Tilburg University
Invloed van demografische factoren en inkomen op consumptieve uitgaven
Alessie, R.J.M.; Kapteyn, A.; de Freytas, W.H.J.
Publication date:
1985
Link to publication
Citation for published version (APA):
Alessie, R. J. M., Kapteyn, A. J., & de Freytas, W. H. J. (1985). Invloed van demografische factoren en inkomen
op consumptieve uitgaven. (Research memorandum / Tilburg University, Department of Economics;
???volumeLabel??? FEW 179). Unknown Publisher.
General rights
Copyright and moral rights for the publications made accessible in the public portal are retained by the authors and/or other copyright owners
and it is a condition of accessing publications that users recognise and abide by the legal requirements associated with these rights.
• Users may download and print one copy of any publication from the public portal for the purpose of private study or research
• You may not further distribute the material or use it for any profit-making activity or commercial gain
• You may freely distribute the URL identifying the publication in the public portal
Take down policy
If you believe that this document breaches copyright, please contact us providing details, and we will remove access to the work immediately
and investigate your claim.
Download date: 23. jan.. 2015
CBM
R
7626
1985
179
I
fT7 1'~f
i. i ~i , . i uipuuuupii ui gi
faculteit der economische wetenschappen
RESEARCH MEMORANDUM
,~BURG UNIVERSITY
:PARTMENT OF ECONOMICS
:tbus 90153 - 5000 LE Tilburg
~ therlands
{----`---------e--------....v
j i~
~
ilJ. jf
.. . :.i .
~...~7k:J-.:~~~f~{-a;~~~
Tï~E;f.1F;G
Katholieke Hogeschool Tilburg
FEW
179
DE
INVLOED VAN DEMOGRAFISCHE
FACTOREN
~
EN INKOMEN OP CONSUMPTIEVE UITGAVEN
R.J.M. Alessie~
A.
Kapteyn~
W.H.J.
de Freytas~
~ Katholieke Hogeschool Tilburg.
De gepresenteerde resultaten zijn tot stand gekomen met steun van de
Nederlandse Organisatie voor Zuiver Wetenschappelijk Onderzoek en de
Nederlandsche Middenstandsbank. De gebruikte data zijn ter beschikking
gesteld door het Centraal Bureau voor de Statistiek. Wij zijn deze organisaties zeer erkentelijk voor hun ondersteuning. Voorts danken we Arie
de Graaf en Raymond Gradus voor hun zeer bekwame programmeerondersteuning.
1
1.
Inleídin~
Deze
bijlage
goederencategorieën
het "life time"
beschrijft
verklaart
het model
uit een
dat
aantal
de
consumptie van zeven
demografische
factoren en
inkomen (d.i. de som van het beginvermogen en de gedis-
conteerde
jaarinkomens).
klassieke
theorie
Bij de
van het
ontwikkeling
consumentengedrag
van het model
als
is
uitgangspunt
de neogekozen.
Deze theorie veronderstelt, dat een individu (huishouden) zijn nut (welvaart)
maximaliseert
onder de
voorwaarde
gelijk is aan het "life time"
In
dat
de
som van de bestedingen
inkomen (d.i. de "Life Cycle Hypothese").
de wetenschappelijke literatuur vereenvoudigt men meestal het boven-
genoemde beslissíngavraagstuk aanzienlijk en ontbindt men het hiertoe in
twee deeloptimalíseringsproblemen (Two-Stage-Budgeting).
In de
eerste
cyclus
bepaald.
van de
totale
laatste
variabele
Het
is
is
in
optimale
van
principe
(door het C.B.S.
tweede
totale
vermeld,
oplossing
dit
spaargedrag
probleem
niet
fase wordt
bestedingen
in
over de
volgt
de
time"
waarneembaar,
t.
verklaring
zij
Deze
afhangt
inkomensontwikke-
te hanteren.
gezocht naar de optimale
periode
levens-
inkomen.
omdat
niet geregistreerde)
daarom noodzakelijk een proxyvariabele
In de
van de
de
bestedingen uit onder andere het "life
van de verwachte
ling.
fase wordt het
Uit
Nadrukkelijk
samenstelling
dient
te
worden
dat de beslissingen in de tweede fase bij veronderstelling on-
afhankelijk worden genomen van die in de eerste fase.
Deze
dieper
in
(1955).
Wij
moeten
In de
bijlage is als volgt
op
de
zullen
worden
De
cycle
met
om het
paragrafen 3
sen van het
"life
name
"two
en 4
ingedeeld:
hypothese"
aangeven,
stage
waarop
we
van
en
Brumberg
veronderstellingen
concept
te mogen
gemaakt
toepassen.
besteed aan de afzonderlijke
demografische
het
huíshouden
wordt ook in paragraaf 4 behandeld.
die
2 gaan wij wat
Modigliani
fa-
beslissingsproces.
wijze
leeftijdssamenstelling
data,
welke
budgeting"
wordt aandacht
in paragraaf
van
zijn gebruikt en
tenslotte
Eactoren,
zoals
incorporeren
in
grootte
het
en
model,
Paragraaf 5 gaat vervolgens over de
presenteren wij
in
paragraaf 6 de
s[ochastische specificatíe van het gehele model en de schattingsresultaten.
2
2. De Life Cycle l~pothese
Sinds het baanbrekende werk van Modigliani en Brumberg
in
de
Life
wetenschappelijke
Cycle
Hypothese.
tikelen van
belangrijk
dat
de
literatuur
Wat
betreft
Heckman en MaCurdy
trictie,
dat
het life
time
de
de
som
volgende
van
de
de
(1980)
gekenschetst worden.
consument
zeer
De
veel
laatste
aandacht
Life
Cycle
gedisconteerde
besteed
aan
is
de
jaren moeten vooral de ar-
en Barmby et.
nutsfunctie
(1955)
al.
(1983)
Hypothese
komt
maximaliseert,
bestedingen
als zeer
erop neer,
onder
gelijk
de
zijn
resaan
inkomen.
max
U - U(q(1),...,q(T))
(2.1.a)
q(1).....q(T)
T
E
S.T.
~~t)r~(t)
t-1
- W
(ltr)t-1
1'
(2.1.b)
T
E -y~t~ ,
tsl (lfr)t-1
(2.1.c)
met
W
- (ltr)A(0) f
1
waarbij
U
.- nutsfunctie
q(t)
:-
(ql(t),...,qn(t))';
consumptievector in
p(t)
.-
(pl(t)....,pn(t))';
prijsvector in periode t
r
.- rentevoet
A(t)
:~ vermogen op tijdstip t
T
.- lengte van de levenscyclus
y(t)
:- netto inkomen (uitgezonderd rente inkomsten)
W1
.- "life time" wealth ("life time" inkomen).
periode
t
in periode t
Modigliani heeft dit probleem geformuleerd als alternatief voor het bekende statísche optimaliseringsprobleem.
max
UZ(t) - U2(q(t),s(t))
(2 ,2,a)
3
S.T.
p(t)'q(t) t s(t) - y(t),
(2.2.b)
waarbij
s([)
Uit
:~ besparingen in periode t.
(2.2)
kan de volgende
s(t)
In
(2.3)
s s(Y(t).P(t))
zijn
(2.3)
verwachte
spaarfunctie worden afgeleid:
inkomsten,
de
besparingen
prijzen
en
onafhankelijk
rente.
Deze
van
de
toekomstige
veronderstelling
is
niet
plausibel.
Modiglianí heeft met zijn Life Cycle Hypothese het
van
de
besparíngsbeslissing
ringsprobleem (2.1) oplost,
renbundel
q(t)
centraal
gesteld.
worden de volgende
intertemporele aspect
Als
men
het
vraagfuncties
optimalisevoor
goede-
gevonden
~
~
- 81(W1.P (1).....P (T)),
qi(t)
i -
1,...,n
(2.4)
P(t)
P~(t) -
(lfr)t-1
Het
optimale
de volgende
spaargedrag
in periode
t volgt
direct
uit
(2.3)
en wel
op
wijze
s(t) -
Y(t)
-
~
~
P(t)'g(Wl.P (1).....P (t)).
(2.5)
waarbij
g .- (gl....,gn)'.
Nu
worden
de
besparingen
wel
gerelateerd
aan
(verwachte)
toekomstige
inkomensstromen.
Er
kleeft
echter
naar goed i in periode
t,
een
groot
qi(t),
nadeel
aan
(en daarmee
afhankelijk van alle gedisconteerde
prijzen,
(2.4)
ook de
en
(2.5):
de
vraag
besparingen s(t))
vanaf nu tot periode T.
is
Dit
4
impliceert bíjvoorbeeld
dat de vraag naar zout
bepaald door de prijs van
rationalíteit"
van
gedrag
schoenveters
is evenmin plausibel.
verkrijgt
men
door
in periode
10 perioden
later.
1 mede wordt
Deze "super-
Een meer realistische beschrijving
zodanige
restricties
op
preferenties
te
leggen, dat de spaarvergelijking er een stuk eenvoudiger uit gaat zien.
Deze
vereenvoudiging
ontstaat
door
de
veronderstelling
dat
de
nutsfunctie U in (2.1.a) intemporeel additief separabel is, dat wil zeggen:
U(q(1)....~q(T)) - F(U(1~4(1))f...fU(T~9(T)).
met F een monotoon stijgende functie, gedefinieerd
(2.1.a')
op de reéle getallen.
De volgende, in de praktijk meest gebruikte, nutsfunctie voldoet
aan (2.1.a')
T
E
U -
-1 --
(2.6)
u(t.q(t)).
t-1 (1~-d)t-1
waarbij
u(t,q(t))
d
:- contemporaine (cardinale)
nutsfunctie
.- "rate of time preference"
Als gevolg van deze additieve structuur valt het beslissingsprobleem van
de
consument
in
afzonderlijke
twee
delen
uiteen:
de
zgn.
"two-stage
budgeting".
stappen van de two-stage budgeting procedure worden
De
in de
volgende paragrafen behandeld.
3.
Het optimale spaargedrag
In deze paragraaf zullen wij
ringsvraagstuk
(2.1),
omwille
wiskundige
van
continue
aangepast.
de
waarbij
tijdsaanduiding.
