Een macro-economisch model van de Nederlandse landbouw

Een macro-economisch model

van de Nederlandse landbouw

11

U i

111 h

111

S I !

n ho m CD o CO O c c*

4-E 4-E N M A C R O - 4-E C O N O M I S C H M O D 4-E L

V A N D E N E D E R L A N D S E L A N D B O U W

BIBLIOTHEEK TU Delft P 1634 4041 472884

E E N M A C R O - E C O N O M I S C H M O D E L

V A N D E N E D E R L A N D S E L A N D B O U W

P R O E F S C H R I F T

ter verkrijging van de graad van doctor in de technische wetenschappen

aan de Technische Hogeschool Delft,

op gezag van de rector magnificus prof. ir. B. P.Th. Veltman. vooreen commissie

aangewezen door het college van dekanen te verdedigen op

woensdag 3 december 1980 des middags om 16.00 uur

door

Alcuinus Joannes Maria van Miltenburg

landbouwkundig ingenieur j r 3 n u Q L f A

geboren te Rhenen

D I T P R O E F S C H R I F T IS G O E D G E K E U R D D O O R D E

P R O M O T O R : P R O F . D R . G . G J . B O S

Omslag: Ad van Miltenburg

Copyright © 1980 by Delltse Universitaire Pers

No part of this book may be reproduced in any form, by print, photoprint, microfilm orany other means without written permission from the publisher.

Voor alle kwesties in/ake het kopiëren van een of meer pagina's van de/e uitgave: Stichting Reprorecht, Amsterda m.

Inhoud

1. INLEIDING E N PROBLEEMSTELLING

1.1. Plaatsbepaling 1 1.2. Verklaringsdoel van het model 7

2. BESCHRIJVING V A N HET MODEL

2.1. De vraagzijde.'finale en intermediaire bestedingscategorieën 9

2.1.1. De interne leveringen 9 2.1.2. De onderlinge leveringen 11

2.1.3. De exporten [4 2.1.4. De gezinsconsumptie 17

2.1.5. De voorraadvorming 20 2.2. De aanbodzijde: primaire kostencategorieën en intermediaire

leveringen 22 2.2.1. De aangekochte grondstoffen en diensten 23

2.2.2. De importen 25 2.2.3. De indirecte belastingen minus subsidies 27

2.3. Produktiecapaciteit en werkgelegenheid 28 2.3.1 .Aantal arbeidsplaatsen en potentiële toegevoegde waarde 29

2.3.2. De investeringen in outillage 37 2.3.3. De zelfstandige agrarische beroepsbevolking 39

2.4. De prijzen 43 2.5. De inkomensverdeling 48

2.5.1 .De loonvoetvergelijking 49

2.5.2.De pachtprijs 51 2.6. Het model in vergelijkingen; symbolenlijst 54

3. WERKING V A N HET MODEL

3.1. Een schematisch overzicht 63 3.2. Simulatieresultaten in de schattingsperiode 68

4. E F F E K T E N V A N EXTERNE F A K T O R E N EN V A N B E L E I D S M A A T R E G E L E N

4.1. Stijging van de wereldmarktprijzen 75 4.2. Toename van het volume van de wereldhandel 77

4.3. Stijging van de prijzen die door de landbouw worden betaald 79

4.4. Toename van de produktie buiten de landbouw 81

4.5. Verhoging van de landbouwprijzen 83 4.6. Toename van de investeringen 85 S A M E N V A T T I N G / S U M M A R Y IN ENGLISH 87

LITERATUUROVERZICHT c»

1. Inleiding en probleemstelling

1.1. PLAATSBEPALING

'In toenemende mate komt men de opvatting tegen dat het niet goed mogelijk is de economische ontwikkeling op de middellange en lange termijn te analyseren indien geen rekening wordt gehouden met de samenhang tussen verschillende sectoren'.

Al-dus luidt de eerste zin van het voorwoord van een viertal modelstudies1 die gemaakt

zijn voor het rapport van de Wetenschappelijke Raad voor het Regeringsbeleid (WRR) over de plaats en de toekomst van de Nederlandse industrie. Deze modelstudies be-treffen multisectormodellen die een illustratie vormen van de toenemende belang-stelling voor een verbijzondering van de macro-economische ontwikkeling naar sec-toren.

De nadruk blijft — bij alle onderlinge verschillen tussen de studies — liggen op de nationale economie. In het voorliggende onderzoekverslag is sprake van een satelliet-model van één sector, de landbouw (exclusief bosbouw en visserij), dat gekoppeld kan worden aan een macro-economisch model. Anders gezegd, centraal staat de ana-lyse van de economische ontwikkeling van één afzonderlijke sector: de landbouw. Dit sluit overigens niet uit dat een aantal resultaten van het onderzoek met onderdelen van de WRR-studies vergelijkbaar is. Hierop wordt bij de behandeling van de afzon-derlijke vergelijkingen in hoofdstuk 2 teruggekomen.

Vanouds is de landbouweconomie - met name in de Verenigde Staten - een vruchtbaar veld van vernieuwingen, en van nieuwe toepassingen, gebleken voor de econometrie. Op verschillende wijzen is dit toe te lichten, o.a. door een inspectie van

1 W. Driehuis en P.J. van den Noord, Produktie, Werkgelegenheidsectorstructuur en Betalings-balans in Nederland, 1960-1985, Wetenschappelijke Raad voor het Regeringsbeleid, Voorstudies en achtergronden, Staatsuitgeverij, 's-Gravenhage, 1980, 213 p.

S.K. Kuipers, J. Muysken, D.-J. van den Berg, A . H . van Zon, Sectorstructuur en economische groei: een eenvoudige groeimodel met zes sectoren van de Nederlandse economie in periode na de Tweede Wereldoorlog, Wetenschappelijke Raad voor het Regeringsbeleid, Voorstudies en achter-gronden, Staatsuitgeverij, 's-Gravenhage, 1980, 162 p.

[•'. Muller, P..1.J. Lesuis, N.M. Boxlioorn, Ken multiseetormodel voor de Nederlandse economie in drieëntwintig bedrijfstakken, Wetenschappelijke Raad voor het Regeringsbeleid, Voorstudies en achtergronden, Staatsuitgeverij, 's-Gravenhage, 1980, 1 15 p.

A.B.T.M. van Schaik, Arbeidsplaatsen, bezettingsgraad en werkgelegenheid in dertien bedrijfs-takken, Wetenschappelijke Raad voor het Regeringsbeleid. Voorstudies en achtergronden. Staats-uitgeverij, 's-Gravenhage, 1980, 31 p.

de literatuurverwijzingen in op de empirie georiënteerde handboeken2 en oude jaargan-gen van econometrische tijdschriften. In dit verband behoeft niet uitsluitend te worden gedacht aan de toepassing van statistische methoden, maar evenzeer aan kwantitatieve methoden als lineaire programmering en de zogenoemde 'system dyna-mics'. (Voorafgaande aan het rapport van de Club van Rome is door Dennis L.

Meadows3 gewerkt aan een herformulering en generalisatie van de bekende

varkens-cyclus).

In het vervolg van deze inleidende paragraaf wordt verwezen naar internationale onderzoekingen op het gebied van modellen van de agrarische sector, om tegen deze achtergrond in paragraaf 2.1. een beter inzicht te bieden in de bedoelingen van het te presenteren model. Hierbij wordt speciale aandacht besteed aan de ontwikkeling op dit gebied in de Verenigde Staten omdat daar al sedert het einde van de jaren vijftig systematisch onderzoek gepleegd is op dit gebied.

Al in 1959 is door William A . Cromarty4 een econometrisch model van de

Ameri-kaanse landbouw gepubliceerd. Cromarty ziet zijn studie als een poging om, via een stelsel geschatte gedragrelaties voor de agrarische sector, een koppeling of enting tot stand te brengen met de rest van de economie ('grafting onto a master model of the total economy'). Aldus zouden de effecten opgespoord kunnen worden die verande-ringen buiten de landbouw in de sector zelf oproepen, en omgekeerd, zou de bijdrage van de landbouw aan de gehele economie geanalyseerd kunnen worden. In de studie worden vraag-, aanbod-, en prijsrelaties voor twaalf produktgroepen geanalyseerd.

In een artikel in het Journal of Farm Economics5 herhaalt Cromarty — in

geactuali-seerde vorm — zijn pleidooi voor de ontwikkeling van een landbouwmodel. Hij voegt

daar later6 aan toe dat van de modelbouwer een grotere mate van beleidsoriëntatie

verwacht mag worden. Cromarty citeert met instemming Karl F o x7 'I believe that our knowledge of the agricultural sector is adequate to support an econometric model of considerable complexity which would, at the same time, be highly useful for policy purposes'.

Fox heeft zelf bijgedragen, om zijn opvatting om te zetten in werkelijkheid door

zijn inbreng in het zogenoemde Brookings Model.8

2 Zie bijv. Hendrieke Goris, Inleiding in de econometrie, J.H. de Bussy (Amsterdam) en A. Oosthoek (Utrecht), Academische Paperbacks, 1972, 236 p.

3 Dennis L. Meadows, Dynamics of Commodity Production Cycles, Wright-Allen Press, Inc., Cambridge, Massachusetts, 1970, 104 p.

4 William Cromarty, An Econometric Model for United States Agriculture, American Statistical Association Journal, September 1959, p. 556-574.

5 William A. Cromarty, Production Economics and Policy Planning: An Agribusiness Interest, Journal of Farm Economics, 1967, p. 1480-1489.

6 William A. Cromarty and Walter M. Myers, Needed Improvements in Application of Models for Agriculture Commodity Price Forecasting, American Journal of Agricultural Economics, 1975, p. 172-177.

7 Karl A. Fox, Econometric Analysis for Public Policv, Ames, Iowa State College Press, 1958, p. 267.

8 Karl Fox, A Submodel of the Agricultural Sector, The Brookings Quarterly Econometric Model of the United States, Edited by James S. Duesenberry, Gary Fromm, Lawrence R. Klein, Edwin Kuh, Chicago, Rand-Mc. Nally & C o . and North-Holland Publishing Co., Amsterdam, 1965, p. 409-461.

