Reclame en alcohol
Er wordt in deze tijd veel geschreven
en gesproken over reclame. Commerciele televisie, de invloed van de reclameboodschappen van de op ons land
gerichte buitenlandse zenders, regionale commerciele zenders, een ‘derde
net’ met zwevende reclameblokken,
het verbieden van reclame voor rookwaren en alcoholhoudende dranken
zijn slechts enkele van de onderwerpen op dit gebied die veelvuldig in de
media worden besproken. Het is opvallend dat men over deze (en andere!)
onderwerpen vaak uitspraken doet die
niet empirisch gefundeerd zijn. Dit is
des te opmerkelijker wanneer men beseft dat er heel wat geld en moeite
gespendeerd wordt om het noodzakelijke onderzoek te verrichten. Als voorbeeld noemen we het omvangrijke onderzoek dat verricht is door en in opdracht van de Wetenschappelijke
Raad voor het Regeringsbeleid (WRR)
1). In de (politieke) discussie rond de
‘Medianota’ treft men echter weinig
uitspraken aan die op de uitkomsten
van dit onderzoek gebaseerd zijn 2).
Hetzelfde geldt ten aanzien van de
discussie rond de relatie tussen reclame en de consumptie van alcohol.
Eind 1985 werd het voorgenomen
besluit bekend van de staatssecretaris
van WVC om de reclame voor alcoholhoudende produkten op radio en televisie te verbieden. Ook hier kan de
vraag worden gesteld of dit besluit wel
gebaseerd is op onderzoek naar de relatie tussen reclame en de consumptie
van alcoholhoudende dranken. Naar
onze mening is dat niet het geval.
In dit artikel zullen we op de relatie
tussen reclame en alcohol ingaan.
Eerst geven we een overzicht van onderzoek dat op dit terrein reeds is verricht of hiermee nauw verwant is. Vervolgens zullen we verslag doen van de
resultaten die wij gevonden hebben
met betrekking tot de relatie tussen reclame en de consumptie van bier in
Nederland over de periode 1978 t/m
1984. Nadat de modeller) die de vraag
naar bier kunnen verklaren zijn besproken en de gegevens die wij voor
deze studie hebben gebruikt zijn beschreven, zullen we onze resultaten
samenvatten. De afsluitende paragraaf bevat onze conclusies.
Consumptie en reclame
De vraag naar het effect van reclame
op de consumptie van goederen en
diensten, is niet van recente datum.
Evenmin is dit het geval met de meningen die met name politic! hierover ten
beste hebben gegeven. Zo werd in de
in november 1975 in de Tweede Kamer
ESB 30-4-1986
gehouden discussies rond het al dan
niet afschaffen van STER-reclame (!)
onder meer gesteld dat ,,de STER ….
aanjaagt tot overbodige consumptie
en uiteraard nog op kosten van de consument zelf” 3). Een jaar later werd
daar nog aan toegevoegd: ,,Uit Amerikaanse onderzoekingen is wel gebleken dat met name televisiereclame
voor alcohol stimulerend werkt op die
mensen die daarvoor erg gevoelig
zijn” 4).
De in het laatste citaat genoemde
onderzoekingen zijn ons onbekend.
Daarentegen is ons wel onderzoek bekend waarbij empirisch aangetoond is
dat de effecten van reclame op de
vraag naar een produkt (dit is de som
van de vraag naar de individuele merken die in de produktklasse worden
aangeboden) gering of zelfs in veel gevallen nihil zijn 5). Daar waar reclame
(statistisch) significante effecten op de
primaire vraag heeft is veelal sprake
van:
– markten met produkten waarbij de
onderlinge verschillen tussen merken gering zijn (b.v. fruit);
– markten met produkten die zich in
de eerste fasen van de levenscyclus bevinden.
De relaties tussen reclameuitgaven
en de vraag naar produkten die mogelijk schadelijke gevolgen voor de gezondheid kunnen hebben, hebben relatief veel aandacht gekregen. Het
gaat hierbij in het bijzonder om de
vraag naar alcoholhoudende produkten en rookartikelen. We zullen enkele
conclusies van deze studies kort
samenvatten.