De
wij
eenvoud
Als
ons bezighouden met het
voor
(2.1.a)
overgaan
gevolg
continue versie van (2.1)
van
hiervan
(2.6)
een
wordt
ziet er als
optimalise-
substitueren
discrete
(2.1.b)
volgt uit:
naar
en
een
marginaal
S
T
max
U -
j
(3.1.a)
e-atu(t,q(t))dt
0
S.T.
- dA(t)~dt - rA(t) t y(t)
A(t)
(3.1.b)
- x(t),
met
A(0) gegeven; A(T) ~ 0,
(3.1.c)
waarbíj
:- p(t)'q(t)
x(t)
Vergelijking
interval
de
(3.1.b)
(t,tfdt).
volgende
totale bestedingen in periode t.
-
beschrijft de mutatie in het vermogen in het
De
gedaante,
tijds-
oplossing van deze differentiaalvergelijking heeft
welke
als de
continue
tegenhanger van
(2.1.b)
be-
schouwd kan worden:
1
T
é rtx(t)dt ~ W1
(3.2)
0
T
W1 3(lfr)A(0) t
J
e-rty(t)dt
0
Heckman en MaCurdy
(3.1)
bleem
nutsfunctie
teneinde
zullen
tot
Lluch (1973)
geanalyseerd,
u(t,q(t))
het
in
(1980),
de
een
wiskundige
volgende
theoretisch
waarbij
zij
eenvoudige,
vraagstuk
en vele anderen hebben het
voor
contemporaine
restrictieve
niet
te
dat
vraagvergelijkingen
directe
specificatie
gecompliceerd
paragraaf uiteenzetten,
implausibele
de
te
kiezen
maken.
een dergelijke
van
de
pro-
goederen
Wij
keuze
qi(t)
leidt.
In tegenstelling hiermee zullen we in het
bele
indirecte
nutsfunctiel)
werken.
1) Men verkrijgt de indirecte
door in u(t,q(t)) de optimale
substitueren.
Dit
soort
vervolg met
specificaties
een flexiis
uit
the-
~(t,x(t)),
nutsfunctie van tijdstip t,
consumptievector q(t) - g(x(t),p(t)) te
6
oretisch
oogpunt
gemakkelijk
ís
gevallen
het
op
bauer (1980),
aantrekkelijker,
op
[e
lossen.
Almost
Ideal
waarvan wij
De
terwijl
keuze
Demand
van
System
het
de
optimaliseringsprobleem
indirecte
(AIDS)
van
nutsfunctie
is
Deaton en Muell-
de aantrekkelijke eigenschappen in de volgende
paragraaf nader zullen toelichten
u(t)
- ~(t,x(t),p(t)) -
a(t,p(t))
:- a0(t)
t
[Rn x(t)-a(t,p(t))]~b(t,p([))
E
i-1
ai(t)Rn pi(t)
t Z E
i
(3.3.a)
E yij(t)Rn pi(t)Rn P~(t)
j
(3.3.b)
b(t.P(t))
n
E
i-1
n
s (t)
II
pi(t) i
i-1
:- BO(t)
n
ai(t)
-
1;
Wij hebben de
n
E
Yi (t)
j-1
~
- 0:
E
i-1
n
Yi
ít)
j
- 0:
E
i-1
Bi(t)
- 0
(3.3.c)
functies a en b van een index t voorzien, om de mogelijk-
heid open te laten dat de preferenties van huishoudens gedurende de life
cycle aan verandering onderhevig zijn.
Het maximaliseringsvraagstuk (3.1) neemt nu de volgende gedaante
aan.
max
J
x( t) 0
T
e
S.T. A(t)
-ó t
y~(t,x(t),p(t))dt
- rA(t) - y(t)
(3.4.a)
- x(t)
(3.4.b)
met
A(0)
gegeven;
Door toepassing van het
A(T) - 0
(3.4.c)
"Pontryagin Maximum Principle" wordt de volgende
oplossing gevonden:
e-dt(b(t~P(t)))-ldt
W1
- K(t)W1
(3.5)
7
met K(t)
he[
impliciet
life time
De
de
tijd,
maar
door
deze
zwaar,
varieert
is.
zen in de
de
dus
in
het
een
lineaire
functíe
met
(3.5)
een
samengevat.
is
aantal
grootheden,
prijsbeweging
Het
alp,emeen
in de
in
vorige
níet
van
waarvan
periode
constant
ín
b(t,p(t))
de
[t,ttdt)
wordt
paragraaf genoemde
besparingen afhankelijk zijn van alle gedisconteerde
tijd,
Model
in
relatieve
De
grootheid
dat
is
inkomen.
parameter K(t)
belangrijkste
x(t)
gedefinieerd.
be-
príj-
is dus voor een goed deel weggenomen.
(3.5)
blijft
echter
zeer
gecompliceerd.
In
dit
onderzoek
hebben we voor de eenvoud de volgende veronderstelling gemaakt:
n
B (t)
i[
i-1
pi(t)
i
~
(3.6)
1
Deze veronderstelling houdt in dat de consument geen rekening houdt met
relatieve prijsveranderingen
meter K(t)
De
in de
toekomst. Derhalve varieert de parae(r-d)ts0(t).
alleen met de "taste shifter"
parameter K(t) wordt geacht
door
de volgende vergelijking te worden
bepaaldl)
4
K(t)
fs
- A exp[ E
y1PROF(i)
i-1
f y5Q(1) f
E
j-1
djh(aj) f el],
(3.7)
waarbij
fs
.-
PROF(1)2)
.-
gezinsgrootte
1
als het hoofd van het huishouden arbeider
is
.- 0 elders
PROF(2)Z)
.-
1
als het
hoofd employé
of een
directeur
van een NV of
BV
is
.- 0 elders
1) Tot nu toe was slechts sprake van een consument en niet van een gezin
of huishouden. We veronderstellen dat een huishouden een homogene beslissingseenheid is, zodat een huishouden beslist als één consument.
2) De groep huishoudens,
rentiegroep.
waarvan
het
hoofd
inactief
is,
vormt
de
refe-
8
PROF(3)Z)
.- 1 als het hoofd
een
zelfs[andige ís,
die niet
in de agra-
rische sector werkt
.- 0 elders
PROF(4)2)
.- 1 als het hoofd een in de agrarische sector werkzame zelfstandige is
.- 0 elders
Q(1)2)
.- 1
als
het
hoofd
van het
huishouden
en de
partner
werken
(tweeverdieners)
.- 0 elders
al
.- leeftijd van het hoofd van het huishouden
a2
.- leeftijd van de partner
a3,...,afs :- leeftijd van de overige leden van het huishouden
h(.)
.- functie met al,...,afs als mogelijke argumenten
dj
.- 1 als j- 1
:- R n(j~j-1)
als
j~
2
A
.-
een constante
el
.- een kansvariabele díe o.a. stochastische varíantie in preferenties kan representeren
K(t) is
dus
onder
andere afhankelijk van de grootte en leeftijdssamen-
stelling van het huishouden.
Figuur
1.
De "Cubic
Spline"
techniek
C~
C4
I
X~
2) De groep huishoudens,
rentiegroep.
g~
waarvan
g2
het
g3
hoofd
g4
inactief
is,
vormt
de
refe-
9
Voor
de
functie
is
h(.)
princípe
flexibele
de
cubic
specificatie
spline.
figuur
Men kiest a priori een aantal abscis waarden,
zogenaamde
graads
er
Een
knooppunten.
("cubic
polynomen
één derdegraads
cubic
spline
polynomials").
polynoom.
De
spline
bestaat
Tussen
nl.
gekozen,
is geillustreerd
een cubic
l.
Het
een
van
uit
elke
x~,xl,...,xk,
een
aantal
in
de
derde-
twee knooppunten
is
polynomen worden zo geconstrueerd dat
ze
in de knooppunten precies op elkaar aansluiten èn dat de eerste en tweede
afgeleiden van de polynomen die
zijn
(de
ordínaatwaarden
men we c~,cl,...,ck).
elkaar "ontmoeten"
behorende
Als
gevolg
bij
van
deze
de volgende wijze worden geschreven (zie
h(aj)
~
k
E
in dat
punt
gelijk
de knooppunten x~,xl,...,xk noeeisen
Poirier
kan
de
cubic
spline
op
(1976)):
( 3.8)
ciSPLi(aj)
i- 0
aj E {0,...,79}1)
j - {1,...,fs}
SPL(aj)
(ktl)
vector,
precíeze
die
van
de
leeftijd
van
het
gezínslid
j afhangt.
Voor
de
formulering ziet men Poirier (1976).
Ondanks
geimplementeerd
gebruikelijke
manente
- (SPL~(aj),...,SPLk(aj))
deze
aanpassingen
worden,
omdat
benadering
inkomen (Friedman
kan
relatie
de variabele W1
is om W1
(1957)).
te
(3.5)
niet
vervangen
Onder het
nog
W- Y
f T e-rtdt - Y
(1-e-rT)
1
p ~J
p
r
empirisch
waarneembaar
door het
permanente
verstaan het hoogste constante rendement op W1,
niet
d.w.z.
is.
zogenaamde
F.en
per-
inkomen Yp wordt
Yp volgt uit:
(3.9.a)
ofwel
1) Als lid j van het huishouden ouder is dan 79,
is aj gelijk aan 79.
lo
rWl
Y
-
(3.9.6)
1-e-rT
p
Het
invullen van (3.9) in (3.5)
op:l)
levert de volRende relatie vnor Rn x(t)
~
- c i- Rn K(t) f Rn Yp - kn K(t)
Rn x(t)
f Rn
Yp
(3.10)
met c impliciet gedefinieerd.
Rn Yp
geacht
samen
is
te
in
principe
niet
hangen met enige
waarneembaar;
Rn Yp kan
kenmerken van het
echter
worden
huishouden. We
postu-
leren de volgende relatie:
fs
Rn Yp -~0 t
4
g
E
djg(aj) t E~iOPL(í)
j~l
1-1
t
E~iPROF(1-4)
i-5
~9Q(1) t e2
f
(3.11)
waarbij
PROF(1),...,PROF(4),Q(1)2)
:- gedefinieerd m.b.t.