Het landbouwblok van dit model bestaat uit 15 vergelijkingen, waarvan er 8 betrek-king hebben op de bepaling van landbouwprijzen en 7 dienen voor de schatting van het agrarisch inkomen. De acht relaties voor de nominale ontwikkeling bestaan uit 2 vraagvergelijkingen voor veehouderij- en akkerbouwprodukten, 2 aanbodverge-lijkingen die hiermee corresponderen en 2 balansvergeaanbodverge-lijkingen die de detailhandels-prijs definiëren als de som van de detailhandels-prijs af-boerderij plus handelsmarges.

De vraagvergelijkingen bevatten als verklarende variabelen o.a. prijzen en beschik-baar inkomen; in de aanbodvergelijkingen komen naast de prijzen de loonkosten per eenheid produkt voor.

Voorts zijn er twee vergelijkingen die, op grond van de twee prijzen, de indexcijfers voor de agrarische voedselprijzen en voor de totale agrarische produktie bepalen. Met behulp van deze vergelijkingen wordt vervolgens het agrarische inkomen berekend. Fox heeft in zijn bijdrage verschillende belerende ('didactic and hortatory remarks') beschouwingen ingevoegd.

Enkele jaren later komt het Amerikaanse ministerie van landbouw (USDA) bij monde van Schalier9 en Sharples10 met een eerste verslag van onderzoek over de ontwikke-ling van een nationaal sectormodel. Dit sectormodel zou weliswaar waarden van geag-gregeerde variabelen als uitkomst moeten hebben, maar zou daarnaast zoveel mogelijk bedrijfsdetails moeten bevatten. Voorts zou in het model aandacht ge-schonken moeten worden aan technische eigenschappen en de beslissingen van de boeren. Het resultaat van deze uitgangspunten is een model dat de som is van ruim 90(!) lineaire programmeringsmodellen. Hierin komt de verbijzondering naar regio en bedrijfstype tot uiting.

Via sommering worden de aggregaten bepaald. Een dynamisch element is dat de produktieplannen gebaseerd worden op de prijzen in de voorafgaande periode. De produktie in de lopende periode bepaalt de prijs in de lopende periode. Tussentijdse evaluatie van de eerste resultaten in 1967 leidde enerzijds tot de vraag naar nog gede-tailleerder onderzoek, maar anderzijds ook naar experimenten met meer op de statis-tiek georiënteerde methoden.

Alvin C. Egbert" publiceert in 1969 op persoonlijke titel - hij is op dat moment niet langer in dienst van het U.S. Department of Agriculture maar werkt dan bij de

9 W. Ncill Schalier, A National Model of Agricultural Production Response, Agricultural Economics Research, Vol. 20, No. 2, April 1968, p. 33-46.

10 Jerry A. Sharples and W. Neill Schalier, Predieting Short-Run Agrcgatc Adjustment to Policy Alternativcs, American Journal of Agricultural Economics, Vol. 50. No. 5, December 1968, p. 1523-1538.

11 Alvin C. Egbert, An Aggregate Model of Agriculture - Kmpiricul I stimatesand Sonie Policy Implications, American Journal of Agricultural Economics, Vol. 51. Ne. 1. I cbruary 1969. p. 71-86.

International Bank of Reconstruction and Development — een uiterst eenvoudig en zeer geaggregeerd model van de Amerikaanse landbouw. Het door hem ontwikkelde stelsel bestaat uit één aanbodfunctie met als verklarende variabelen de prijzen (be-taald en ontvangen), het weer, de techniek en de input van produktiefactoren. De vraag hangt af van de prijzen en het beschikbare inkomen. De grootte van de voor-raden is afhankelijk van het agrarisch markt- en prijsbeleid, de prijzen en de consump-tieve vraag. Een balansvergelijking maakt dat produktie en invoer gelijk zijn aan con-sumptie, export en voorraadvorming. Het artikel van Egbert leert dat met een een-voudig model toch goed beleidsvragen te beantwoorden zijn.

Uit de analyse van alternatieve projecties concludeert Egbert dat, wil mén de agra-rische prijzen en inkomens op peil houden, (sectoraal) markt- en prijsbeleid nodig is; kleine verstoringen in het evenwicht tussen vraag en aanbod leiden tot grote prijsfluc-tuaties, bij achterwege blijven van beleid worden flinke prijsdalingen voorzien, die o.a. bestreden kunnen worden met een forse verhoging van de exporten of een beleid gericht op produktiebeperking.

Eveneens uit 1969 dateert de studie van Evans.1 2 Het model van Evans is tamelijk ver gedesaggregeerd; het model bevat 76 exogene variabelen en 16 endogene subsectoren (runderen, varkens, zuivel, eieren, pluimvee, granen, voedergranen, sojabonen, sorghum, hooi, katoen, tabak, citrusvruchten, overig fruit, groenten en aardappelen). Van de exogene variabelen betreft er een 10-tal de algemene economische ontwik-keling (o.a. beschikbaar inkomen, niet-landbouwprijzen en bezettingsgraad). Voor elk van de sectoren zijn vraag- en aanbodvergelijkingen geschat. Rekening is verder gehouden met voorraadvorming in bepaalde sectoren. Het geheel bestaat ui 91 endo-gene variabelen, waarvan voor 56 variabelen gedragsrelaties zijn geschat.

Door Heien1 3 is een model ontwikkeld dat om twee redenen opmerkelijk is: het

model is opgesplitst in een landbouw en een niet-landbouwsector (in plaats van kop-peling aan een bestaand macro-economisch model), terwijl voorts opvallend is dat het aanbod exogeen is. Het niet-deel omvat 47 vergelijkingen, het landbouw-blok telt er 35, waarvan 5 definitievergelijkingen. De zojuist genoemde kenmerken vloeien voort uit het verklaringsdoel. Heien wil een econometrisch model van de Amerikaanse economie presenteren met speciale nadruk op de agrarische sector om met behulp hiervan de korte termijn effecten van algemeen economisch beleid op de landbouw te kunnen analyseren. Centraal staan hierbij prijzen en inkomens. De rela-ties tussen het landbouwblok en het niet-landbouwblok lopen als volgt. Het agra-rische submodel levert de voedselconsumptie, het agraagra-rische inkomen en werkge-legenheid aan, welke variabelen onderdeel zijn van de totale consumptie, het

natio-12 Michael K. Evans, An Agricultural Submodel for the United States Economy, In: Essays in Industrial Exonometrics, Vol. II.

Lawrence R. Klein, Editor, Studies in Quantitative Economics, No. 4, University of Pennsylvania, Philadelphia, p. 65-145.

13 Dale M. Heien, The Effect of Macro Instruments on the Agricultural Sector, USDA, Eoto-copie, 1974, 21 p.

naai inkomen en de totale werkgelegenheid. Als exogene variabelen werken in het landbouwblok de werkloosheid en de particuliere consumptie, beide afkomstig uit het macro-economische model.

Het verslag van Heien is uit verschillende startpunten discutabel. Vanuit een analy-tisch standpunt bezien is het onbevredigend om aanbodreacties op prijsveranderingen niet in de beschouwing te betrekken; vanuit de toepassing in de voorbereiding van het beleid geredeneerd is koppeling aan een aanvaarde variant van een macro-economisch model te prefereren.

Roop en Zeitner1 4 presenteren de resultaien van een onderzoek dat — zowel wat de

relatie tussen de specifieke sector en de rest van de economie, als het niveau van aggregatie — als een macro-economische benadering te karakteriseren is. Het door Roop en Zeitner ontwikkelde model kan zelfstandig èn gekoppeld ('embedded within a larger macro-economie model') aan een macro-economisch model (Wharton) ge-bruikt worden. Uitgangspunt in dit onderzoek is de aansluiting bij de begrippen zoals die in de nationale rekeningen gebruikt worden. Het model omvat 9 gedragsrelaties (prijzen ontvangen, prijzen betaald, totale produktiewaarde, aangekochte grondstof-fen en diensten, investeringen, werkgelegenheid, prijsindex van de output, beloning per manjaar en de afschrijvingen) en een aantal definitievergelijkingen. Met behulp hiervan worden berekend: de bruto agrarische produktiewaarde, het agrarisch in-komen, het inkomen van de zelfstandigen, de waarde van de voorraadvorming, de waarde van de investeringen, de kapitaalkosten, de loonsom en de reële waarde van de agrarische output.

In de voorafgaande alinea's is de nadruk gelegd op de toepassing in de specifiek Amerikaanse praktijk. De aanpak om via modellen het vraagstuk van de complexe werkelijkheid te lijf te gaan kent een breder toepassingsveld. Met name is in dit

ver-band te wijzen op de landbouwpolitiek in ontwikkelingslanden15 en op het mondiale

voedselvraagstuk.16

Het zal voorts voor zich spreken dat de groep methoden, die hier via literatuurver-wijzingen is aangeduid, geenszins een exclusief Amerikaanse aangelegenheid is.

Ge-14 Joseph M. Roop and Randolph H. Zeitner, Agricultural Activity and the General Economy: Some Macromodel Experiments, American Journal of Agricultural Economics, Vol. 59 No. 1, Eebruary 1977, p. 117-125.

15 Zie voorbeeld:

Erik Thorbecke and Alfred J. E'ield, Relationships Between Agriculture, Nonagriculture and Eoreign Trade in the Development of Argentina and Peru, In: The Role of Agriculture in Economic Development, Columbia University Press, New York and Londen, 1969, p. 165-213. Derek Byerlee and A . N . Halter, A Macro-Economic Model for Agricultural Sector Analysis, American Journal of Agricultural Economics, Vol. 56, No. 3, August 1974, p. 520-533.

Glenn L. Johnson c.s., A Generalized Simulation Approach to Agricultural Sector Analysis, With Special Reference to Nigeria, Michigan State University, East Lansing, 1971, 362 p.