Op de vraag ,,does advertising increase alcohol consumption?” antwoorden Bourgeois en Barnes: ,,ln
beer, yes; in liquor, no. But for both it
was less influential than uncontrollable
factors” 6). Wilcox concludeert dat:
, ,The presence of price advertising had
no significant effect on beer consumption”. Hagan and Waterson stellen:
,,The results from this analysis confirm
the findings of earlier studies in the
same area, and conclusively support
the view that advertising expenditure
has had no measurable effect on total
consumption of alcoholic drinks” 8).
Het marktonderzoekbureau Interview
concludeert in een onderzoek 9) dat er
geen aantoonbaar substantieel verband bestaat tussen het kijken naar
STER-reclame en het thuis consumeren van alcoholhoudende produkten.
Naast deze vrijwel eensluidende
conclusies dienen we wel melding te
maken van een uitspraak van de Ando
(Algemene Nederlandse Drankbestrijders Organisatie) die in haar informa-
tiebulletin voor de pers van 1 november 1985 een positieve relatie tussen
de reclame en de afzet van bier meent
te kunnen herleiden uit het feit dat:,,de
brouwerijen er gretig op zijn om hun reclamegeld via radio en tv te besteden”.
Deze gretigheid zal, zo menen wij, eerder moeten worden verklaard uit het
verlangen een zeker marktaandeel te
widen realiseren dan uit de doelstelling
de primaire vraag naar bier te vergroten.
Met betrekking tot de relatie tussen
reclame en de vraag naar rookartikelen willen we memoreren dat in een op
de Westduitse sigarettenmarkt betrekking hebbende studie een statistisch
significant positief effect van reclame
op de primaire vraag naar sigaretten
1) Zie WRR, Samenhangend mediabeleid,
Rapporten aan de Regering, nr. 24, Staatsuitgeverij, ‘s-Gravenhage, 1982, alsmede de 17
rapporten Voorstudies en Achtergronden
Mediabeleid.
2) Zo gaat men in de discussie rond commerciele zenders op nationaal en regionaal niveau
erg vaak voorbij aan de negatieve gevolgen
van de invoering van deze zenders op de
financiele positie van een belangrijk deel van
de periodiek verschijnende pers. Zie b.v. KJ.
Alsem, M.A. Boorsma, G.J. van Helden, J.C.
Hoekstra, P.S.H. Leeflang en H.H.M. Visser,
De aanbodstructuur van de periodiek
verschijnende pers in Nederland, M 9, Voorstudies en Achtergronden Mediabeleid, Staatsuitgeverij, ‘s-Gravenhage, 1982.
3) Uitspraak van het kamerlid J.N. Scholten,
zie Handelingen Tweede Kamer, 13 november
1975, biz. 1177.
4) J.N. Scholten, Handelingen Tweede Kamer, 23 november 1976, biz. 1444.
5) Zie b.v. J.J. Lambin (1976), Advertising,
competition and market conduct in oligopoly
over time, North-Holland Publishing Company, Amsterdam, 1976; R.P. Leone en P.L.
Schultz, A study of marketing generalizations,
Journal of Marketing, jg. 44, winter 1980, biz.
10-18; R. Ashley, C.W.J. Granger en R.
Schmalensee, Advertising and aggregate consumption: an analysis of causality, Econometrica, jg. 48, nr. 5, 1980, biz. 1149-1167; G.
Assmus, J.U. Parley en D.R. Lehmann, How
advertising affects sales: meta-analysis of
econometric results, Journal of Marketing Research, jg. 21, februari 1984, biz. 65-74.
6) J.C. Bourgeois en J.G. Barnes, Does advertising increase alcohol consumption?,
Journal of Advertising Research, jg. 4, 1979,
biz. 19
7) G.B. Wilcox, The effect of price advertising
on alcoholic beverage sales, Journal of Advertising Research, jg. 25, nr. 5, 1985, biz. 37.
8) L.W. Hagan en M.J. Waterson, The impact
of advertising on the United Kingdom alcoholic
drink market, The Advertising Association,
1983, biz. 5.
9) Interview, Alcoholreclame via STER-TV: de
invloed op alcoholconsumptie, Amsterdam,
1985.
werd gevonden 10). Daarbij moet worden aangetekend dat dit effect tamelijk
gering was en voor latere perioden niet
meer kon worden vastgesteld 11). Tot
zover een globale schets van het probleemgebied rond de reclamevoering
voor en de primaire vraag naar alcoholhoudende produkten en rookartikelen.