(3.7)
OPL(1),...,OPL(4)
:- 4
die
2)
dummy-variabelen,
veau weergeven
na
laagste
het
hoogste)
.-
.- een
Voorts
Y,
postuleren
op een
bepaald
1) We veronderstellen dat
constant te zijn.
we
staat
de
voor
opleídingsniveau,
het
OPL(4)
(zíe
een
voor
boven)
storingsterm
volgende
relatie
tussen
tijdstip en het permanente
de
opleidingsni-
Cubic Spline leeftijdsfunctie
g(.)
E2
inkomen,
(OPL(1)
het
rentevoet
door
het
het
werkelijke
inkomen:
huishouden
geacht
wordt
2) In vergelijking (3.11) wordt de groep huishoudens, waarvan het hoofd
inactíef is en het laagste opleidingsniveau heeft genoten als de referentiegroep beschouwd.
11
Rn
De
Y( t)
(3.12)
- Rn Yp t e 3
storingsterm e3 kan
als
een
tijdelijke
inkomenscomponent
(Friedman noemt het Transítory Income) geinterpreteerd worden.
4. De allocatie van de totale bestedingen
In deze paragraaf wordt
ingegaan op de optimale verdeling van de
totale bestedingen in een periode over een aantal
tweede fase van het two stage budgeting proces.
de
preferenties
ten
aanzien
van de
allocatie
dient er een geschikte specificatie gekozen
diture
System
(LES)
behoort
tot
de
ziet de directe nutsfunctie van dit
u(t,q.(t))
- u(q)
n
E
-
categorieën.
Voor de beschrijving van
van
de
totale
te worden.
mogelijke
Dit is de
bestedingen
Het Linear Expen-
kandídaten.
In
periode
vraagsysteem er als volgt
t
uit:
Bi Rn (qi - Yi)
i-1
(De tijdsindex t wordt in het vervolg gemakshalve weggelaten.)
Als deze
nutsfunctie wordt gemaximeerd, rekening houdend met de budgetrestrictie,
wordt het volgende vraagstelsel verkregen:
n
piqi - PiYi t gi(x -
De
variabele piYi kan
geYnterpreteerd,
E
(4.2)
pjY j)
j-1
als de noodzakelijke
terwijl
de
parameter
Bi
uitgaven aan
(-
een goed
n
pi(qi-Yi)~(x
-
worden
E
Y.))
j-1 P j J
het marginale budget-aandeel voorstelt. Het LES is om een aantal redenen
een perspectief vraagstelsel te noemen. Ten eerste zijn de vraagfuncties
lineair afhankelijk van het
eure
en
complementaire
inkomen.
Ten tweede worden a priori
goederen uitgesloten
(zie
Deaton
en
inferi-
Muellbauer
(1980)).
De
stelsels
laatste
tijd
is
sterk toegenomen.
Muellbauer
(1980)
hebben wij
reeds
wordt
het gebruik van
minder
restrictieve
vraag-
Het Almost Ideal Demand System van Deaton en
vooral
de indirecte
veel
gebruikt.
In
nutsfunctie van het
verse stelt de kostenfunctie voor.
de
vorige
paragraaf
AIDS gegeven.
De in-
iz
Rn x- Rn c(u,p)
a(P)
- a0 f
b(P)
-
- a(p) f ub(p)
n
E
i-1
De
Taylor
n
E
YijRn pi
j-1
Rn
pj
(4.3.b)
gi
(4.3.c)
~
pi
i-1
AIDS kostenfunctie wordt
orde
n
E
1-1
aiRn pi t 2
n
g0
(4.3.a)
benadering
flexibel
van
een
genoemd,
omdat
willekeurige
deze als
kostenfunctie
een
kan
tweede
worden
gezien.
Aangezien de kostenfunctie lineair homogeen en tweemaal continu
differentieerbaar in de
prijzen
dient
te
zijn,
moeten de
volgende
res-
tricties aan de parameters worden opgelegd.
n
E
ai
i~l
Door
wij
-
n
E
1;
Yi
j-1
toepassing
j
van
- 0;
n
E
Yi
i-1
- 0
;
j
Shephard's
n
E
gi
- 0
;
1-1
lemma
en
substitutie
Yij - Yji
verkrijgen
het AIDS vraagstelsel
wi 3 ai t
n
E
Yijlog pi f gi(Rn x-a(P)),
j~l
(4.4)
waarbij
piqi
x; budgetaandeel van goed í,
wi :
Het
AIDS lijdt
niet
aan de
n
E wi - 1.
i-1
eerder genoemde
(zie Deaton en Muellbauer (1980)).
tekortkomingen van het
breidingen wenselijk van het complete vraagstelsel (4.3).
beeld geabstraheerd van de rol,
LES
Toch zijn er nog verschillende uitEr is bijvoor-
die gewoontevorming en voorkeursafhanke-
lijkheid (keeping up with the Jones') spelen bij het tot stand komen van
preferenties, en dit kan tot een behoorlijke misspecificatie van het
model
(1984),
leiden
(zie
bijv.
Kapteyn,
V.d.
Darrough, Pollak en Wales (1983)
Geer,
V.d.
Stadt
en
Wansbeek
e.v.a.). Wij zullen op dit mo-
13
ment
rekening
geen
ltnk ze
te zí,jner
In
van
een
dit
tijd
factoren
Pollak en Wales
in het model
veel
op te
houden we ons
Almost
reeds
literatuur
factoren houden,
demografische
in het
mografische
deze
stadium
aantal
ste111ng,
met
Demand
(1981).
System.
besteed,
ís wel
bezig met
zoals
consumptiefuncties
aandacht
het
de
bedoe-
nemen.
slechts
factoren,
Ideal
in
maar
het
incorporeren
gezinsgrootte
Aan
is
o.a.
We zullen de moderne
en -samen-
het modelleren van de-
in
de
door
wetenschappelijke
Muellbauer
benadering kort
(1977)
en
uiteenzet-
ten.
Ga uit van een referentiehuishouden R,
dat in ons geval uit één
persoon bestaat. Zijn (of haar) kostenfunctie ziet er als volgt uit:
c
Het
is
maken
den.
R
- c
R(
u
R
duidelijk,
om hetzelfde
De
vraag
is:
(4.5)
,p)
dat
een
meerpersoonshuishouden,
nutsniveau uR te
hoe
verhoudt
de
referentiekostenfunctie cR.
tot de
kostenfunctie overigens
van cH voorgesteld,
bereiken als
kostenfunctie
Engel
H,
het
van
(1897) heeft
meer
kosten
moet
referentiehuishouhuishouden
(zonder het
H
zich
begrip
te gebruiken)
in feite een zodanige specificatie
verhouding
tussen de kosten van de twee huis-
dat de
houdens slechts afhankelijk is van de gezinsgrootte, ofwel:
xH - cH(uR.p)
De
(ongecompenseerde)
(4.6)
- mo(fs).cR(uR~p)
vraagfuncties
van huishouden H hebben dan
de vol-
gende gedaante
gi
mo(fs)
H
x
- gi (mo(fs)
(4.7)
'p)
Als bijvoorbeeld mo(fs) - fs, wordt in (4.7) de consumptie per hoofd van
goed
i
gerelateerd aan de
niet
aannemelijk dat
evenredig
de
totale bestedingen
kosten
om
per hoofd.
een bepaald
toenemen met de gezinsgrootte,
Het is echter
nutsniveau
te
bereiken
wegens het bestaan van "econo-
mies of scale in consumption". Een betere Engelschaal is bijvoorbeeld
14
mo(fs) - fsp
waarbij
0~ p
~
(4.8)
1
Ray (1984) merkt op dat de Engelschaal in het algemeen ook gerelateerd zal zijn aan het nutsniveau en de prijsvector.
m
0
- m
0
(4.9)
(fs,u,p)
Bij een hoger nutsniveau (hoger inkomen)
zal het budgetaandeel van nood-
zakelijke goederen als voeding voor verschillende huishoudtypes wellicht
naar
elkaar
grootte in
convergeren,
(4.9)
afneemt.
waardoor
de
relatieve
betekenis
van
gezins-
Verder zullen als gevolg van een hogere prijs
van bijv. babyvoeding de kosten van een extra kind zeker toenemen. Om al
te
grote
kostenverhogingen
vermijden,
te
zal het
huishouden
dan
meer
substituten van babyvoeding kopen. Overigens dient (4.9) homogeen van de
graad nul in de prijzen te zijn,
opdat de kostenfunctie lineaír homogeen
blíjft.
In navolging van Blundell
derstellen dat de
ligt het
voor de hand te veron-
Engelschaal ook varieert met de
leeftijdssamenstelling
van het gezin. We kíezen daartoe
(1980)
de volgende specificatie:
Rn mo - Rn mo(fs,al,...,afs,u,p) -
- p Rn fs t
f u s
0
n
II
i~ 1
n
fs
E
1-1
( E
d.fi(a.))Rn pi t
j-1
~
~
gi
p
i
[
n
niRn fs
II
p
is 1
i
1]
(4.10)
15
aj
- leeftíjd van het gezinslid j,
dj
-
1
dj
-
log(j~j-1)
als
j
j- 1,...,fsl)
3 1(hoofd huishouden krijgt gewicht één)1)
als j a
2,...,fs1)
1
f(aj) a cubic spline leeftijdfunctie voor goed
Zoals
het
reeds
eerder
bestaan
van
opgemerkt
economies
verwachten
of
scale
een
wij
i(zie vorige paragraaf)
dat
waarde
de
parameter p vanwege
tussen
nul
en
één
aan-
neemt.