Glenn L. Johnson c.s., Korean Agricultural Sector Analysis and Recommended Development Strategies, 1971-1975, Michigan State University, fast Lansing, 1972, 183 p.

16 Hans Linneman, Jcrrie De Hoogh, Michiel A. Kcy/.er, Hcnk D.J. Van Heernst, MOIRA Model of International Relations in Agriculture, North-Holland Publishing Company, Amsterdam. New York, Oxford, 1979, 379 p.

wezen kan bijvoorbeeld worden op Franse projecten in het begin van de jaren zeven-t i g1 7 die gericht zijn op de ontwikkeling van simulatiemodellen.

Ook in de Bondsrepubliek is, ongeveer sedert die tijd, een belangstelling in deze

richting waar te nemen.1 8 De Amerikaanse traditie is echter op dit punt langer

— waardoor er een zekere schoolvorming kon plaatsvinden — en vond veelal zeer nabij de beleidsvoorbereiding (in het U.S. Department of Agriculture) plaats. Een en ander maakt een plaatsbepaling ten opzichte van de Amerikaanse studies eenvou-diger. De inspectie in vogelvlucht langs een aantal modellen van de agrarische sector — naar aard variërend van een eenvoudig geaggregeerd vraag/aanbod model enerzijds, en een combinatie van een groot aantal lineaire programmeringsmodellen ander-zijds — leert dat vergelijking van de resultaten niet vruchtbaar is. Daarvoor lopen de situaties, waarop de modellen betrekking hebben te sterk uiteen en verschillen ook de verklaringsdoelen te zeer. Wel wordt door het overzicht de plaatsbepaling van de ge-kozen aanpak in relatie tot het gestelde verklaringsdoel duidelijk gemaakt. De in de volgende paragraaf genoemde doelstelling ligt dicht bij hetgeen Roop en Zeitner voor ogen stond: de constructie van een model van de agrarische sector op een tamelijk hoog aggregatieniveau dat zelfstandig en in samenhang met een macro-economisch model voor de middellange termijn operationeel te maken is.

17 Joun-Marie Ruch, Alain Montfort, Georges Winter, Un modèle agricole à long terme de simulation, Statistiques et litudes Financières, No. 16, Direction de la Prévision, Ministère de l'I conomie et des Finances, Paris, p. 27-51.

18 W. Grosskopf, 'Simulation'-Anwendungsmöglichkeiten in der Agrarökonomie, Agrarwirt-schaft, Jahrgang 22, 1973, p. 1 - 7 .

H. do Haen, Landwirtschaftliche Strukturprojektionen mit Hilfe von Simulationsmodellen, Agrar-wirtscliaft, Jahrgang 22, 1973, p. 157-173.

II. Schräder und W. Henrichsmeyer, Betriebliche Anpassung in der Landwirtschaft bei ver-änderten Preisbedingungen, Agrarwirtschaft, Jahrgang 23, 1974, p. 285-295.

S. langermann, lin ökonometrisches Modell für den Agrarsektor der Bundesrepublik Deutsch-land. Agrarwirtschaft, Jahrgang 23, 1974, p. 285-295.

1.2. V E R K L A R I N G S D O E L V A N H E T M O D E L

Op het gebied van de algemene landbouweconomie en de voorbereiding van het land-bouwbeleid is er sprake van een complex en samenhangend geheel van effecten. In het Nederlandse landbouw-economisch onderzoek is in het verleden de onderlinge verwevenheid veel minder aan bod gekomen dan het onderzoek gericht op

afzon-derlijke produkten en bedrijfstypen.19 Om een voorbeeld te noemen: op grond van de

boekhoudkundige gegevens en bedrijfseconomische analyses van het Landbouw Eco-nomisch Instituut is het mogelijk om tamelijk precies het effect aan te geven van een verandering van de melkprijs op het inkomen van de gemiddelde Nederlandse veehou-der. Veel moeilijker is het om tevens aan te geven wat zo'n prijsverandering betekent voor aggregaten als de waarde van de agrarische produktie, de agrarische werkgelegen-heid, het totaal van de non-factor inputs, de betalingsbalans, etc.

Het in de volgende hoofdstukken te presenteren model van de agrarische sector be-oogt met name het zichtbaar maken van de macro-economische ontwikkelingen van de Nederlandse landbouw. Een analyse van de economische processen die zich in de landbouw afspelen kan tevens het middel vormen met behulp waarvan de toe-komstige ontwikkeling gegenereerd zou kunnen worden. Natuurlijk moet dit 'voor-spellen' in voorwaardelijke zin worden opgevat, gegeven voorts een aanvaardbaar voorspellingsvermogen van het model zelf. Door het wijzigen van de veronderstelde omstandigheden zijn alternatieven te schetsen. Bij een sectormodel kan daarbij worden gedacht aan de internationale omstandigheden, het gebeuren in de nationale economie en de voorwaarden in de agrarische sector zelf. Voor zover er hierbij sprake is van door de overheid te scheppen condities kunnen de gevolgen van economisch politieke maatregelen nagegaan worden.

Een nadere concretisering van het bovenstaande is als volgt te formuleren.

Het model van de agrarische sector moet in principe, als een satelliet, gekoppeld be-schouwd worden aan een macro-economisch model. Dit kan gerealiseerd worden door in het sectormodel exogeen variabelen op te nemen die in het macro-model zelf endo-geen zijn. Ten aanzien van het potentiële nut van een dergelijk model mag verwacht worden dat het

— de mogelijkheid biedt tot macro-economische analyses van de ontwikkeling in de afzonderlijke sector van de economie,

— een instrument is om, voorwaardelijk, toekomstige ontwikkelingen mee te voor-spellen,

— effect van invloeden van buitenaf en van politieke maatregelen ermee geëvalueerd kan worden.

Het bovenstaande sluit groeperingen van meerdere sectormodellen tot een macro-economisch multisectormodel natuurlijk geenszins uit. Wel zullen zich bij het ontwik-19 Zie bijv.: Agricultural Economics Research Institute (Landbouw-Economisch Instituut). Supply and demand, imports and exports of selected agricultural productv l'orecasts tor 1970 and 1975, The Hague, 1967, 336 p.

W. Hom, Het aanbod van varkens in Nederland. Toepassing van enkele econometrische metho-den, Centrum voor Landbouwpublicaties en Landbouwdocumentatie, YVagcnmgen. 1968. 234 p.

kelen van een dergelijke set van sectormodellen problemen gaan voordoen met betrekking tot de beschikbaarheid van statistische gegevens. In het voorliggende onderzoek is gekozen voor een aanpak met als uitgangspunt de officiële statistieken van inkomen en financiering van landbouwbedrijven. Deze statistieken vormen een

hoofdstuk in de jaarlijkse publikatie van het Landbouw-Economische Instituut2 0

en het Centraal Bureau voor de Statistiek. Het systeem van deze statistiek is uiteenge-zet in een artikel in de Maandstatistiek van de Landbouw2 1 in 1959.

Interessant — vanwege het inzicht in het operationele karakter van de gehanteerde definities — is in dit verband een vergelijking van het Nederlandse stelsel met het Bel-gische.22

Ten behoeve van de zojuist genoemde doelstellingen van het onderzoek (te weten: de ontwikkeling van een praktisch instrument ten behoeve van het maken van econo-mische analyses, voorwaardelijke prognoses en evaluatie van beleidsalternatieven) dienen gedragsrelaties en definitievergelijkingen geformuleerd te worden.

Bij de uitwerking van de opzet is er van meet af aan naar gestreefd een combinatie te vinden van een heldere - en dus zo eenvoudig mogelijke - verslaglegging van het empirische onderzoek en het bieden van een volledig zicht op de resultaten.

20 Laatste, thans beschikbare editie: Landbouw cijfers 1980, Landbouw-Lconomisch Instituut/ Centraal Bureau voor de Statistiek, 's-C.ravenhage, 1980, 259 p.

21 De produktiewaarde van de landbouw en het agrarisch inkomen, 1948-1958, Centraal Bureau voor de Statistiek, Maandstatistiek van de landbouw, 1959, p. 128-133.

22 Het inkomen uit land- en tuinbouw in België en Nederland, 1948-1963, Benelux; Statistisch Kwartaalbericht, 1964, no. 3, p. 11-27.

2. Beschrijving van het model

2.1. DE V R A A G Z I J D E : EINALE EN INTERMEDIAIRE BESTEDINGSCATEGORIEËN

2.1.1. De interne leveringen

Onder interne leveringen wordt verstaan dat deel van de agrarische produktie dat door de landbouw zelf verbruikt wordt, anders gezegd, de interne leveringen om-vatten de grondstoffen aangekocht door de agrarische sector die in die sector zelf zijn voortgebracht. Hierbij is het niet van belang of geleverd wordt aan een ander land-bouwbedrijf in Nederland of dat de grondstof door het producerende bedrijf zelf ver-werkt wordt. De zogenoemde interne leveringen omvatten produkten als hooi, voedergranen, zaai- en pootgoed en melk voor veevoeding en voor de produktie van boter of kaas op de boerderij.

In de beschouwde periode 1951—1975 heeft de structuur van de agrarische sector een spectaculaire ontwikkeling vertoond. A l in 1965 konden de — in dit verband — belangrijkste trekken daarvan gesignaleerd worden in de bundel1 die uitgegeven is ter gelegenheid van het 25-jarig bestaan van het Landbouw-Economisch Instituut. In de na-oorlogse periode heeft verhoging van de arbeidsproduktiviteit centraal gestaan. Op sociaal en technisch gebied hebben zich in verband hiermee ontwikkelingen voor-gedaan in de richting van grote, steeds sterker gespecialiseerde, bedrijven. De Neder-landse landbouw is aan de aankoopzijde steeds meer verweven geraakt met de kracht-voer exporterende landen.