Het doel van onze studie is om te
bestuderen of en in hoeverre reclame
voor alcoholhoudende dranken invloed heeft op de primaire vraag. In navolging van onderzoeken in GrootBrittanie 12) en Canada 13), is de te
toetsen hypothese dat reclame voor alcoholhoudende produkten geen of
nauwelijks effect heeft op de primaire
vraag in Nederland. Voor het toetsen
van deze hypothese beperken we ons
tot de biermarkt.
Een vraagmodel voor bier
Bij de numerieke specificatie van
een model ter verklaring van de primaire vraag naar bier hebben we gewerkt
met gegevens die betrekking hebben
op een periode van twee maanden. De
gegevens zijn afkomstig uit de periode
1 januari 1978 tot en met 31 december
1984. De afhankelijke variabele is de
totale afzet van bier in liters. De onafhankelijk variabelen zijn te verdelen in
omgevings- en beslissingsvariabelen.
Uit andere studies 14) blijkt dat onder andere de volgende omgevingsvariabelen invloed hebben op de vraag
naar bier: besteedbaar inkomen, temperatuur en grootte van de bevolking.
We verwachten een positief verband
tussen de vraag naar bier en het
besteedbare inkomen te vinden. Aangezien tweemaandelijkse cijfers van
het besteedbare inkomen niet of moeilijk verkrijgbaar zijn hebben we als
maatstaf voor het besteedbare inkomen de wel verkrijgbare reeks van consumptieve bestedingen genomen.
Bierconsumptie varieert met de weersomstandigheden. In navolging van
Leeflang en Van Duijn 15) hebben we
de gemiddelde dagtemperatuur in de
regressie betrokken. Verder verwachten we een positief verband tussen de
grootte van de bevolking (ouder dan 15
jaar) en de bierafzet.
Als beslissingsvariabelen hebben
we prijs en reclame gebruikt. Het prijsindexcijfer van bier is gedefleerd met
het prijsindexcijfer van de gezinsconsumptie. De reclame-uitgaven voor
bier zijn verdeeld over de mediagroepen radio, televisie en pers. Ook de gegevens die betrekking hebben op deze
variabelen zijn gedefleerd, waarbij
prijsindexcijfers voor de reclameuitgaven gebruikt zijn. Gegevens met
betrekking tot de overige reclameuitgaven als buitenreclame, sponsoring enz. zijn niet verkrijgbaar en dus
buiten beschouwing gelaten. In onze
studie hebben we zowel het effect van
de totale reclame als de effecten van
de radio-, televisie- en persreclame af-
zonderlijk op’de vraag naar bier bestudeerd.
Ten einde het aantal variabelen te
beperken hebben we zowel de reclame-uitgaven als de consumptieve
bestedingen en de afzet van bier per
hoofd van de bevolking (ouder dan 15
jaar) als variabelen in het model opgenomen. Daardoor was het niet nodig
de variabele bevolkingsomvang expliciet op te nemen. Een aantal variabelen is om uiteenlopende redenen niet
opgenomen in de diverse modellen.
Gegevens met betrekking tot de distribute zijn moeilijk verkrijgbaar en dragen in vergelijkbare studies 16) weinig
bij tot de verklaring van de afzet.
Substituten als wijn en gedistilleerd
bleken geen invloed te hebben op de
bierconsumptie. Ook de variabele werkloosheid 17) bleek in onze specificaties geen enkele maal significant bij te
dragen aan de verklaring van de fluctuates van de afhankelijke variabele.
Samengevat hebben wij de volgende variabelen in onze specificaties gebruikt (bron tussen haakjes):
uitgaven in diverse perioden. In navolging van Aaker, Carman en Jacobson
22) zijn deze modellen gebruikt om de
juiste ‘lag structure’ van de reclameuitgaven te bepalen. Verder hebben
we de hiervoor genoemde modellen
nogmaals numeriek gespecificeerd
nadat alle variabelen voor de trend waren gecorrigeerd. Ten slotte dienen we
nog te vermelden dat we simultane
stelsels geschat hebben waarbij de afzet AFZB, en de reclame-uitgaven als
endogene variabelen zijn opgevat die
elkaar wederzijds be’i’nvloeden.