Om
dezelfde
redenen hebben
de Engelschaal
(4.10),
de
het
leeftijdsspecifieke
gewichten dj verminderen
1 voor
patroon naarmate j toeneemt.
toepassen van Shephard's
verkregen (aangezien we met
gedeelte
íeder gezínslid eenzelfde gewicht
(dj -
het
j);
in
misch
door
alle
niet
wij
Door
volgens
invulling van
lemma wordt het
volgende
dwarsdoorsnedegegevens werken,
toegekend
een
(4.10)
van
logarit-
in (4.6)
en
vraagstelsel
mogen we
zon-
der verlies van algemeenheid alle prijzen gelijk stellen aan één).
wi
- ai t
n
E
jal
djf
a.) f(Sifr~iln fs)(ln x-a0-p log fs)
J
Wij verwachten,
dat gezinnen waarvan zowel
waarvan
het
alleen
gezinshoofd
een
baan
(4.11)
de man als de vrouw werken of
heeft,
een ander
consumptiepa-
troon hebben dan huishoudens waarvan het hoofd geen baan heeft. Teneinde
dit
effect
te meten,
hebben we 2 extra dummyvariabelen in
(4.11) opgeno-
men.
5.
Data
Het model dat we i n de paragrafen 3 en 4 hebben uiteengezet,
geschat
met
data
van
het
zogenaamde
Doorlopend
Budgetonderzoek
is
1980
(DBO-1980).
In
een aantal
1980 hebben 2859 huishoudens aan dit onderzoek meegedaan. Na
outliers uit de dataset
te hebben gegooid,
hielden wij
2770
1) De leden der huishouding zijn als volgt gerangschikt: eerst het hoofd
van het huishouden, vervolgens de partner en ten slotte alle overige
leden in volgorde van afnemende leeftijd.
16
waarnemingen over.
vorming
en
Aangezien wij
interdependentie
voor
ook data van het
vens
van
van
DBO-1981
de huishoudens
binnenkort verschijnselen als
preferentíes
benodigd
gebruikt,
DBO hebben deelgenomen (dit
die
zijn er
zijn,
zowel
gewoonte-
willen bestuderen
en
daar-
hebben wij alleen de gegein
1980
als
in
1981
aan het
1596).
In het consumptiemodel hebben wij, in navolging van het CBS, de volgende
goederencategorieën onderscheiden:
1. Voeding
w.o. brood, gebak en grutterswaren
aardappelen, groente en fruit
suikerhoudende artikelen en dranken
oliën en vetten
vlees, vleeswaren, vis
zuivelprodukten
verteringen buitenshuis
overige voedingsmiddelen
2. Woning
3. Kleding,
4.
w.o.
huur(waarde),1) onderhoud woning en
tuin
meubelen, stoffering, linnengoed
huishoudelijke apparaten en gereedschappen
verwarming, verlichting
schoeisel
Lichamelijke en
medische verzorging
w.o. huishoudelijke dienstverlening
reiniging
lichamelijke verzorging
geneeskundige verzorging
5.
Ontwikkeling ontspanning
6. Verkeer en vervoer
7.
w.o. opleiding
schrijfbehoeften en lectuur
sport en spel, vakantie
overige ontspanning
roken
w.o. openbaar vervoer
rijwielen, bromfietsen, motoren e.d.
auto's
overige vervoerskosten
Overige bestedingen2)
1) Wanneer het een koophuis betreft, heeft een èeëdigd taxateur de huurwaarde vastgesteld. Hypotheken e.d. worden dus door het CBS niet als
bestedingen opgevat.
2) Deze vormen een zeer kleine bestedingscategorie.
17
Aangetekend
dient
consumptiegoed
te
als
worden,
een
van het consumptiemodel
vermogenssubstitutie.
1
Tabel
negatieve
CBS een
besteding
is dat niet correct,
Aan het
eteekproefgemiddelden
variabelen die
dat het
en
slot van deze
verkoop van een (duurzaam)
aanmerkt.
Vanuit
omdat er hier
paragraaf
standaardafwijkingen
van
in het empirisch deel van de analyse
geven we
de
de
optiek
sprake is van
in
tabel
belangrijkste
zijn gebruikt.
1. Gemiddelde en standaardafwijking van enige variabelen
Gemiddelde
Standaardafwijking
Budgetaandelen
1.
Voeding wl
0.218
0.073
2.
Woning w2
0.313
0.106
3.
Kleding w3
0.083
0.044
4.
Verzorging w4
0.083
0.044
5.
Ontwikkeling etc.
0.140
0.075
6.
Verkeer w6
0.105
0.089
7.
Overig w7
0.012
0.018
33.018
13.966
33.565
15.003
2.988
1.390
44.862
15.866
w5
Algemene karakteristíeken van
het huishouden
1. Totale bestedingen (in guldens x
2. Netto inkomen (in guldens x
10}3)
lOt3)
3. Grootte huishouden
4. Leeftijd hoofd huishouden
6.
Stochastische specificatie en schattingsresultaten
Het
in
het
voorgaande
ontwikkelde
model
kan
als
volgt
worden
samengevat:
Rn x- YO t
fs
4
E
djh(aj) t E
YjPROF(j)
j-1
j-1
t Y5Q(1)
f Rn Yp f el
(6.1)
18
fs
ICn Yp -~~ t
4
E
djg(aj) t
j-1
8
E{jOPL(j) t
j-1
E~jPROF(j-4) t{9Q(1) t e2
js5
(6.2)
RnY 3RnYpte3
wi -(ai-Biap) t
(6.3)
fs
E
djfi(aj) -(niaotgip)~n fs j-1
- r11p Rn2fs t SiRn x t niRn x Rn fs t 9iQ(1) t 6iQ(2) t di
i E {1,...,n}
n
E
ai - 1;
i-1
(6.4)
(n - aantal goederen)
n
E
i-1
n
E
ni - 0 ;
i-1
i
f(aj) - 0 ;
aj
;
n
E
i-1
Bi - 0
waarin
x
.-
totale bestedingen
Y
.-
netto inkomen
Yp
.- permanent inkomen (voor definitie zie paragraaf 5)
PROF(1)
.- 1 als het hoofd van het huishouden arbeider is
.- 0 elders
PROF(2)
.-
1
als
NV,
BV
het hoofd van het
huishouden employé~directeur
is
.- 0 elders
PROF(3)
.- 1
als het
hoofd
van het
huishouden zelfstandige is,
die niet in de agrarische sector werkt
.- 0 elders
PROF(4)
.- 1
als
het hoofd van het huishouden een zelfstandige
is, die ín de agrarische sector werkzaam is
.~ 0 elders
Q(1)
.- 1 als het hoofd van het huishouden en de partner werken ("tweeverdieners")
.- 0 elders
19
Q(2)
.-
1
als
alleen
het
hoofd
van
het
huishouden
werkt
("éénverdiener")
.- 0 elders
OPL(1)...OPL(4)
:~ 4 dummyvariabelen, die het opleidingsniveau weergeven
(OPL(1)
staat
voor
het
één
na
laagste opleidingsni-
veau, OPL(4) voor het hoogste)
fs
.- grootte van het huishouden
al
.- leeftijd van het hoofd van het huishouden
aZ
.- leeftijd van de partner (indien aanwezig)
a3,...,afs
.~ leeftijden
h(.)
sorteerd naar afnemende grootte
k
.- E
cRSPLR(.)
"Cubic Spline" leeftijdsfunctie met de
van de
RSO
k
E
.-
K( .)
dRSPLR(.)
"Cubic
Spline"
knooppunten 0,
dj
.3 1 als j- 1
dj
.3 ln (j~j-1) als j- 2,...,fs
het
(bijv.
schatten van het model
die van de
mogen we
(6.4)
overige bestedingen),
de
18,
65 en 79 jaar
6,
18,
65
en 79
jaar
één vergelijking weglaten
omdat de som van de budgetaande-
len per deEinitie gelijk is aan één (zie
Wat betreft
16,
"Cubic Spline" leeftijdsfunctie met de
R~0
Bij
18, 65 en 79 jaar
leeftijdsfunctie met de
knooppunten 0,
k
E~RSPLR(.)
.
leden der huishouding ge-
knooppunten 0, 6,
R-0
fi(.)
overige
Barten
(1969)).
storingen hebben we het volgende aangenomen
E~m - E(el~m,eZ~m,e3~m,dl~m,...,d6~m
~
- 0
Em ` N(O,V)
(6.4)
var(el
E~m ~m
1
- V-
Z
0
I
- 0
)
0
var(EZ)
0
0
0
0
0
0
0
0
var(e3)
0
0 I
als ml - m2
J
Vd
als ml ~ mz
20
ml,m2 E {1,...,N}
In
trictie
tabel
de
(N - aantal waarnemingen)
(6.1)
is
de
coéfficiént
hebben
we
getoetst
2 worden
de
belangrijkste
eerste
fase
van
het
en
níet
van Rn Yp gelijk
aan
kunnen verwerpen
(t1584 -
schattingsresultaten
two-stage
budgetíng
één.
Deze
0,76).
gepresenteerd
probleem
resIn
voor
(vergelijkingen
(6.1)-(6.3)).
Tabel 2. Resultaten van de eerste fase van het two-stage budgeting probleem (t-waarden tussen haakjes)
Vgl. (6.1)
y0
Vgl. (6.2)
- -0.078
(-2.12)
~0
-
2.30
(58.7)
SPLINE OP LEEFTIJD GEZINSLEDEN
SPLINE OP LEEFTIJD GEZINSLEDEN
cl
~
0.181
(3.03)
dl
- -0.053
c2
~
0.056
(1.54)
d2
- -0.017 (-0.46)
c3
-
0.014
(0.67)
d3
-
0.290 (14.47)
c4
- -0.018
(-0.81)
d4
-
0.513 (22.80)
c5
- -0.151
(3.68)
d5
-
0.464 (11.17)
BEROEP
OPLEIDING
yl
- -0.041 (-1.54)
y2
- -0.088
y3
-
0.068
(1.40)
y4
~
0.101
(1.84)
(-3.54)
TWEEVERDIENERS
y5
(-0.89)
- -0.091
var(el) -
0.044
Ri
0.800
-
~1
~2
-
0.079
(4.35)
-
0.170
(8.33)
-
0.296 (11.69)
-
0.447 (11.39)
-
0.146
-
0.283 (11.13)
-
0.126
(2.57)
-
G.015
(0.27)
BEROEP
(-3.98)
~5
47
~8
(5.38)
TWEEVERDIENERS
V~1.