Wat de verklaring van de omvang van de interne leveringen (h) betreft zou men, ge-geven de structuur van de agrarische sector, mogen verwachten dat met een stijging van het produktievolume (ij) eveneens een toename van het volume van de interne leveringen te verwachten is. Daarnaast zal het relatieve prijspeil van de interne leveringen (Ph/Pij) van invloed zijn, omdat er bijv. een alternatief bestaat in de vorm van geimporteerde en/of industrieel bewerkte grondstoffen.

De toegenomen specialisatie manifesteert zich echter in het negatieve teken van het agrarische produktievolume in de getoetste vergelijking:

1 Landbouw-Economisch Instituut. De Nederlandse landbouw in een groeiende economie. 's-Gravenhage, 1965, |>. 13, p. 30.

4. l n h = 10.5616 - 0.3851 In i j - 0 . 3 4 8 8 In (27.3169) (-9.2010) (-2.9591)

R2 = 0.8020

DW = 2.0430 Tussen de haakjes zijn de t-waarden aangegeven. Voor de determinant van de partiële correlatiecoëfficiënten geldt |rjj| = 0.9918, hetgeen wijst op de afwezigheid van enige

multicoUineariteit2; de determinant heeft een waarde tussen 0 en 1, afhankelijk van

de mate waarin multicoUineariteit optreedt. R2 is de voor vrijheidsgraden gecorrigeer-de multipele correlatiecoëfficient.

2 Zie bijv. J.H.E. Schilderinek, Een econometrisch model van de Nederlandse Economie. Toe-passing van regressie-analyse en factoranalyse, dissertatie Katholieke Hogeschool, Tilburg, 1970, p. 14 19.

In de grafieken worden steeds de coëfficiënten weergegeven, afgerond op twee deci-malen. Voor zover de symbolen niet in de toelichting zijn aangeduid zij verwezen naar de lijst in paragraaf 2.6. (pagina 59).

2.1.2. De onderlinge leveringen

Aan de interne leveringen van de landbouw is in de vorige paragraaf aandacht ge-schonken. Voor wat de onderlinge leveringen betreft moet gedacht worden aan leveringen van landbouwprodukten aan andere sectoren van de economie. Aan de voedingsmiddelenindustrie worden, bijv., groente en fruit (conservenindustrie), fabrieksaardappelen (aardappelmeel) en melk (zuivelfabrieken) geleverd; aan de sector textielindustrie wordt vlas geleverd, aan de strokartonindustrie stro.

De zogenoemde intermediaire leveringen, die bestaan uit de totale waarde van de produktie verminderd met de finale bestedingen (consumptie, export, voorraad muta-ties, evt. investeringen), zijn onderverdeeld in de interne leveringen en de onderlinge leveringen.

Naar analogie van macro-economische analyses zijn de onderlinge leveringen op te vatten als een soort van 'exporten'. Voor de specificatie van de vergelijking laat zich de veronderstelling formuleren dat de omvang van deze vraagcomponent afhangt van de bedrijvigheid en de afzetmogelijkheden elders, dat wil zeggen in andere sectoren van de economie. Een indicator hiervoor is het volume van de produktie exclusief de landbouw (yr). Voorts zal het relatieve prijspeil ( p / py r) meespelen, onder meer omdat in een aantal gevallen alternatieve grondstoffen gebruikt kunnen worden, dan wel invoer uit het buitenland mogelijk is. De doorwerking van de prijsontwikkeling zal, naar vermoed wordt, slechts met een zekere vertraging kunnen geschieden. Uitgegaan is daarom van de volgende specificatie:

l n g = a0 +a il n yr - 0O In + 0i In

yr

+ • • - + (3 n In p '

Pyr _ — n

Verondersteld is dat de relatieve prijsontwikkeling in het verleden minder invloed heeft op de omvang van de interne leveringen van nu, naarmate de prijsmutaties langer geleden hebben plaatsgevonden. Een doeltreffende en elegante manier om dit te formuleren is het aannemen van een Koyckse-vertraging, waarbij ten aanzien van de coëfficiënten geldt dat j3n = X /3n - i met o < X < 1.

In dat geval volgt uit de vergelijking

In g - Xln g_ j = a, (In yr - Xln yr_x) - 0ol n

P Pyr

+ aa (1 - X)

Voor een reeks van waarden van X in het traject tussen o en 1 is de vergelijking

6. l n g = 0.5 l n g _ i + 0.7916 (In yr -(560.4325) 0.5 In yr !) - 0.2923 In (-7.1879) y r R = 0.9739 DW = 1.6041 Irjjl = 0.1350

De waarde van de determinant van de matrix van partiële correlatiecoëfficiënten |ty| wijst op het voorkomen van multicollineariteit in de vergelijking, waardoor de 'inte-griteit' van de relatie wordt aangetast. In figuur 2 wordt het verloop van de relatieve aandelen van de verklärenden in de te verklaren variabele aangegeven.

Figuur 2. Aandelen (%) van de verklarende variabelen in de vergelijking van de leveringen aan de voedings- en genotmiddelenindustrie

1 1 1 1 1 1 1

^ Jr—

y 1 1 1 1 1 1 1 :-0.29 I n f P — l i L py r J 102 101 100 0.79 (lnyr-0.5 lnyr_1)

ï

1

Ik

w

1 1 1 1 1 1 1 ^ Lr "WW ^ 1 ^ y \ ^ \ residu ' , ! , , , , ! , , , , 1955 1960 1965 1970 13

2.1.3. De exporten

De gehanteerde exportvergelijking is van een structuur die in het Nederlandse macro-economische onderzoek tamelijk vertrouwd is. Een goede ingang tot een overzicht daarvan wordt verschaft door Driehuis.3

De gedachtengang achter de vergelijking kan als volgt worden geformuleerd. Het volume van de afzet van Nederlandse landbouwprodukten op buitenlandse markten hangt in positieve zin af van de ontwikkeling van de totale internationale vraag en wordt in negatieve zin beihvloed door het (relatieve) binnenlandse prijspeil ten op-zichte van dat van de buitenlandse concurrentie (Pb/Pbw)- Naast deze vraagfactoren speelt de ontwikkeling van de binnenlandse produktiecapaciteit ten opzichte van de totale vraag, als aanbodfactor, een speciale rol: naarmate de afzetmogelijkheden in eigen land moeilijker worden zal men zich meer inspannen om op buitenlandse mark-ten een deel van de produktie te slijmark-ten. (Een extreem voorbeeld hiervan is het dumpen van agrarische produkten op, gescheiden, internationale markten). Ook is het aannemelijk dat een verlaging van de zogenoemde bezettingsgraad (q) ertoe leidt dat door exporteurs succesvoller geopereerd kan worden op buitenlandse markten door het hanteren van gunstiger leveringscondities. De binnenlandse afzetsituatie noopt hier dan ook toe. In de empirische macro-economie wordt de zojuist ge-signaleerde samenhang wel aangeduid met de term 'Zijlstra-effect' of 'home pressure of demand'.

Als eerste benadering van de totale internationale vraag naar landbouwprodukten is de waarde van de wereldexport door de ontwikkelde landen genomen, zoals die door de Food and Agricultural Organisation (FAO) van de Verenigde Naties is gepubli-ceerd.4 Tevens wordt door de F A O een prijsindexcijfer gepubliceerd van dit deel van de wereldhandel. Deze reeksen hebben betrekking op de jaren 1961-1975. Met be-hulp van deze gegevens, en de reeksen van het Centraal Planbureau over het prijs-peil van de Nederlandse concurrenten en de ontwikkeling van de voor Nederland her-wogen wereldinvoer, is een volume-index geconstrueerd voor de voor de Nederlandse landbouw relevante internationale handel ( mw) , alsmede een prijsindexcijfer voor de buitenlandse concurrentie ( pD W) - Uit de prijsindexcijfers voor de totale produktie, de interne leveringen en de brutoproduktie — zoals die jaarlijks in de publikatie Land-bouwcijfers vermeld worden — is een prijsindexcijfer voor de Nederlandse export af-geleid. Als gewichten zijn gebruikt de aandelen in de produktie in 1970. De formu-lering van deze procedure is begrepen in vergelijking 40.

3 W. Driehuis, Fluctuations and Growth in a Near Full Employment Economy, Universitaire Pers Rotterdam, Rotterdam, 1972, p. 85 -95.

W. Driehuis, Experiments and Explaining and Forecasting the Invisible Trade of the Netherlands, Bulletin of the Oxford University Institute of Economics and Satisfies, Vol. 31, no. 4, p. 335 -351.

Ten aanzien van de doorwerking van de invloed van het relatieve prijspeil op het volume van de buitenlandse afzet is wederom een Koyckse vertragingsstructuur ver-ondersteld. Het is aannemelijk dat de invloed van de prijsontwikkeling zich geleidelijk-aan doet gelden. Dit impliceert tevens een verschil tussen de korte en de lange termijn prijselasticiteit van de agrarische exporten. Het bovenstaande is, na een serie minder geslaagde experimenten, getoetst aan de volgende gedaante.

[ Pb

l n b = a0 + a , l n mw - a2q _ i - 0O In ( — ) +,

1 Pbw

waarbij (3n = X|3n_ ± en o < X < 1 Uitwerking hiervan levert:

Pb + 0 1 n ( — ) Pbw Pb In b - X In b_l = tt, (In mw - XIn mw_1) - a2 (q_j - X q_2) - 0o In (— ) Pbw + aG ( 1 - X )

Het gecombineerde zoek- en schatproces heeft geresulteerd in de volgende vergelijking: 8. l n b = 0.1 l n b _ j +0.8529 ( l n mw - 0 . 1 l n mw_1) - 1.5197 ( q _t - 0 . 1 q _2) (13.2790) ( - 2.4203) - 1.1296 In Pb ( - 5.0734) Lpbvv| (7.8742) + 4.6845 R 0.8994 DW = 2.1485

Tussen haakjes zijn de t-waarden aangegeven.

In figuur 3 is het verloop van de bijdragen van de verklarende variabelen in de schattingsperiode getekend.