Met behulp van theoretische en statistische validatiecriteria hebben we
een aantal modelspecificaties geselecteerd 23). Daarbij hebben we onder
meer door gebruik te maken van een
validatiesteekproef bestaande uit 12
van de 42 ‘waarnemingsparen’ de
voorspelkracht van de modellen getoetst aan de hand van Theils ‘inequality coefficient’ (U). De op deze wijze geselecteerde modellen zullen in de volgende paragraaf worden besproken.
AFZB, = de afzet van bier in liters per
hoofd van de bevolking, ouder dan 15 jaar, in periode t
(CBS);
CB,
= indexcijfer van de consumptieve bestedingen op basis
van 1975 = 100, per hoofd
van de bevolking in periode t
(CBS) 18);
TEMP, = gemiddelde dagtemperatuur
in de Bilt in periode t, in graden Fahrenheit 19) (CBS);
PB,
= prijsindexcijfer van bier gedeeld door het prijsindexcijfer van de gezinsconsumptie
in periode t (CBS);
RR, = reclame-uitgaven voor bier
op de radio per hoofd van de
bevolking, ouder dan 15 jaar,
in centen in periode t (BBC)
20);
RTV, = reclame-uitgaven voor bier
op de televisie per hoofd van
de bevolking, ouder dan 15
jaar, in centen in periode t
(BBC);
RP,
= reclame-uitgaven voor bier
in de pers per hoofd van de
bevolking, ouder dan 15 jaar,
in centen in periode t (BBC);
RT,
= totale reclame-uitgaven voor
bier per hoofd van de bevolking, ouder dan 15 jaar, in
centen in periode t.
Resultaten
In de vorige paragraaf is het selectieproces beschreven dat geleid heeft tot
10) P.S.H. Leeflang en J.C. Reuyl (1985), Advertising and industry sales; an empirical study of the West German cigarette market, Journal of Marketing, jg. 49, herfst 1985, biz. 92-98.
11) J.C. Reuyl, On the determination of advertising effectiveness; an empirical study of the
German cigarette market, Stenfert Kroese,
Leiden, 1982, i.h.b. biz. 94-95.
12) Hagan en Waterson, op. cit.
13) Zie M.M. Brown, Does broadcast advertising of beer increase self-imposed risks?, Brewers Association of Canada, 1976.
14) Zieb.v. P.S.H. Leeflang en J.J. van Duijn,
The use of regional data in marketing models:
the demand for beer in the Netherlands, part I:
Regional models, European Research, jg. 10,
nr. 1, 1982, biz. 2-9.
15) Idem.
16) Bourgeois en Barnes, op. cit.; Hagan en
Waterson, op. cit., Leeflang en Van Duijn, op.
cit.
17) In navolging van Bourgeois en Barnes,
op. cit.
18) Deze gegevens zijn niet beschikbaar per
hoofd van de bevolking ouder dan 15 jaar.
19) De keuze voor graden Fahrenheit is inge-
geven door het feit dat het werken met graden
Celsius eenmaal een negatieve waarde ople-
verde, hetgeen het schatten van parameters in
multiplicatieve modellen onmogelijk maakt.
20) Bureau voor Budgetten Controle.
21) Zie voor de terminologie b.v. Ph.A. Naert
Alle reclameuitgaven zijn in constante prijzen.
Bij de specificatie van de relatie tussen AFZB, en de mogelijke onafhankelijke variabelen hebben we gebruik gemaakt van lineaire modellen en modellen die lineair zijn in de parameters en
niet lineair in de variabelen, multiplicatieve modellen 21). Tevens is een aantal modellen numeriek gespecificeerd,
waarbij uitgegaan is van een partiele
relatie tussen AFZB, en de reclame-
en P.S.H. Leeflang, Building implementable
marketing models, Martinus Nijhoff Social
Sciences Division, Leiden/Boston, 1978.
22) D.A. Aaker, J.M. Carman en R. Jacobson,
Modeling advertising-sales relationships involving feedback: a time series analysis of six
cereal brands, Journal of Marketing Research,
jg. 19, februari 1982, biz. 116-125.
23) Voor een uitvoerig overzicht van de geschatle modellen en de bij de modellen beho-
rende statistische validatiecriteria, zie P.H.
Franses en L. van Haastrecht, Reclame en alcohol: een onderzoek naar het effect van recla-
me op de primaire vraag naar bier, scriptie
Economische Faculteit, Rijksuniversiteit, Grcningen, 1986.