(6.3)
var(E3) -
0.037
R3
0.799
s
~9
-
0.219
var(e2)
-
0.045
RZ
-
0.700
(9.55)
zl
De
huishoudens
hogere
een
propensity
"marginal
huishoudens,
maar
het
waarvan
deze
hoofd
to
grootheid
een
zelfstandige
consume"
neem[
af
te
als
in
het
is,
blijken
de
overige
dan
hebben
gezin
mínstens
2
personen werken. De marginal propensity to consume, K(t), hangt door de
5
term
het
E
djh(aj) ook
irLishouden.
berekend
(zie
af
Deze
tabel
van
term
de
ís
grootte
voor
en de
een
leeftijdssamenstelling
aantal
willekeurige
van
gezinstypen
3).
Tabel 3.
No
huishoud-
hoofd
partner
grootte
huishouden
3
4
5
E
6
djh(aj)
1
1
30
0.036
2
1
50
0.047
3
1
70
-0.049
4
2
30
28
0.059
5
2
50
48
0.080
6
2
70
68
-0.072
7
3
30
28
2
0.122
8
3
50
48
20
0.087
9
4
50
48
20
18
10
5
50
48
20
18
16
11
6
50
48
20
18
16
Uít
tabel
3
blijkt
dat,
jonge kinderen (bijv.
gegeven
de
gezinstype 7)
andere
een hoge
en dat een bejaardenechtpaar relatief ineer
De
verklaring
houdens
is
redelijk
grootte
van de
van
(zie
is het
tabel
relatie
een
directeur
van
een
N.V.
of
gezin
met
consumptiegeneigdheid heeft
spaart.
2
vgl.
(6.2)
top als
B.V.
0.095
een
inkomen
(6.2)).
zijn
Het
is
de
teken en de
partner
Zoals
te
functie van het
het gezinshoofd
en
tussen huis-
plausibel.
permanente inkomen een stijgende
opleidingsníveau en bereikt het zijn
of
0.093
12
regressoren,
verschillen in permanent
geslaagd
coéfficiénten van
verwachten valt,
0.090
een employé
ook werkt.
De
22
inactieven
verband
hebben
volgens
tussen het
het
permanente
model
een
lage
inkomensverwachting.
Het
inkomen en de grootte en leeftijdssamen-
stelling is voor de 11 verschillende gezinstypen in tabel 4 weergegeven.
fs
E
djg(aj)
Tabel 4. De waarden van de functie
No
j-1
leeftijden
gezinsleden
huishoud-
hoofd
partner
grootte
huishouden
1
3
4
5
6
fs
E
d g(a )
j-1
j
j
1
30
0.050
2
1
50
0.058
3
1
70
4
2
30
28
0.083
5
2
50
48
0.098
6
2
70
68
7
3
30
28
2
0.081
8
3
50
48
20
0.111
9
4
50
48
20
18
10
5
50
48
20
18
16
11
6
50
48
20
18
16
Er kan
geconcludeerd worden,
0.050
dat
bij
0.085
de hoogste
ínkomens
0.123
12
leeftijd
hebben en dat het
(bijv.
van
relatie
(6.1)
van de R2,
redelijk genoemd worden.
en
(6.2)
kan
overigens,
de huis-
50 jaar)
permanente
het algemeen een stijgende functie is van gezinsgrootte.
aanpassing
0.125
constante gezinsgrootte,
houdens waarvan het hoofd de middelbare
bereikt,
0.119
heeft
inkomen over
De statistische
gezien de
waarde
23
Tabel
5. Resultaten
van
de
tweede
fase
(6.4):
VERDELINGSMODEL
CONSUMP-
TIEVE BESTEDINGEN
a0 -
5.10
(6.26)
p
-
0.19
(1.64)
GEZINSGROOTTE
al ~
0.357
gl - -0.054 (-7.02)
nl - -0.028 (-3.97)
a2 -
0.382
S2 - -0.002 (-0.15)
n2 - -0.001
(-0.05)
a3 -
0.073
B3 3 -0.005 (-1.00)
r13 -
0.006
(1.38)
a4 -
0.183
s4 - -0.009 (-1.73)
n4 - -0.027 (-5.51)
a5 -
0.097
S5 -
0.007
(0.82)
rt5 -
0.027
(3.33)
a6 - -0.096
66 -
0.064
(6.57)
n6 -
0.023
(2.57)
a7 3 -0.004
B7 ~
0.001
n7 -
0.000
LEEFTIJD 0 JAAR
LEEFTIJD 6 JAAR
LEEFTIJD
~yi - -0.048 (-1.73)
~2 - -0.019 (-0.79)
~3 - -0.004 (-0.16)
~Ui -
0.067
(2.17)
~y2 - -0.010 (-0.42)
~3 - -0.045
(2.12)
~yi -
0.016
(1.12)
~2 -
~3 -
(2.16)
0.030
(2.69)
18 JAAR
0.022
~yi - -0.054 (-2.43)
~,2 - -0.060 (-3.00)
y~3 - -0.049 (-2.53)
~yi - -0.008 (-0.28)
~2 -
0.038
(1.58)
~3 -
0.048
(2.11)
y~6 ~
0.029
~6 2
0.017
(0.69)
~y3 -
0.022
(0.92)
~i -
0.002
(0.96)
~y3 - -0.005
~,2 - -0.003
LEEFTIJD 65
JAAR
LEEFTIJD 79
JAAR
TWEEVERDIENERS
y~4 - -0.001
(-0.04)
~1 - -0.012
5
(-0.49)
6i - -0.027
~y4 - -0.014
(0.64)
~y5 -
0.025
(1.40)
92 -
0.004
(0.33)
~y4 -
(1.87)
~ys -
0.004
(0.36)
63 -
0.001
(0.26)
~y4 - -0.036 (-1.83)
y~5 - -0.031 (-1.53)
64 -
0.021
(4.51)
~y4 -
0.020
(0.86)
~5 -
0.001
(0.04)
85 -
0.001
(0.11)
y6 5
0.006
(0.23)
~5 -
0.000
(0.01)
66 - -0.007 (-0.72)
0.020
7
~y4 - -0.006
,ys ~ -0.002
8~ ~ -0.001
(-3.01)
24
Vervolg tabel 5
EENVERDIENER
8i - -0.010 (-1.78)
Ri -
0.209
82 - -0.001 (-0.16)
Rz -
0.119
83 -
0.001
(0.15)
R3 -
0.028
64 -
0.010
(2.90)
R4 z
0.085
05 -
0.000
(0.07)
RS -
0.071
66 - -0.002 (-0.22)
R6 -
0.145
e~ - -o.ool
De
(zie
interpretatie
tabel
(6.2),
log L s 15678.817
5)
omdat
voorkomt.
van
de
schattingsresultaten
van
model
(6.4)
is een stuk gecompliceerder dan van de relaties (6.1)
de
variabele Rn fs op
verschíllende
Dit heeft als consequentie,
en
plaatsen in het model
dat de uitdrukking awi~a Rn fs er
niet eenvoudig uitziet. Het effect van demografische factoren op de consumptie
kan
dan
ook het
eenvoudigst
bestudeerd
worden
met
behulp van
enige grafieken.
Aangezien het model
prijzen dus
is geschat op dwarsdoorsnedegegevens en de
zonder verlies aan algemeenheid op één kunnen worden gezet,
kan de Engelschaal (4.8) als volgt worden geschreven:
Rn m0 - p Rn fs
(6.5)
Veronderstellend dat er economíes of scale bestaan in gezinsconsumptie,
zou men verwach[en dat 0~ p~ 1.
Deze verwachting wordt door de schat-
tingsresultaten bevestigd (p - 0.19, zie tabel 3).
De schattingsresultaten wijzen verder uit, dat huishoudens waarvan
zowel
het hoofd
als
de
partner
werken
t.o.v.
andere gezinnen
rela-
25
tief
de
minder
geld
categorie
resultaat
uitgeven aan voedíng.
lichamelijke
wel
personen
dat
is
onder
de
een
zijn voor het
Als
ligt,
malen
meerdere
Men moet
in
een
Dit
door
zou
dit
vrij
laag
om het
toekomstig
van het
de
II.
7.
De
zijn.
Het
onderzoek.
naar
is
dus
waarschijnlijk
zinvol
van
de
verschillende
Overigens
zijn
de
bestedingen
is
model,
consumptte
in het
model
dat
in deel
Dit
laat
Ten
speelt bij
verhouding
is onderwerp
een
gevolg
Omrekening van
zien
I
geven
van de
eerste
voor
bijlage
wordt
twee
het
is
jaar
2000
dat
uiteengezet.
redenen met de
binnen
met
het
model
ons
nodige
statische
het
allocatieproces.
de
relatieve
geconfronteerd
met
enige
voorspelde consumptieniveau
porteerd
Zolang
príjzen
wij
reserves
model
echter
hetzelfde
dat door
het
dataproblemen.
in
C.B.S.
(156,3 miljard versus
blijken,
van
het
geen
wor-
rekening
rol die een eventuele verandering van de relatieve prij-
tussen
niveau,
behulp
De hieronder gepre-
aannemen,
blijft,
gebruikt worden voor het construeren van voorspellingen.
zal
huis-
zullen we prognoses over de consumptie van verschil-
resultaten moeten om
bekeken.
gehouden met de
het
te incorpo-
leden van het
lage R2-en mede
guldens
aspecten
jaar 2000
goederencategorieën
senteerde
wij
om
verge-
in de variantie van bestedingen verklaart.
In dit deel
zen
de
Inleiding
lende
den
hebben,
op dat de R2-en van de verschillende
arbeidsaanbod
budgetaandelen
50I
ineer
huisho~iden
feit dat het model budgetaandelen moet verklaren.
meer dan
of
een verklaring kunnen
houden als endogene variabele in het model op te nemen.
van
dit
in deze
2
beiden een salaris
wordt
betaald.
huishouden
als gewoontevorming en voorkeursafhankelijkheid in het
en
bij
bovengenoemde resultaat.