Uit de vergelijking volgt dat op de korte termijn een eenmalige relatieve prijs-stijging van de export van 1% zal leiden tot een daling van het volume van de buiten-landse afzet ter grootte van ruim 1%; op de lange termijn zal de afbrokkeling van de export oplopen tot iets meer dan VA%.

2.1.4. De gezinscomsumptie

Een groot aantal alternatieve consumptiefuncties zijn getoetst, en vervolgens om uit-eenlopende redenen verworpen. Een verklaring van het niveau van de reële of nomi-nale consumptie uit de hoogte van het reële, respectievelijk nominomi-nale, looninkomen leidt tot vergelijkingen met betrekkelijk grote constante termen. Vormen van reële, per capita, consumptiefuncties waarbij uitgegaan wordt van het reëel beschikbare in-komen per hoofd van de bevolking vertonen hetzelfde bezwaar. Worden verschillende inkomenscategorieën onderscheiden dan zijn de tekens daarvan niet alle positief. Bij gebruik van zgn. eerste verschillen ontstaan tamelijk onbetrouwbare coëfficiënten, bij

lage waarden voor de gecorrigeerde R2. Op grond van deze overwegingen is gekozen

voor een specificatie waarbij de totale consumptie van gezinnen en de verhouding van de prijs van het onderdeel landbouw ten opzichte van die van het hele consumptie-pakket als verklarende variabelen gebruikt worden.

9. In C = 0.6 In C_ j + 0.6558 (In Cr - 0.6 In Cr_ , ) (280.5120)

+ 0.8460 (In?— - 0 . 6 I n —1 ) R2 = 0.8929

(6.8948) pcr P cr - 1 DW = 1.4647

In onderstaande grafiek zijn de bijdragen van de verklarende variabelen in de te ver-klaren combinatie (In C — 0.6 In CL i ) aangegeven.

Figuur 4. Aandelen (%) van de verklarende variabelen in de consumptiefunctie +5 _{0.85 ln[£-} 1 —- i l p ' - 0 . 6 l n [ f ] cr 1 0 -5 1 1 1 1 \ 102 i 102 99

\/

96 i i i > / 0.66 InC - 0 . 6 l n CM) /

k

residu _ _ i i i i i i i 1 1 1 ! 1 1 1 1

f

i ] i i 1955 1960 1965 1970 17

Uit de consumptiefunctie zijn de prijselasticiteit en de inkomenselasticiteit van de vraag naar agrarische produkten af-boerderij af te leiden. Voor de relatieve ver-anderingen kunnen we schrijven,

c + p = 0.6558 (cr + pc) + 0.8460 (p - pc) c = 0.6558 cr - 0.1902 pc - 0.1540 p Kleine letters geven hier volumina aan.

Gegeven de macro-economische consumptiefunctie voor het hele pakket, is te

be-cijferen c en cr wat de gevolgen zijn van de mutaties in het reële inkomen op het

volume van de vraag uitgeoefend door gezinnen. Voor de middellange termijn wordt in Nederland thans gewerkt met de volgende relatie5

A Cr =0.886 A LD+ 0 . 3 4 9 A ZD + 0.965 A OL met LD = beschikbaar looninkomen ZD = beschikbaar overig inkomen 0L = overgedragen inkomen aan loontrekkers Hieruit volgt A Cr Lr> 1 A Ln Z n- 1 A Zn n A D ^ = 0 . 8 8 6 ^ ^ — . —D, +0.349 ^ — . + 0.965 ^Lz± Z _ L W - l 4 - 1 LD 1 4 - 1 ZD - 1 Cr_ { ' OL_ J cr + P c r = 0.886 ( id+ pc r) +0.349 X_ ! ( zd + pc r) + 0.965 ^ ( ó 1 + pc r)

De letters f, x en \p staan voor de consumptiequoten, de kleine letters van de in-komens hebben betrekking op de volumecomponenten.

Substitutie in de sector-consumptiefunctie levert

c = 0.6558 (0.886 ?_ , "ld + 0.349 x_izd + 0.965 , o1)

+ 0.6558 (0.886 f _ , + 0.349 X^ i +0.965 < / ^ i ) pc r - 0.8460 pc r - 0.1540 p

De prijsveranderingen pc r en p zijn echter niet onafhankeÜjk van elkaar; een prijs-stijging van agrarische produkten zal - afhankelijk van het aandeel in het gezins-budget — de prijsindex van de gezinsconsumptie opstuwen. Globaal zal gelden dat

c - 1

P - = — P

5 Centraal Planbureau, l-en macro-model voor de Nederlandse economie op de middellange ter-mijn (VÏNTAI II). Occasional Paper no. 12, 's-Ciravenhage, 1977, Bijlage I, pag. 2.

Dan ontstaat de volgende consumptiefunctie in relatieve termen. ¿ = 0.6558(0.886 id + 0.349 x _ i zd + 0.965 \p_l o) C C + 0.6558 (0.886 f_ j + 0.349 X_ i + 0.965 t) — ^ . p 0.8460 .p r- l L r - l - 0.1540 p'

Uit deze formulering blijkt na substitutie van de macroeconomische gegevens -dat de inkomenselasticiteit ten opzichte van de beschikbare inkomens en de prijs-elasticiteit van het totale pakket landbouwprodukten niet stabiel zijn in de tijd. De gekozen consumptiefunctie brengt als uitvloeisel met zich, een in de tijd toenemende inkomensgevoeligheid, bij een afnemende prijselasticiteit. Voor een vijftal jaren nemen deze elasticiteiten de volgende waarden aan.

Tabel 1. Inkomens- en prijselasticiteiten consumptie gezinnen

Inkomenselasticiteit Prij selasticiteit

1955 0.5061 -0.1700 1960 0.5960 -0.1634 1965 0.6165 -0.1607 1970 0.6216 -0.1588 1975 0.6319 -0.1574

De verklaring van dit verschijnsel ligt in de opgetreden inkomensverdeling. Als onder overigens gelijkblijvende omstandigheden - waaronder met name een ongewijzigde inkomensverdeling — de reële inkomens met l%toenemen, dan zal het volume van de vraag van gezinnen naar agrarische produkten af-boerderij met ruim 0.6% toenemen. Uit de stijging van de prijs met 1%, welke leidt tot een daling van de gevraagde hoe-veelheid ter grootte van ca. 0,16%, kan men concluderen dat de vraag betrekkelijk in-elastisch is.

2.1.5. De voorraadvorming

Bij de specificatie van deze vergelijking is uitgegaan van de theorie van de flexibele accelerator. In Nederland is deze aanpak toegepast in de jaarmodellen van het Cen-traal Planbureau, met name in de modellen 19616, 6 3 - D7e n 19698.

Bovengenoemde theorie kan als volgt worden geformuleerd. Door midael van mutaties in de voorraadvorming wordt getracht spanningen tussen het gewenste voorraadbestand en het waargenomen feitelijke gemiddelde bestand weg te nemen. Het gewenste voorraadbestand hangt af van de omvang van de produktie; voorts wordt verondersteld dat het wegwerken van verschillen tussen gewenste en feitelijke voorraden enige tijd kost, wel aangeduid als de aanpassingsvertraging (0).

Noem nt het voorraadbestand op het tijdstip t, dan geldt

nt = nt_ j + nt nt = voorraadvorming gemeten op t

Als i jt staat voor de produktie gemeten op het tijdstip t, dan kunnen we schrijven:

nt = a [0ijt - -e

De aanpassingsvertraging (0) zal voor het hele pakket van Nederlandse

landbouw-produkten meer dan lA jaar, maar minder dan 1 jaar bedragen, met andere woorden

waarschijnlijk zal gelden dat 0.5 < 0 < 1. De voorraadvorming is dan, bij benadering, te formuleren als

nt = a / 3 ( l - 0 ) i jt + a/30ijt_1 - a j ) - ( K - l ) ] nt_ j - a( K - l ) nt_2 met/c=1/2 + 0 Hieruit volgt

nt = apXl - 0 ) i jt + aj3öijt_i - <*fit_2 ~ a O ~~ (K~0 "Kt-1 ° f

A nt= a p X l - 0 ) A i jt +aj30Aijt_1 - a nt^2 - a [ l - (K - 1 ) ] A nt_ ,

In deze vorm zijn de coëfficiënten geschat hetgeen het volgende resultaat opleverde:

12. A nt = 0.1760 Aijt - 1.6811 nt„2 - 1.3394 A ntl R2 =o.7615

(4.5030) (-6.8789) (-8.4004) DW =1.6671

De coëfficiënt van A i jt_ j bleek niet significant te zijn. Dit resultaat laat zich als volgt naar de uitgangsvergelijking vertalen.

nt = 1.6811 [o.3528 i jt - fit_y] o.70

6 Centraal Planbureau, Centraal economisch Plan 1961, 's-Ciravenhage, 1961, pag. 120-121. 7 United Nations, Macro-economie Models for Planning and Policy - Making, Edited by the Secretariat of the Economie Commission for Europe, CFeneva, 1967, pag. 38 en 41.

8 Centraal Planbureau, Centraal Economisch Plan 1971, Bijlage A, Het Jaarmodel 1969, door P.J. Verdoorn, J.J. Post en S.S. Goslinga, 's-Gravenhage 1971, pag. 186-187.

De gewenste voorraad bedraagt ongeveer 35% van de produktie. De voorraad op het gewenste peil brengen vergt ruim 8 maanden (0,7 jaar). Deze resultaten zijn naar orde van grootte vergelijkbaar met de uitkomsten op het niveau van de gehele economie. De waarde van de flexibele accelerator (1,68) is echter hoog uitgevallen, ook ver-geleken met bekende macro-cijfers van ca. 1, 2. Geconcludeerd kan worden dat voor-raadaanpassingen bij produktiemutaties overtrokken zijn.

Figuur 5 geeft het, om begrijpelijke redenen, grillige verloop aan van de aandelen in de voorraadvergelijking. Ook de residuen spreken voor zich.