Tabel 1. Geschatte parameters en enkele statistische validatiecriteria van de vergelijkingen (1) en (2) en enkele modificaties
Vergelijking
Variabelen
(1)
Constante
— 1,04
(-
1,89)
a)
(
1,59)
(
6,68)
TEMP,
(
(-
1.92)
a)
— 1,04
(- 1,89)
(
1,49)
b)
(
1,56)
a)
(
1,03
6,19)
a)
(
6,53)
b)
(
1,99)
a)
a)
(
1,06
6,97)
a)
1,02
— 0,293
(— 0,796)
a)
0,860
0,750
b)
— 0,182
(— 0,589)
RT,
— 1,08
a)
0,737
1,03
(4)
(3)
— 1,10
(- 1.84)
0,739
CB,
PB,
(2)
— 0,298
(— 0.823)
— 0,158
(- 0,517)
0,0304
0,703)
— 0,00628
RR,
(— 0,108
)
(
0,0530
0,669)
(
0,0541
0,696)
(
0,339
0,868)
(
0,0337
0,875)
RTV,
RP,
Statistische grootheden
R2
R
0,885
2
F-waarde
DW
T
0,886
0,881
0,873
0,869
0,870
0,872
69,5
2,31
42
Ue)
a)
b)
c)
d)
e)
0,889
a)
39,9
c)
a)
2,32
42
0,0159
c)
54,3
2,32
42
0,0192
0,0190
a)
c)
88,9
2,31
a)
d)
42
0,0159
Significant op 5%-niveau.
Significant op 10%-niveau.
DW-test is ‘inconclusive’.
Geen autocorrelatie
Waarden van Theils ‘inequality coefficient’ gebaseerd op een analysesteekproef van 30 waarnemingen en een validatiesteekproef bestaande uit 12 waarnemingen.
de keuze van enkele primairevraagmodellen. We zullen nu de numerieke specificatie van de navolgende geformaliseerde relaties bespreken:
AFZB =
(1)
AFZB, =
eb°+v’.CBb’-TEMPtb2.PBb3.RRb’1
(2)
waarin u, en v, storingstermen representeren.
Omdat bij schatting met de methode
der kleinste kwadraten (OLS) de
Durbin-Watson-test negatieve autocorrelatie aanduidde, zijn de modellen
opgevat als die met autoregressieve
verstoringen. De modellen zijn nogmaals geschat, waarbij de autoregressiecoefficient rho bepaald is door middel van een iteratieve maximumlikelihood-methode (ML). De autocorrelatie neemt hierdoor inderdaad af.
De geschatte waarden van de parameters (met de t-waarden tussen haakjes) en enige statistische grootheden
staan vermeld in tabel 1. Deze parameterschattingen zijn gebaseerd op
42 waarnemingen. De verklaarde vari-
antie is hoog, de F-waarde is in beide
modellen significant op 5%-niveau, en
de omgevingsvariabelen CB, en
TEMP, zijn beide significant (op 10%resp. 5%-niveau) en hebben het goede
teken. De variabele ‘prijs’ heeftwel het
goede teken, maar is niet significant,
hetgeen waarschijnlijk het gevolg is
van de kleine variatie van deze variabele (met uitzondering van de forse
prijsstijging begin 1982). De modellen
geven op grond van statistische criteria een redelijke beschrijving van de
werkelijkheid.
Uit tabel 1 blijkt dat de regressiecoefficient van de totale reclame-uitgaven in vergelijking(l) niet significant
afwijkt van nul. Ook de regressiecoefficienten van radio-, televisie- en persreclame (vergelijking 2) wijken niet significant van nul af. De coefficient van radioreclame is zelfs negatief. We hebben daarom dit model nog eens geschat zonder deze variabele (vergelijking 3). De andere reclamevariabelen
zijn dan nog steeds niet significant (zie
ook tabel 1.)
We hebben verder nog onderzocht
of de modellen (1), (2) en (3) afwijken
van een vergelijkbaar model zonder reclamevariabelen (model 4 in tabel 1).
We gebruikten hiervoor de z.g. F-test.
Uit de berekende F-waarden blijkt dat
geen van de modellen (1), (2), (3) significant (5%) afwijken van het model zonder reclamevariabelen (4). Dit impliceert dat reclame geen noemenswaardige bijdrage levert aan de verklaring
van de afzet van bier. Uit de Theilcoefficienten (U in tabel 1) blijkt dat opname van reclame in de modellen niet
leidt tot betere voorspellingen.