Ten slotte merken we
reren
geval voor
ziekenfondsverzekering
er
dan
is het
verzorging.
baan hebben en die
ziekenfondsgrens
ziekenfondspremie
lijkingen
verplichte
opgenomen.
voorkomen die
omgekeerde
en geneeskundige
bedenken dat de
bestedíngscategorie
Het
dat
deze
1980 maar
in
Zo
de Nationale
202,5 miljard).
discrepantie
wijkt het
liefst
vooral
te
ruim
mag
dat
de
het model
Ten tweede zijn
door ons model
40 miljard
Rekeningen
wordt
af
van
gerap-
Uit de volgende paragraaf
wijten
is aan
het verschil
26
in defini[ie van het begrip consumptie.
língen
beschikbaar
gezínsgrootte
jaar 2000.
over
de
en
de
verdeling
Verder zijn er weinig voorspelvan
demografische
leeftijdssamenstelling
van
het
variabelen
huishouden
in
als
het
Deze variabelen doen in ons model dienst als exogenen bij de
voorspelling van de consumptie en de besparingen.
is als volgt
Dit deel
ingedeeld:
in paragraaf 8 zetten wij uit-
een hoe de voorspellingen van de consumptie in het jaar 2000 zijn geconstrueerd.
Ook zullen we dieper
ingaan op de problemen,
het verzamelen van de data zijn geconfronteerd.
waarmee wij bij
In paragraaf 9 zullen de
consumptieprognoses worden gepresenteerd en geanalyseerd.
8. Methodologie
Voordat
het
jaar
wij
enige
doen,
2000
is
voorspellingen
het
verstandig
de Nationale Rekeningen wordt
uit
het
D.B.O.-1980
kan
proef zodanig samengesteld,
zin met
2
kinderen
vertegenwoordigd.
dexcijfer
voor
verantwoorde
de
totale
herwegen.
wicht
schatting
consumptie
wordt
gewogen
inkomen
van
consumptiecijfer
Het
aan
to[ale consumptie in
N
maken
dienen
we
zelfstandigen
deze
C.B.S.
ongeveer
te
kunnen
van de
de
groep
(het
een
het
31.000 gulden)
van het
verleggen.
omvang
en
de
dat
steek-
is
over-
prijsineen
samenstelling
van
in
groter gewicht
in
Willen wij
de
vanzelfsprekend
heeft
cijfer,
zijn
in
een werknemersge-
relatief te weinig
C.B.S.
1980 dat
heeft
basisjaar
huishoudens
gezin krijgt daarbij
steekproef
consumptieniveau
dat het modale gezin (d.i.
kunnen
dan
het
te vergelijken met
afgeleid.
gezinsconsumptie
en aangezien de
de
een
het
Dit heeft men gedaan om het
Een modaal
voorkomen,
met
de
en
vermeld
worden
over
steekproef
in de
gegeven.
gewichten
te
een klein gesteekproef
Wij
hebben
berekend)
de
1980 geschat met behulp van de volgende formule.
(1980)
X(1980) -N~(1980)
ST
N
gewn(1980) xn(1980)
' E
n-1
,
waarbij:
n E{1,...,N}
.-
index van gezinnen in de
steekproef
N
.-
aantal huishoudens in de
steekproef (- 2857)
gewn(1980)
.- gewicht
van huishouden n(bron:
CBS)
(8.1)
27
Npop(1980)
.- totale bevolking van Nederland in 1980 (- 14091000)
NST(1980)
.-
N
E
n-1
gewn(1980)fsn aantal
individuen
in
de
gewogen
steekproef
.- geschatte totale bestedingen in Nederland
X(1980)
bedraagt
X(1980)
1981
159,3
(tabel 4 blz.
miljard
257)
is er in
Tussen deze cijfers
meerd.
gulden.
Volgens
het
statistisch
zakboek
1980 voor 202.5 miljard gulden geconsu-
bestaat
een verschil van ongeveer 40 miljard,
hetgeen te wijten is aan de volgende factoren:
- in
de
Nationale
Rekeningen
wordt
de
consump[ie
van
buitenlandse
toe-
risten meegeteld en in het D.B.O.-1980 niet;
- de
bestedingen
die
instellingen
lingen,
sportverenigingen,
gen
consumptie
als
etc.)
gerekend.
zonder
winstoogmerk
D.B.O.-1980 worden
stellingen vanzelfsprekend niet als huishoudens
- van
een
aantal
instel-
doen, worden in de Nationale Rekenin-
In het
verzekeríngen
(sociale
(A.W.B.Z.,
dergelijke
in-
beschouwd;
bejaardenverzekering)
is
in
het D.B.O.-1980 wel en in de Nationale Rekeningen niet geabstraheerd;
- de
bestedingen
aan
(alcoholische)
dranken,
tabak,
horeca en vermaak
worden in het D.B.O.-1980 om twee redenen systematisch onderschat. Ten
eerste worden dergelijke bestedíngen door een aantal gezinsleden waarschijnlijk maar gedeeltelijk in het huishoudboekje verwerkt. Ten tweede bestaat bij het C.B.S.
het vermoeden,
dat de huishoudens die rela-
tief veel geld aan deze goederen spenderen ondervertegenwoordigd zijn
in de steekproef.
Op grond van de bovengenoemde constateringen, dienen de consumptieschattingen met de nodige reserves geanalyseerd te worden
Teneinde
in het
jaar
de
omvang en
samenstelling van de
2000 te voorspellen,
ontwikkelde model per gezin,
1,
qin(2000),
is bij
We
kunnen vervolgens
n,
voorspellen we
in het D.B.O.
nationale
consumptie
eerst met behulp van het
wat
de consumptie van goed
een bepaald verondersteld inkomen in het jaar 2000.
de
consumptie
in Nederland
in
het
jaar
2000
op
de
volgende wijze bepalen:
N
Qi(2000) -
(2000)
N p(2000)
ST
N
E
n~l
gewn(2000)
qin(2000)
(8.2)
2s
gewn(2000) - gewicht dat
aan huishouden n voor het
jaar 2000 wordt
toe-
gekend
Npop(2000) - grootte van de bevolking in het jaar 2000
Qi(2000)
-
NST(2000)
De Freytas
en de
consumptie van goed i
N
L
gew (2000) fs
n
n
n-1
en Koster laten
samenstelling
van
de
in
Nederland in het jaar 2000
in hun studie duidelijk zien,
bevolking
tot het
dat de omvang
jaar 2000 een drastische
verandering zal ondergaan. Er blijkt echter nog steeds weinig te kunnen
worden gezegd omtrent de kwantitatieve relaties tussen de demografische
componenten en de achterliggende factoren van sociaal-economische,
cul-
turele, politieke en technologische aard.
Op
grond
van
een
aantal
haar prognose van december 1984
vooronderstellingen
heeft
het
CBS
in
drie varianten gehanteerd voor de demo-
grafische ontwikkeling in Nederland. Hieruit blijkt dat het aantal ínwm
ners ín ons
Land (14,395 miljoen op 1 januari 1984)
in het jaar 2000 zal
zijn gestegen tot:
14,771 miljoen volgens de lage variant;
15,147 miljoen volgens de midden-variant;
15,526 miljoen volgens de hoge variant.
De totale bevolking stijgt in de periode 1984-2000 volgens de lage variant
met
omvang
2,6y
van
en volgens de
de
bevolking
hoge
tussen
variant
met
de
en
lage
7,9i,.
de
Het
hoge
verschil
variant
in de
bedraagt
755.000 personen. Bestudering van de CBS-prognose leert dat het verschil
in uitkomst
tussen de
lage
en de hoge variant
overwegend wordt veroor-
zaakt door andere vooronderstellingen omtrent het vruchtbaarheídsverloop
van vrouwen.
In
de onderstaande grafiek zijn de bevolkingspyramides die volgens de
lage respectievelijk de hoge variant in 2000 zouden ontstaan en die van
29
1984
in
elkaar geschoven.
Daarbij
zijn
leeftijdsklassen van 5
jaar aan-
is een onderscheid gemaakt naar sexe.
gehouden en
mnnen
1
Jnnuari
.rou.en
d
IYb4
b-w
0
1 JJiiuJrÍ 1U11(1
(lanr ~JriJn[)
~5 -
1 Januari 1000
Ihoqr Sariant)
c1 - a.
~9
s1- rc
w- s.
r1 - N
IS -
T
p-
T
n-- n
IO-T
IS- It
10 - 1.
1-- ~
0
1~
Uit
de
volgende
CBS-prognose
bevolking en
Procentuele
samenvatting
~
0
~
~
1
I
r
1 II(1.
blijkt
1
)
dat
15
tegelijkertijd
treedt vergrijzing op.
hoge variant (t.o.v.
van
de
jaren er
volgens
in de komende
verdeling
1
.
1)Illl I
sprake
bevolking
de
híervoor
genoemde
is van ontgroening van de
in 2000
volgens
de
lage
en
1980 en 1984)
Leeftijd
laag
hoog
(1984)
(1980)
0-14
15,5
18,7
(20,3)
(22,6)
15-44
43,9
42,4
(47,6)
(46,1)
45-64
25,8
24,8
( 20,2)
(19,8)
14,8
14,1
( 11,9)
(11,5)
demografische
ontwikkelíng
65f
Vanwege deze
de
hebben wij
aan elke
waarneming
in de steekproef een nieuw gewicht, gewn(2000) toegekend. De wijze waarop deze term is bepaald, komt later in deze bijlage aan de orde.
De bestedingen van huishouden n aan de verschíllende goederencategorieën in het jaar 2000, qin(2000), is met behulp van het in de vorige paragrafen ontwikkelde model berekend,
waarbij wij voor elk huishou-
den een jaarlijkse reële inkomensgroei van resp.
0,
2 en 4i hebben ver-
30
ondersteld.
In
par.
bestedingen en het
Rn
xn(t)
kn Yn
6
hebben
wij
het
volgende
verband
tussen
de
inkomen van gezin n gepostuleerd.