Figuur 5. Aandelen (%) van de verklarende variabelen in de voorraadvergelijking A / -1.68 n _2 _J 1 - 1 . 3 4 A n _1 400 200 0 400 200 0 400 200 0 - 0 . 1 8 A i j / \ k \ , r

\,

A

1955 1960 1965 1970 21

2.2. DE AANBODZIJDE: PRIMAIRE KOSTENCATEGORIEËN E N INTERMEDIAIRE L E V E R I N G E N

De bruto produktiewaarde van de landbouw wordt berekend door de zogenoemde totale produktiewaarde te verminderen met de waarde van de interne leveringen. Uit-gaande van de bruto produktiewaarde wordt de bruto toegevoegde waarde tegen marktprijzen van de agrarische sector bepaald door de produktiewaarde te ver-minderen met de waarde van de aangekochte grondstoffen en diensten (exclusief de eerdergenoemde interne leveringen); de bruto toegevoegde waarde geeft de bijdrage aan van de produktiefactoren in de agrarische sector in het totaal van de omzet, of — in een nog bredere beschouwing — geeft de toegevoegde waarde de bijdrage aan in het bruto nationaal produkt.

2.2.1. De aangekochte grondstoffen en diensten

De aangekochte grondstoffen en diensten, ook aangeduid met de term 'verbruik', omvatten onder andere: gefabriceerde veevoeders, meststoffen, bestrijdingsmiddelen, brandstoffen, elektriciteit, emballage en bepaalde diensten (bijvoorbeeld van vee-artsen).

De directe invoer ten behoeve van de landbouw wordt afzonderlijk behandeld. Uit bovenstaande omschrijving volgt dat bij een verklaring van de omvang van het ver-bruik (X), op enige wijze, een directe relatie gelegd kan worden met het volume van de produktie. Een dergelijke relatie heeft een sterk technisch karakter: zij brengt minder een gedragspatroon tot uiting dan dat zij weergeeft de heersende techniek volgens welke geproduceerd wordt. Bij het aankopen van grondstoffen en diensten blijft een zekere mate van substitutie voor eigen activiteit bestaan. Het ligt voor de hand om deze substitutie bepaald te veronderstellen door de relatieve prijzen.

In eerste instantie is deze werkwijze gevolgd en werd als beste schattingsresultaat de volgende vergelijking verkregen.

In het grotere verband van het totale model bleek echter dat de waarde van de coëfficiënt - 1.1983 het model onoplosbaar maakte, fai dealt^atieite formulean-* gen-is daarom gewerkt met de volgende vorm:

De statistische kengetallen van deze vergelijking boezemen minder vertrouwen in, bovendien blijkt er sprake te zijn van een hoge mate van multicollineariteit (|rjj| = 0.0414) door de samenhang tussen x _ i en y. Vindt herschatting plaats met een geprikte waarde van een van deze twee verklarende variabelen, dan ondergaan de waarden van de coëfficiënten geen veranderingen en wordt |ry| = 0.9953. Hiermee hebben de coëfficiënten slechts een voorwaardelijke betrouwbaarheid, namelijk ge-geven de waarde van de geprikte coëfficiënt.

In x = - 7.3287 + 1.8104 In y - 1.1983 In — (-9.8179)(20.6676) (-3.9644) L P y . R2= =0.9467 DW =2.1975 16. In x = 0.9590 In x_1 +0.0456 In y - 0 . 1 3 7 8 In — (31.1810) (1.5707) (-1.3493) [py R2 =0.9937 DW = 1.8037 2 3

Figuur 6. Aandelen (%) van de verklarende variabelen in de vergelijking voor de aangekochte grondstoffen en diensten

1 1 1 -0.14 I n P x ] 1 1 1 1 1 1 1 i 1 1 1 1 1 1 1 5.0 4.9 '> 0.05 Iny 4.8

_|

X / j N

; 4.7 i j i 0.96 lnx_1 -11 i rv. j residu

w

• • 1 1 1 ! 1 1 , i i i i 1955 1960 1965 1970

2.22. De importen

Hieronder zijn begrepen de goederen die rechtstreeks door buitenlandse bedrijven aan de landbouw geleverd worden. De indirecte invoer, die loopt via andere bedrijven (emballage, onderdelen machines etc), is onder de onderlinge leveringen opgenomen. Als deflator is gebruikt de reeks voor het prijspeil van ingevoerde grond- en hulpstof-fen, die ook door het Centraal Planbureau in het macro-economisch model voor de middellange termijn wordt toegepast.

Door Verdoorn en Hoogland9 is in 1970 ten behoeve van het 'Project Link' - dat een

internationale koppeling van macro-economische modellen beoogde — een uitsplit-sing gemaakt van de Nederlandse invoer van goederen in: industrieprodukten,voedsel, grondstoffen en olie. Zij gebruiken als verklarende variabelen de binnenlandse pro-duktie, de conjunctuur, de prijsvolume-substitutie en voorraadveranderingen. In eerste instantie is langs de lijn van dit onderzoek gewerkt. Dit leidde tot de con-clusie dat de, één periode vertraagde, invoer zelf steeds een significante bijdrage leverde in de verklaring. Op grond van de traagheden die gevestigde produktietech-nieken veelal vertonen, is een Koyckse vertragingsstructuur uitgeprobeerd van het type

waarbij (3n = A . j 3n_ i en o < X < l

In verband met een ingrijpende definitieverandering in 1969 is aan deze vergelijking een dummy variabele toegevoegd.

De voorraadterm is, vanwege het grillige verloop en de magere statistische èn theo-retische rechtvaardiging, in de eindvorm niet opgenomen. Het resultaat van de schat-tings- en zoekprocedure luidt als volgt

De waarde | r « | = 0.3601 wijst op een lichte mate van multicollineariteit.

9 P.J. Verdoorn and J.G.D. Hoogland, Commodity imports by four main categories for the Netherlands, 1952-1968, Occasional Papers no. 1/1971, Central Planning Bureau, The Hague, 15 p. l n m = a0+ a , In y - j ^ i n f t + f l , m ( ^ ) + . . . + $n In Py Pm " Py - n 18. l n m = 0.21nm_, +0.9163 (In y - 0.2 I n y _ , ) (12.6103) R2 =0.9153 DW =1.6187 25

In figuur 7 is het aandeel van elk van de verklarende variabelen in de waarde van de te verklaren variabele aangegeven.

2.2.3. Indirekte belastingen minus subsidies

Wat in de landbouwstatistiek en dus ook in het model, aangeduid wordt als indirekte belastingen (TK) is in feite een tamelijk heterogene tijdreeks. Deze reeks omvat bij-voorbeeld de grondbelasting en de waterschapslasten naast de omzetbelasting, de zogenoemde vereveningsheffing van destijds, en de motorrijtuigenbelasting.

Bij de opbouw van de tijdreeks wordt uitgegaan van het heersende tariefstelsel, dat vervolgens toegepast wordt op de relevante categorieën.1 0

In eerste instantie is bij het formuleren en schatten van de gedragsrelatie voor de indirekte belastingen gekozen voor een drietal verklarende variabelen — te weten -de nominale bruto-toegevoeg-de waar-de (Y), -de waar-de van -de investeringen in trans-portmiddelen en de grondprijzen. Deze drie variabelen blijken onderling een zeer sterke samenhang te vertonen. Bovendien zijn de twee laatstgenoemde variabelen in termen van het model exogeen. Daarom is uiteindelijk gekozen voor een specifikatie met een eenvoudige struktuur, die zich laat vertalen als een bepaalde mate van in-komensgevoeligheid van deze belastingopbrengst.

Deze vergelijking luidt als volgt:

19. TK= 0 . 2 TK 1 +'0.0363 (Y - 0.2Y_ j ) - 24.2757 R2

(17.3431) (-2.7538) DW : 0.9259 •• 1.6580 Figuur 8. Aandelen (%) van de verklarende variabelen in de vergelijking voor

de indirecte belastingen minus subsidies

- _{0.04(Y-0.2Y_1 )} I 1 1 1 1 1 1 1 1 180 140 100 -20 -30 -40 constante TTTTTÏK ^rrfTfrrN. residu

\

_{i i — i — i —} i i i i 30 0 -30 L 1955 1960 1965 1970 10 Centraal Bureau voorde Statistiek, Maandstatistiek van de landbouw, 1959, p. 432.

2.3. PRODUKTIECAPACITEIT EN W E R K G E L E G E N H E I D

Bij een aantal processen en beslissingen in de landbouw speelt de verhouding tussen feitelijke produktie en de 'normale', dan wel de potentiële produktie, een rol van be-tekenis. Zo wordt — bijvoorbeeld — de prijsvorming, gegeven de omvang van de vraag, bepaald door het aanbod en is de afzet in het buitenland te bezien in relatie tot de binnenlandse vraag/aanbodverhouding.

In het kader van het onderzoek is in eerste instantie getracht een benadering van de normale produktie te verkrijgen door de feitelijke produktie te corrigeren voor weers-invloeden en vervolgens het trendmatige verloop te berekenen. Deze methode geniet de aantrekkelijkheid van de eenvoud maar er kleeft het nadeel aan dat geen inzicht verkregen wordt in de faktoren die de opbouw van de produktiecapaciteit verklaren. Anders gezegd, de ontwikkeling van de produktiecapaciteit wordt niet behandeld als de (endogene) uitkomst van een economisch proces. Daarom is gezocht naar een andere aanpak. In deze paragraaf wordt een analyse gepresenteerd van de produktie-capaciteit van de landbouw, uitgaande van het idee van de jaarklassengewijze opbouw van de kapitaalgoederenvoorraad. Deze aanpak is in Nederland toegepast door De Vries1 1 en vooral bekend geworden door het werk van Den Hartog en T j a n1 2'1 3.

