst nuancering behoeft. Naast kostenverhoging is er sprake van een verbetering van technische
efficiëntie. Of het nettoresultaat een verlaging van
de kosten betekent, is een belangrijk onderwerp van
nader onderzoek.
LITERATUUR
Gabel, L.H. en R. Sinclair-Desgagné (2001) The Firm, Its
Procedures and Win-Win Environmental Regulations, in
Folmer, H, G. Landis, S. Gerking en A. Rose (red.). In: Frontiers of
environmental economic. Aldershot: Edward Elgar.
GLAMI (2000) Handboek Glastuinbouw. Stuurgroep
Glastuinbouw en Milieu, Utrecht.
Kumbhakar, S. en C. Lovell (2000) Stochastic Frontier Analysis.
Cambridge: Cambridge University Press.
Porter (1991) America’s Green Strategy, Scientific American.
Porter, M. en C. van der Linde (1995) Green and Competitive:
Breaking the stalemate, Harvard Business Review 73.
Vlist, A.J. van der, C. Withagen en H. Folmer (2006) Technical
efficiency under alternative environmental regulatory
Noten: *, ** significantie op 5% en 1%, respectievelijk, Tussen haakjes de standaardfout,
Voor een Translog specificatie zie Van der Vlist et al, (2006)
88
ESB
9 februari 2007
regimes: The case of Dutch horticulture. Nog te verschijnen in
Ecological Economics.