- kn
~
K(t) t kn
t eln(t)
Ypn(t)
(8.3)
- kn Ypn(t) f e2n(t)
(8.4)
~
Kn(t)
-"marginale (en gemiddelde) constimmptiequote" van gezin n
Ypn(t)
- permanent inkomen van gezin n
Yn(t)
~ netto inkomen
Volgens de vergelijkingen (8.3) en (8.4)
de
totale
totale bestedingen gelijk aan één.
gen met hetzelfde percentage als
het
is de inkomenselasticiteit van
Daarom stijgen de totale bestedinnetto
inkomen.
De
consumptie
van
goed i en de totale bestedingen van gezín n zijn in ons model op de volgende manier gerelateerd.
qin(t)
~
- xn(t).win(t)
~
- xn(t)(ainfginkn
x(t)fdin)
(8.5)
waarbij
fs
,~
n
ain -(ai-BiaO) f eiQn(1) f 92Q(2) t JE1 ójfi(ajn)
en
~
Sin -
(gitniRn fsn)
Uit ons model en de veronderstellingen aangaande de groei van het inkomen volgt, dat qin in het jaar 2000 de volgende waarde aanneemt
qin(2000)
- xn(2000)
.
win(2000)
-
- (ltg)20xn(1980)(win(1980)tSin20.Rn(ltg))
-
(1}g)20(qin(1980)tgin20.xn(1980).Rn(lfg))
(8.6)
31
waarbíj
g
.- jaarlijkse inkomensgroei - groei van de totale bestedingen
win(t)
:- budgetaandeel van goed i van gezin n in het jaar t
De
consumptie
relatief
is,
van
sneller
luxe
dan
verwachten wij
ling
en
~
goederen (Sin ~ 0) stijgt
het
dus
ontspanning"
inkomen.
dat het
Als
de
volgens
inkomensgroeivoet
budgetaandeel van de
en "verkeer"
g
goederen
elk huishouden
voor
formule
(8.6)
positief
"ontwikke-
groter
is
gewor-
den.
Willen
2000
we,
wij
(de
variabele
zoals
gezegd,
het
macro-consumptiecijfer
in
Qi(2000)
de
de R.A.S. methode.
vergelijking
steekproef
Deze
te
wegen.
van
(8.2))
Wij
goed
i
in
bepalen,
doen dít
jaar
dan dienen
door
techniek wordt vooral gebruikt bij
het
middel
van
het "updaten"
van input-output-matrices.
De
schetst.
werking
Ga
er
van
vanuit
deze
dat
techniek
de
gehele
kan met
een
1981 bekend is en verder alleen de randtotalen van
hoe
schatten
methode doet
ker getal,
we
de
cellen
dit door
elke
van
de
rij
en kolom
de correctiefactor.
voorbeeld
input-output-matrix
1983.
input-output-matrix
worden
van
het
De vraag is nu:
1983?
De
;
ze-
zijn:l)
aij(1983) - aij(1981)rl(i)r2(j)
i E {1,...,ml}
R.A.S.-
te vermenigvuldigen met een
Om preciezer te
gejaar
(8.7)
j E {1,...,m2}
waarbij
rl(i), r2(j)
:- correctiefactoren
De
correctiefactoren
de
randtotalen
van
rl(i)
de
en
r2(j)
geschatte
moeten
zodanig
gekozen
input-output-matrix
voor
worden,
1983
dat
gelijk
zijn aar. de werkelijke waarden voor dat jaar:
1) Een dakje boven een variabele geeft aan, dat het om een geschatte en
niet om de werkelijke waarde van die variabele handelt.
32
E aij(1983) - a.j(1983) - a.j(1983)
i
(8.8)
E aij(1983) - ai.(1983) - ai.(1983)
j
Uit
het
stelsel
niet-lineaire
correctiefactoren rl(i)
gens
vergelijkingen (8.8)
kunnen de onbekende
en r2(j) worden opgelost en deze kunnen vervol-
worden gesubstitueerd in relatie (8.7).
De R.A.S.-methode kan een-
voudig worden gegeneraliseerd door rekening te houden met meer dan twee
kenmerken (zie Kapteyn (1977)).
Wij
tieve
passen de R.A.S.-methode [oe om een matrix van gewogen rela-
frequenties van gezinssamenstellingen in het
naar het
jaar 2000.
D.B.O.
Dit levert de gewichten gewn(2000).
'80 te updaten
Om
deze procedu-
res
te kunnen uitvoeren dient men te beschikken over bruikbare
van
de
verdelíng
van demografische variabelen,
van de R.A.S.-methode als
betrekking
bepaling
de
van
consumptie
individueel
op
individuen
gewn(2000)
van
alle demografische
en
niet
aanzienlijk,
op
lage
de
prognoses
implementatie
en hoge
het
heeft
variant
statístieken en progno-
gezinnen.
omat
(gezins-)huishoudens
niveau
bij
randtotalen kunnen dienen.
Helaas hebben vrijwel
ses
die
C.B.S.
Dit
bemoeilijkt
in
het
onderzocht.
voorspellingen
Wij
D.B.O.
'80
hebben
omtrent
de
de
op
vol-
gende demografische kenmerken weten op te sporen:
- de
regío,
waarin
de
persoon
woonachtig
is
(bron:
B.
Steinebach
(1985));
- de
leeftijdsgroep
en
geslacht
waartoe
de
persoon
behoort
(bron:
De
huishouden
inneemt
(bron:
B.
Freytas, Koster (1985));
- de
positie,
welke
het
individu
in het
Steinebach (1985)).
Het vonnde geen probleem om op individueel niveau uít het D.B.O.
'80
de matríx van relatieve
frequenties
van de
bovengenoemde kenmerken
te berekenen. Met behulp van de aldus verkregen gegevens kan vervolgens
R.A.S.-methode worden toegepast. Aldus wordt voor elk individu een
de
gewicht gm(2000) geconstrueerd:l)
1) Individu m is ingedeeld in de cel (il,i2,i3),
33
gm(2000) ~ ri(íl) r2(iZ) r3(13) gm(1980)
(8.9)
i2 E{1,...,18}, 13 E{1,...,4}
il E{1,...,11},
waarin:
j- 1: correctiefactoren en gm(2000) berekend op basis van de lage variant bevolkingsprognose;
j- 2:
correctiefactoren en gm(2000)
berekend op basis van de hoge vari-
bevolkingsprognose.
ant
Op deze manier krijgt elk individu in de steekproef een nieuw gewicht,
terwíjl
het
voor de consumptievoorspelling nodig is
een dergelijk gewicht krijgt.
als volgt uit de
dat
elk huishouden
De huishoudensgewichten gewj(2000) worden
individuele gewichten gm(2000) afgeleid:
fs
gewn(2000) - fs
n
E
n
g~(2000)
(8.10)
m-1
In de volgende paragraaf worden de resultaten van de consumptievoorspelling gepresenteerd.
9.
Resultaten
Om
van
de
twee
redenen
uitkomsten.
is
Ten
voorzichtigheid
eerste
gemaakt van een statisch model,
geschat.
hang
met
Aspecten
is
consumptie
Wij
te
op basis
bij
het
herhalen hier
huishoudens,
de
regionale
interpretatie
gebruik
van één jaar is
gewoontevorming,
nogmaals,
basis
de
voorspellen
van cijfers
financieringsvormen,
voorspellen op
kingsprognoses van het C.B.S.
tal
bij
etc.
Ten tweede zijn er de dataproblemen die
zijn behandeld.
om de
dat
geboden
wij
voorkeursafhankelijkheid,
arbeidsmarktgedrag,
gemodelleerd.
graaf
als
hebben
zijn
samen-
nog
in de vorige
dat het
niet
para-
niet mogelijk
van de hoge variant bevol-
Hiervoor ontbreken prognoses over het aanspreiding
van
de
bevolking
en
de
positie
van individuen binnen het huishouden (de laatste 2 variabelen zijn nodig
om de gewíchten gewn(2000)
in formule
(8.10)
te berekenen).
34
Wanneer
niet
zuilen
Nederland
gulden.
De
de
reële
stijgen,
tussen
Dit komt
III
dens.
in
Een
het
tal
mensen
tabel
jaar
veel
is
kleiner
gezin met
te
wijten
is
(zie De
verandering
(1985)
de
van
de
de
Vooral
is
vooral
hoge
van
is
0
te
een
jaarlijkse
consumptie van
luxe
voeding
achterblijven.
gezinsconsumptie
(8.6)),
Dit
van
voet
een
4
resultaat
i,
De
procentsgroei
een
inkomensgroei
voorspeld.
totale
van
Het
2Y
dat het
aan-
jaar 2000 relatief
de
fractie kinderen
waarvan
het
hoofd
bevolking
de boven-
toenemen
(zie
totale
feit
dat
(zie
consumptie
in de
de
De
van
een
184
lage variant.
totale
Freytas
bevolking
en
Koster
toeneemt
(vergelijk
het
inkomen met
verkeer
de
en
zal,
bestedingen
gezien
de
hebben
of 4
procent,
en ontwikkeling
aan
geneeskundíge
qin(2000),
2
en ont-
noodzakelijke
verzorging
wijze
waarop
voorspeld
(zie
relawij
de
formule
totale consumptie bedraagt in de lage vari-
386
inkomensgroei van 2 procent 262 miljard
miljard
consumptie
en
aandeel
[otale bestedingen
van
lichamelijke
goed
niemand verbazen.
variant
van de
een
het
terwijl
overigens bij een jaarlijkse
wordt
leert,
inkomen heeft dan een
gulden méér dan
goederen als
en
een
der
toeneemt
stijging
als
hoge
(1984))
variant bevolkingsprognoses bij
aan
sneller
goederen
bij
huishou-
bevolkingspyramide
huishouden,
procent
wíjten
stijgen,
en
(zie ko-
aantal
de uitgaven aan de woning zullen uit dien
8 miljard
variant
procent
zal de consumptie vanwege
op basis van de hoge
Dit
5,4
van het
1980 en dat
een
176,0 miljard
van 0,50 procent.
nl. met 8,5 procent.
aanzienlijk
ant
in
2000
bestedingen in
naar
jaar in het
samenstelling
spanning
tíef
voor
jaar
en kolom III van de tabellen 6B en 9B).