In het artikel van Den Hartog en Tjan in de Economist (Jrg. 124, No. 1/2), en in een recente studie1 4 over de toepassing op afzonderlijke bedrijfstakken, wordt gewezen op de lange voorgeschiedenis van dit operationele model in de theoretische economie.

11 A.S.W. de Vries, Een fixed coefficients vintage model voor Nederland, Maandschrift Econo-mie, april/mei 1974, p. 391-412.

12 H. den Hartog en H.S. Tjan, Investeringen, lonen, prijzen en arbeidsplaatsen. Een jaargangen-model met vaste coëfficiënten voor Nederland, Centraal Planbureau, Occasional Paper No. 2, 1974, Den Haag, 25 p.

Een herziene Engelse versie hiervan is: Investments, wages, prices and demand for labour, De Economist 124, No. 1/2, 1976, p. 32-55.

13 H.B. den Hartog, Th.C.M.J. van de Klundert en H.S. Tjan, De structurele ontwikkeling van de werkgelegenheid in macro economisch perspectief, Preadviezen van de Vereniging voor de Staathuishoudkunde, Den Haag 1975, p. 49-110.

14 H. den Hartog en H.S. Tjan, A ciay-ciay vintage model approach for sectors of industry in The Netherland, Centraal Planbureau, Occasional paper No. 17, 1979, Den Haag, 57 p.

2.3.1. Aantal arbeidsplaatsen en potentiële toegevoegde waarde

In het voorliggende onderzoekverslag wordt, met geringe afwijkingen die uiteraard leiden tot numeriek verschillende uitkomsten, het sectorale jaargangenonderzoek van Den Hartog en Tjan gevolgd.

De produktiecapaciteit van een jaargang kapitaalgoederen wordt bepaald door de kapitaal-coëfficiënt en de arbeidstijd. Wat de arbeidstijd betreft kan een onderscheid gemaakt worden tussen het aantal uren dat per dag gewerkt wordt en het aantal werkdagen dat een jaar telt. Dit onderscheid is van betekenis omdat uit empirisch onderzoek gebleken is dat de produktie-elasticiteit van het aantal uren per dag kleiner is dan één. Anders gezegd, bij een kortere werkdag wordt er harder en efficiënter gewerkt. De 'capital-output' ratio is in het model niet constant, maar groeit in de loop van de tijd. Hierbij spelen twee tegengestelde faktoren een rol. Enerzijds is aan-nemelijk dat door landbouwkundig onderzoek, o.a. gericht op de ontwikkeling van nieuwe rassen en een betere sturing van de produktie, met dezelfde kapitaalgoederen-voorraad een grotere produktie bereikt kan worden. Dit zou wijzen op een dalende kapitaalcoëfficient. Anderzijds is er sprake van een voortdurende stijging van de hoe-veelheid kapitaalgoederen per arbeider, waarbij er tevens sprake is van een toenemende onderbezetting van de nieuwere kapitaalgoederen. Onderstaande vergelijking is de formulering van bovenstaande bespiegeling.

(l+o)T 5 1 6 2

y*(t,T)=^-£J- . i ( t , r } . hu( t ) . hd( t ) K =0.5560; p =-0.02

K 51 = 0.35 ; 6 2 = 1.00

De bemanning van deze jaargang vraagt een hoeveelheid arbeid die als volgt uitgedrukt kan worden

v*ft T)

Een jaargang kapitaalgoederen sterft geleidelijk aan, door technische slijtage, af. Na verloop van tijd moet zelfs de gehele jaargang buiten gebruik zijn gesteld. De mate waarin technische veroudering plaats vindt, is verondersteld te verlopen volgens een cosinus-funktie die aflopend waarden kan aannemen van 1 tot 0. De maximale tech-nische levensduur moet door gissen en missen bepaald worden. De volgende verge-lijkingen brengen een en ander tot uitdrukking.

i ( t , r ) = £2(t-7-).i(7-,r)

0 ( t - r ) - % + % cos (180 r/tmax) tmax = 45 jaar

De totale produktie die op een bepaald tijdstip gehaald kan worden is de som van de produktiecapaciteit van alle nog niet afgestoten jaargangen. Met betrekking tot de bemanning van de jaargangen doet zich het verschijnsel voor dat de jongere jaar-gangen, als gevolg van de technische ontwikkeling relatief steeds minder arbeid vragen. Substitutie van arbeid door kapitaal kan alleen optreden door afstoot van oude jaar-gangen die vervangen worden door nieuwe.

De produktiecapaciteit op een bepaald tijdstip en het aantal hierbij horende arbeids-plaatsen zijn geformuleerd in onderstaande vergelijkingen.

23. y * ( t ) = i ^ ( t ) . f £ ( t ) . ï ft(t-r).(l+p)r.i(r,r)

I» r=Vt

24. a*(t) = 2 - h Q ( t - r )

9.

+P

lt

- ' f o r ) y ="1.1; <p=13.5

Naast technische veroudering kent het model het verschijnsel van de economische veroudering. Hiervan is sprake als technisch nog bruikbare jaargangen kapitaalgoe-deren op grond van rendementsoverwegingen buiten gebruik worden gesteld. In het model is verondersteld dat een ondernemer een jaargang machines en transportmidde-len zolang aanhoudt totdat de waarde van de produktie die ermee gerealiseerd wordt gelijk geworden is aan de arbeidskosten die deze jaargang met zich brengt. Voor de prijscomponent van de produktie is de gemiddelde waarde genomen over de laatste drie jaar terwijl ook de beloning per werker over drie jaar gemiddeld is. Door de zo-juist genoemde afstootconditie laat de leeftijd van de oudste nog in gebruik zijnde jaargang kapitaalgoederen zich formuleren in termen van de reeële arbeidskosten en de coëfficiënten van het model.

Uit de afstootconditie y* (t,T).p(t) > a* (t,r).T(t) volgt:

25. ^t= i l n ,( 1 + 1"1 + 1"2 ) , - l n ^ _ 6 1 1 n hu( t ) - 6 2 1 n hd( t ) l / l n ( l + M )

I (Py+Py-l+Py-2) '

U = 0.060; h v y ^ o

De afstootconditie bevat een gemiddelde prijs en een gemiddelde loonvoet, berekend over drie jaar.

In termen van het model moet een onderscheid gemaakt worden tussen de produk-tiecapaciteit en de feitelijke produktie. De mate waarin deze twee variabelen verschil-len wordt bepaald door de bezettingsgraad. Ook ten aanzien van de factor arbeid is een soortgelijk onderscheid nodig tussen de werkgelegenheid en het aantal arbeids-plaatsen.

van de omvang en de opbouw van de kapitaalgoederenvoorraad. Op de korte termijn zal er enige aanpassing zijn van de vraag naar arbeid aan de bezettingsgraad (q = y/y*). Voor de lange termijn zal er sprake zijn van een volledige aanpassing van de

werkge-legenheid aan de bezettingsgraad. Den Hartog en Tjan1 5 combineren de korte en lange

termijn door een 'partial adjustment approach of the Nerlove type' te veronderstel-len. Een formulering hiervan is die waarbij de bezettingsgraad van arbeid ( qa = a/a*) afhankelijk verondersteld wordt van de ontwikkeling van de bezettingsgraad in het verleden.

In qa = aQl n q + ocx In q . j + + anl n q _n

Onder de veronderstelling dat het verleden volgens een afnemende meetkundige reeks in het heden doorwerkt volgt hieruit:

26. a = a * . q1^eqa!1

In vogelvlucht is hiermee de aanpak geschetst, voor bijzonderheden wordt volstaan met de verwijzing naar de aangehaalde literatuur.

Ten behoeve van het operationeel maken van het jaargangenblok, moeten de coëf-ficiënten (K, 0, ju, p, 7,' 51, 52, e en tmax) geschat worden. Omdat de gebruikelijke econometrische methoden niet goed bruikbaar zijn, vindt bepaling van de waarde plaats door 'trial and error'. Hierbij dienen zich een groot aantal mogelijkheden aan. Daarom zijn vooraf een aantal veronderstellingen gemaakt.

Uitgegaan wordt van de waarden van de coëfficiënten zoals die door het Centraal Planbureau (CPB) voor de Nederlandse economie in zijn geheel geschat zijn. Deze veronderstellingen staan aangegeven in de kop van tabel 2. Een aantal alternatieve mogelijkheden rond deze startwaarden is afgetast.

De schattingsprocedure zelf verloopt als volgt.

Bij een tableau van waarden voor de arbeidsproduktiviteit (0) en de technische

vooruitgang (p.) wordt per combinatie een optimale waarde van de kapitaalcoëfficient berekend. Gegeven de reële arbeidskosten en de arbeidstijd kan in elk jaar de oudste nog in gebruik zijnde jaargang kapitaalgoederen bepaald worden. Dan is vervolgens ook per jaar de kapitaalgoederenvoorraad te bepalen. Voor elk jaar is, door deling met het volume van de produktie, daarna de waarde van de 'capital-output ratio' te berekenen. Per combinatie van arbeidsproduktiviteit en technische vooruitgang wordt uit de onderzochte reeks van jaren de kleinste waarde van de kapitaalcoëfficient berekend. Met deze laatste waarde wordt de produktiecapaciteit en het aantal arbeidsplaatsen bepaald. Tevens zijn nu de residuensom van de produktiecapaciteit en de arbeidsplaatsen te berekenen.

15 H. den Hartog and H.S. Tjan, A clay-clay vintage model approach tbr sectors ot'industry in The Netherlands, Central Planning Bureau, Occasional Papers, no. 17, 1979, p. 16.

De keuze van de kleinste waarde van de 'capital-output ratio' garandeert dat slechts in één jaar, te weten het jaar van de laagste kapitaal-coëfficiënt, de bezettingsgraad precies gelijk is aan 1. Zou een andere waarde, bijvoorbeeld een grotere, gekozen zijn dan hoort daarbij ook een lagere produktiekapaciteit. Achteraf bezien zou dan, in dat geval, in het jaar van de laagste kapitaalcoëfficient de feitelijke produktie hoger zijn dan de produktiecapaciteit.