De schattingen die in tabel 1 vermeld staan, zijn ‘gemiddelden’ overde
gehele periode van 7 jaar (42 waarnemingen). Het is evenwel heel goed
denkbaar dat de effecten van reclame
op de primaire vraag naar bier in de
loop der jaren wijzigingen hebben ondergaan. Daarom hebben we een voortschrijdende tijdreeksanalyse uitgevoerd waarbij we de reclame-elasticiteiten hebben geschat voor de tweemaandelijkse perioden 1 t/m 30, 2 t/m
31,…., 13t/m42. In4vande 13onderscheiden subperioden bleek televisiereclame een statistisch significant positief effect op de primaire vraag naar
bier te hebben. Het betreft hier subperioden die liggen voor 1983. De
effecten van televisiereclame op de
primaire vraag naar bier in latere subperioden zijn niet vast te stellen. Evenmin kunnen we in enige subperiode
een effect van hetzij persreclame, hetzij de totale reclame-uitgaven op de
primaire vraag naar bier vaststellen.
Conclusie _________
In dit artikel hebben wij getracht een
verband te vinden tussen de vraag
naar bier en onafhankelijke variabelen
als de omgevingsvariabelen temperatuur en consumptieve bestedingen en
de beslissingsvariabelen prijs en reclame. Daartoe is een groot aantal mogelijke modellen numeriek gespecificeerd. Met behulp van een aantal theoretische en statistische validatiecriteria hebben wij 4 modellen geselecteerd en aan de hand van deze modellen kunnen de volgende conclusies
worden geformuleerd.
De fluctuaties in de primaire vraag
naar bier worden voor een belangrijk
deel bepaald door fluctuaties in de
temperatuur en de consumptieve bestedingen. Daarbij dient ook rekening
te worden gehouden met de grootte
van de bevolking. Dit hebben we in onze analyse gedaan door een aantal variabelen, waaronderde primaire vraag,
te delen door het aantal personen
ouder dan 15 jaar in de betreffende periode. Wij konden geen bewijs vinden
voor de stalling dat de reclame de
vraag naar bier positief en significant
bei’nvloedt. De totale reclame-uitgaven
noch de reclame-uitgaven verdeeld
over diverse mediagroepen blijken in
de beschouwde periode een significant en positief effect op de primaire
vraag naar bier te hebben.
Wanneer we diverse subperioden
beschouwen kunnen we in een viertal
subperioden, die voor 1983 liggen, wel
een significant positief effect van tele-
visiereclame vaststel len. I n de loop der
jaren zijn deze effecten steeds kleiner
en steeds minder significant geworden. Het lijkt raadzaam om van tijd tot
tijd studies als deze uit te voeren ten
einde na te gaan of dit verschijnsel zich
in de toekomst al dan niet op analoge
wijze manifesteert.
In het empirische deel van deze studie hebben we ons slechts beziggehouden met de relatie tussen reclame
en de consumptie van bier. Het is heel
goed mogelijk dat de conclusies die
ten aanzien van de relatie tussen reclame en bier getrokken zijn, niet kunnen
worden getrokken met betrekking tot
de relatie tussen reclame en gedistilleerde dranken of de relatie tussen reclame en wijn. Ten slotte heeft deze
studie niet tot doel om overmatig alcoholgebruik te bagatelliseren. Wel menen wij met betrekking tot de consumptie van bier de bewering van de heer
Chr. Smeekes, directeur van de STER,
te hebben gestaafd dat ,,een verbod
van etherreclame een ondoelmatig
middel is ter bestrijding van overmatig
alcoholgebruik” 24).
P.H. Franses
L. van Haastrecht
P.S.H. Leeflang
De auteurs zijn respectievelijk studenten econometrie aan de Interfaculteit actuariele wetenschappen en econometric, Rijksuniversi-
teit, Groningen, en Hoogleraar Marketing en
marktonderzoek, Economische faculteit,
Rijksuniversiteit Groningen. Zij zijn dank verschuldigd aan de heer E.M. Kraak voor het beschikbaar stellen van de gegevens die betrekking hebben op de reclameuitgaven, en aan
drs. K.J. Alsem en drs. K. Gelderman voor hun
commentaar op een eerdere versie van dit
artikel.
24) Zie Adtormatie, 10oktober 1985, biz. 1.