Als eerste jaar voor de berekening is 1951 gekozen, zodat per oplossing 25 waarden van de kapitaalcoëfficient berekend worden. Als kriterium voor de kwaliteit van de aanpassing is het meetkundig gemiddelde genomen van de wortel uit de relatieve resi-duensom van de werkgelegenheid en het verschil tussen produktie en capaciteit.

Door Muysken en Van Ardenne1 6 wordt uitvoerig stilgestaan bij de konsekwenties van de criteriumkeuze. Inspectie van de vergelijkingen leert dat een gemengd kriterium noodzakelijk is. Immers de optimale waarde van de kapitaalcoëfficient moet bere-kend worden via de vergelijking voor y* (t).

De resultaten van de schattingsprocedure zijn weergegeven in de tabellen 2 tot en met 6. Tabel 2. Schatting van K, $ en p bij verschillende waarden van p. Voorts geldt 7 = 1.0; 81 = 0.35; 82 = 1.0; e = 0.75; tmax = 45 p a > a K >fi M Ry Ra kriterium -0.00 0.5568 10.50 0.041 1.08744 0.05568 0.09921 -0.01 — 0.5591 11.50 0.045 0.46172 0.06517 0.08330 -0.02 + 0.5544 13.50 0.059 0.24611 0.21846 0.09631 -0.03 + _{0.3750 9.00 0.065 2.87279 0.08268 0.13962}

Tabel 3. Schatting van K, tfi en p bij verschillende waarden van tmax. Voorts geldt

7 = 1.0; 81 = 0.35; 82 = 1.0; e = 0.75; p = - 0.02 tmax a > a Rv kriterium 30 35 40 45 + + + 0.3705 0.4543 0.5032 0.5543 9.00 11.00 12.00 13.50 0.055 0.053 0.055 0.059 1.39300 0.63774 0.45419 0.24612 0.04444 0.08863 0.13029 0.21846 0.09976 0.09752 0.09864 0.09631

16 J. Muysken en C.H. van Ardenne, Den Hartog and Tjan's vintage model, De Economist, Jaargang 124, No. 1/2, 1976, p. 83-102.

Tabel 4. Schatting van K, ip en p bij verschillende waarden van y. Voorts geldt 5 = 0.35; 82 = 1.0; e = 0.75; p = - 0.02; tmax = 45 7 a > a K '•P p Ry Ra kriterium 0.9 + 0.5622 14.00 0.059 0.21838 0.37320 0.10686 1.0 + 0.5543 13.50 0.059 0.24612 0.21846 0.09631 1.1 + 0.5189 12.00 0.055 0.50040 0.06286 0.08423 1.2 — 0.5189 12.00 0.055 0.50040 0.02980 0.06989

Tabel 5. Schatting n, >p en p bij verschillende waarden van e. Voorts geldt y = 1.1;

8 = 0.35; 82 = 1.0; p = - 0.02; tmax = 45 e a > a K _{<P tl}

%

_Ra kriterium 0.75 + 0.5543 13.50 0.059 0.24612 0.21846 0.09631 0.80 + 0.5459 13.00 0.059 0.28434 0.07087 0.07539 0.85 + 0.5543 13.50 0.059 0.24612 0.04592 0.06521 0.90 — 0.5622 14.00 0.059 0.21838 0.02380 0.05370

Tabel 6. Schatting K, <p en p bij verschillende waarden van 81. Voorts geldt y = 1.1;

82 = 1.0; e = 0.85; p = - 0.02; tmax = 45 81 a > a K P Ry _Ra kriterium 0.2 0.4 0.6 0.8 + + + 0.5589 0.5538 0.5475 0.5285 13.50 13.50 13.50 13.00 0.055 0.061 0.067 0.069 0.22723 0.24250 0.27370 0.42456 0.03799 0.05062 0.06780 0.06660 0.06096 0.06657 0.07382 0.08201 Ry = i=i y y V ; R . = £ i=i

( ^ )

2

;

kriterium = y ^ ^ Ry^ K

Steeds is geselecteerd op de kleinste waarde van het kriterium waarbij tevens ge-waarborgd moest zijn dat in alle jaren de berekende werkgelegenheid kleiner is dan de feitelijke. Dit impliceert dat steeds een zekere verborgen werkloosheid verondersteld wordt.

Op grond van de resultaten in tabel 2 is voor p een waarde van —0.02 gekozen. De maximale levensduur is vervolgens op 45 jaar gesteld (tabel 3). De evenredigheidscon-stante y leverde bij een waarde van 1.1. een optimale waarde (tabel 4). Voor e, de aanpassingscoëfficient van de werkgelegenheid aan de bezettingsgraad, is een waarde gekozen van 0.85 (tabel 5). Tenslotte is, op basis van de resultaten vermeld in tabel 6, voor de elasticiteit van de produktie ten opzichte van de arbeidstijd (61) een waarde genomen van 0.4.

Een verkleining van de stapgrootte in de zoekprocedure leverde tenslotte de volgende combinatie van coëfficiënten op:

K = 0.5560 ; 51 =0.35 ;p = - 0 . 0 2

0 = 13.500 ; 52 = 1.00 ; 7 = 1.1 H = 0.060 ; e =0.85;

Voor de vooroorlogse jaargangen is de technische vooruitgang gesteld op een kwart van de na-oorlogse.

Met behulp van deze coëfficiënten is een aantal belangrijke reeksen geconstrueerd. In tabel 7 zijn vermeld de produktiecapaciteit, het aantal arbeidsplaatsen de effektieve kapitaalgoederenvoorraad en de bezettingsgraad. Tevens is het verloop van de leeftijd van de oudste in gebruik zijnde machines aangegeven. Opmerkelijk is de berekende snelle verjonging van het machinepark in de landbouw.

Elke regel in de tabellen 2 t/m 6 is een optimale oplossing van het produktieblok, ge-kozen uit 400 afgetaste mogelijkheden. In totaal is dus ten behoeve van het overzicht op pag. 32 en 33 het produktieblok 8000 maal opgelost.

Hoewel de voorafgaande kwantitatieve analyse in hoge mate geaggregeerd en ab-stract van aard is, spoort zij met de beschrijving die van de zijde van het Landbouw-Economisch Instituut1 7'1 8 over de jaren vijftig en zestig gegeven is.

Overeenkomstig het macro-economische beeld begint de economische afstoot in het begin van de zestiger jaren. Vanaf 1962 is het aantal jaargangen dat in gebruik is lager dan, louter technisch bezien, mogelijk zou zijn. Daarna doet zich een gestage daling van de gemiddelde leeftijd van de kapitaalgoederenvoorraad voor.

Met betrekking tot de waarde van de coëfficiënten is vooral opvallend het hoge tempo van de arbeidsbesparende technische ontwikkeling. Hiervoor wordt een per-centage van 6 geraamd. Vergeleken met een macro cijfer voor de hele Nederlandse economie van ca. 5% is dit hoog. Een tweede punt dat in het oog loopt is het optreden van kapitaalverslindende technische vooruitgang. Het lijkt wel of boeren met elke nieuwe investering zich tegelijkertijd een stukje overcapaciteit aanschaffen. De kapi-taalverbruikende technische vooruitgang is in de jaren 1951 t/m 1975 op jaarlijks 2% te stellen.

Figuur 9 brengt het verloop van de bezettingsgraad en de relatie tussen de ber eken-de en eken-de feitelijke werkgelegenheid in beeld.

17 Arjen Maris and Jan de Veer, Dutch agriculture in the period 1950-1970 and a look ahead, European Revue of Agricultural Economics, 1973, p. 63-78.

18 A. Maris, De positie van de Nederlandse landbouw in een dynamische maatschappij, Land-bouwkundig Tijdschrift, 1976,p. 150-156.

Tabel 7. Berekende bezettingsgraad, bemanningsgraad, produktiecapaciteit,

arbeids-plaatsen en kapitaalgoederenvoorraad.

leeftijd

q qa y * a* oudste k

(min gld) (1000 manj.) jaargang (min gld)

1951 0.9443 1.5002 3771.24 369.96 45.0 2096.74 1952 0.9228 1.4890 3837.24 366.68 45.0 2133.43 1953 0.9319 1.4698 3887.94 361.96 45.0 2161.63 1954 0.9250 1.4549 3984.97 359.46 45.0 2215.57 1955 0.9153 1.4299 4138.47 359.48 45.0 2300.91 1956 0.8916 1.3954 4324.94 360.48 45.0 2404.59 1957 0.8919 1.3636 4498.15 360.09 45.0 2500.89 1958 0.9232 1.3366 4624.24 356.88 45.0 2570.99 1959 0.9149 1.3105 4770.93 354.06 45.0 2625.55 1960 0.9563 1.2732 4935.70 352.65 45.0 2760.72 1961 0.9535 1.2290 5018.22 352.33 45.0 2894.23 1962 1.0000 1.2440 5086.00 338.43 38.5 2982.83 1963 0.9253 1.2135 5265.10 333.74 37.3 3107.53 1964 0.9127 1.1993 5488.41 327.70 36.1 3239.33 1965 0.8905 1.1593 5762.00 322.62 35.2 3400.81 1966 0.8852 1.1702 5960.47 308.50 31.6 3517.95 1967 0.8825 1.2232 6064.48 287.76 28.0 3583.11 1968 0.8772 1.2071 6271.97 280.02 25.4 3724.07 1969 0.8817 1.1498 6586.10 283.54 25.0 3935.70 1970 0.8855 1.1300 6807.23 279.64 22.9 4107.54 1971 0.8963 1.1292 6988.68 271.88 22.6 4247.59 1972 0.9119 1.1540 7144.54 261.77 22.2 4369.11 1973 0.9248 1.1513 7420.19 257.09 22.0 4572.61 1974 0.9661 1.2015 7627.21 247.20 20.6 4737.34 1975 0.9998 1.2261 7714.70 234.07 19.6 4828.33 35