Bij
zal
t~m 60
het
totale
159,3
toename
en KASter
bejaarden,
inkomensgroei
miljard voorspeld.
volgens
tot
geprognotiseerde
Aangezien
hoofde aanzienlijk stijgen,
verschil
de
jaar is, waarschijnlijk een hoger
kolom II van tabel 7B).
Dit
variant
de
van de
Freytas
geworden.
leden of
Er wordt
huishoudens
vooral nl.
aan
vertegenwoordigd dan
jonge
jaarlijkse
Lage
leeftijdsgroep 40
ongeveer vijftig
genoemde
7B)
2000
sterker
de
10,5y toe van
consumptie is
beschouwing
ín de
veel
van
de
neer op een gemiddeld groeipercentage
nadere
van
in
1980 en 2000 met
vergroting van de
lom
inkomens
nemen
403
gulden,
terwijl
respectievelijk
miljard
van de
neemt
van
bij
een
tabellen 7B,
factoren
naarmate de
8B en 9B).
273
basis
In
van de
miljard
inkomensgroei
demografische
uiteraard af,
op
in
de
van
bij
4Y
groei
inkomensgroei-
absolute termen
is
35
de
invloed
van
demografische veranderingen
op de
omvang
van
de
consump-
tie g r oter naarmate inkomens sneller stijgen.
10.
Conclusies
De
uitkomst
resultaten welke in dit
van
een
eerste
oefeníng.
zichten bevredigend zijn,
rapport
Hoewel
zijn gepresenteerd,
de
uitkomsten
in
vormen de
velerlei
zijn nog vele uitbreidingen nodig.
Deze
op-
omvat-
ten o.a.:
- een verfijning van de goederenindeling,
-
inbouwen
van
dynamiek
in
het
consumptiemodel
en
op
iets
langere
ter-
mijn,
- modelleren van de samenhang tussen consumptie en arbeidsaanbod,
-
speciale
aandacht
voor
het
beslissingsproces
rond
de
aanachaf
van
duurzame consumptiegoederen
- aandacht voor de financiering van consumptie.
Het
consumptiemodel.
uiteindelijke
en
doel
zou
arbeidsaanbodmodel
moeten
in
te
zíjn om
bouwen
in
een aldus
een
uitgebreid
macro-economisch
36
Tabel 6
Tabel
6A. Het door het model voorspelde consumptieniveau van verschillende goederencategorieën in 1980 en 2000 bij een inkomensgroeivoet van OY
(lage variant)
Goed
1.
2.
3.
4.
5.
6.
7.
0.
voeding
woning
kleding, schoeisel
lich. en med. verzorging
ontwikkeling, ontspanning
verkeer
overige bestedingen
totale bestedingen
besparingen
Tabel
Consumptie
Groei
(in pro-
Gemid.
groei
19801)
20001)
centen)
per jaar
34,13
48,34
13,56
20,30
22,67
18,14
2,20
159,34
37,31
54,97
14,80
22,49
24,60
19,48
2,34
175,99
9,33
13,71
9,15
10,81
8,53
7,40
6,04
10,45
0,45
0,64
0,44
0,51
0,41
0,36
0,31
0,50
14,79
17,99
21,58
0,98
6B. Groei (in procenten) van de consumptie als gevolg van: inkomensgroei (kolom I), verandering van de samenstelling der bevolking (kolom II), groei van de bevolking (kolom III) (lage
variant)
Goed
1.
2.
3.
4.
5.
6.
7.
0.
Consumptie
Totale groei
I
II
III
voeding
woning
kleding, schoeisel
lich. en med. verzorging
ontwikkeling, ontspanning
verkeer
overige bestedingen
totale bestedingen
9,33
13,71
9,15
10,81
8,53
7,40
6,04
10,45
0
0
0
0
0
0
0
0
4,29
8,48
4,12
5,71
3,53
2,46
1,16
5,37
5,03
5,23
5,02
5,10
5,00
4,94
4,88
5,08
besparingen
21,58
0
15,98
5,60
1)In miljarden guldens (in constante prijzen 1980).
37
Tabel 7
Tabel
7A. Het door het model voorspelde consumptieniveau van verschillende goederencategorieën in 1980 en 2000 bij een inkomensgroeivoet van 2i
(lage variant)
Goed
1.
2.
3.
4.
5.
6.
7.
0.
voeding
woning
kleding, schoeisel
lich. en med. verzorging
ontwikkeling, ontspanning
verkeer
overige bestedingen
totale bestedingen
besparingen
Tabel
Groeí
(in pro-
Gemid.
groei
19801)
20001)
centen)
per jaar
34,13
47,34
13,55
20,30
22,67
18,14
2,20
159,34
47,06
81,45
22,09
29,84
39,89
'
37,84
3,62
261,53
14,79
26,15
{'"
Totale groeí
voeding
woning
3. kleding,
4.
5.
6.
7.
0.
Consumptie
37,9
68,5
62,9
47,0
76,0
108,6
64,2
64,1
1,62
2,64
2,46
1,95
2,87
3,74
2,51
2,51
80,7
3,00
7B. Groei (in procenten) van de consumptie als gevolg van: inkomensgroei (kolom I), verandering van de samenstelling der bevolking (kolom II), groei van de bevolking (kolom III) (lage
variant)
Goed
1.
2.
Consumptie
schoeisel
lich. en med. verzorging
ontwikkeling, ontspanning
verkeer
overige bestedingen
totale bestedingen
besparingen
I
II
III
37,9
68,5
62,9
74,0
76,0
108,6
64,2
64,1
25,5
48,1
49,8
31,3
63,1
94,2
54,7
48,6
6,0
12,6
5,7
8,9
4,8
4,7
1,9
8,0
6,3
7,8
7,5
6,8
8,1
9,6
7,6
7,5
80,7
48,6
23,8
8,3
1) In miljarden guldens (in constante prijzen
1980).
38
Tabel 8
Tabel
8A. Het door het model voorspelde consumptieniveau van verschillende goederencategorieén in 1980 en 2000 bij een inkomensgroeivoet van 4i
(lage variant)
Goed
1.
2.
3.
4.
5.
6.
7.
0.
voeding
woning
kleding, schoeisel
lich. en med. verzorging
ontwikkeling, ontspanning
verkeer
overige bestedingen
totale bestedingen
besparingen
Tabel
1)
Consumptie
Groei
(in pro-
Gemíd.
groei
19801)
20001)
centen)
per jaar
34,13
48,34
13,56
20,30
22,67
18,14
2,20
159,34
57,29
119,77
32,72
38,82
63,66
68,64
5,54
385,66
67,87
147,74
141,32
91,24
180,87
278,36
151,62
142,03
2,62
4,64
4,50
3,29
5,30
6,88
4,72
4,52
14,49
39,41
166,41
5,02
8B. Groei (in procenten) van de consumptie als gevolg van: inkomensgroei (kolom I), verandering van de samenstelling der bevolking (kolom II), groei van de totale bevolking (kolom III)
(lage variant)
Goed
1.
2,
3.
4.
5.
6.
7.
0.
Consumptie
Totale groei
I
II
III
voeding
woning
kleding, schoeisel
lich. en med. verzorging
ontwikkeling, ontspanning
verkeer
overige bestedingen
totale bestedingen
67,87
147,74
141,32
91,24
180,87
278,36
131,62
142,03
51,76
117,80
12Z,49
68,47
161,61
252,37
136,88
119,11
8,38
18,34
7,72
13,96
6,33
8,57
3,15
11,76
7,72
11,41
11,11
8,80
12,93
17,42
11,58
11,16
besparingen
166,41
119,11
35,03
12,26
In miljarden guldens (in constante prijzen 1980).
39
Tanel 9
Tabel
9A. Het door het model voorspelde consumptieniveau van verschillende goederencategorieën in 1980 en 2000 bij een inkomensgroeívoet van OY
(hoge variant)
Goed
1.
2.
voeding
woning
3.
kledíng, schoeisel
4.
5.
6.
lich. en med.
ontwikkeling,
verkeer
verzorging
ontspanning
7. overige bestedingen
0. totale bestedingen
besparingen
Tabel
1)
Consumptie
Groei
( in pro-
Gemid.
groei
19801)
20001)
centen)
per
jaar
34,13
48,34
13,56
20,30
22,67
18,14
2,20
159,34
39,11
57,35
15,49
23,59
25,59
20,24
2,44
183,83
14,63
18,60
14,29
16,23
12,89
11,57
10,81
15,37
0,69
0,86
0,67
0,75
0,61
0,55
0,51
0,72
14,79
20,12
35,98
1,55
9R. Groei (in procenten) van de consumptie als gevolg van: inkomensgroei (kolom I), veranderíng van de samenstelling der bevolking (kolom II), groei van de totale bevolking (kolom III)
(hoge variant)
Totale groei
I
II
III
voeding
woníng
kleding, schoeisel
lich. en med. verzorging
ontwikkeling, ontspanning
verkeer
overige bestedingen
totale bestedingen
14,63
18,60
14,29
16,23
12,89
11,57
10,81
15,37
0
0
0
0
0
0
0
0
4,03
7,67
3,72
5,49
2,45
1,26
0,56
4,70
10,59
10,97
10,56
10,74
10,43
10,31
10,24
10,67
besparingen
35,98
0
23,41
12,57
Goed
1.
2.
3.
4.
5.
6.
7.
0.
Consumptie
In miljarden guldens (in constante
prijzen
1980).
40
Tabel 10
Tabel
10A. Het door het model voorspelde consumptieniveau van verschillende goederencategorieën in 1980 en 2000 bij een inkomensgroeivoet van 27 (hoge variant)
Goed
1. voedíng
2. woning
3. kleding, schoeisel
4. lich. en med. verzorging
5. ontwikkeling, ontspanning
6. verkeer
7. overige bestedingen
0. totale bestedingen
besparingen
Tabel
lOB.
Groei (in
mensgroei
bevolking
III) (hoge
1)
Consumptie
Groei
(in pro-
Gemid.
groei
19801)
20001)
centen)
per jaar
34,13
48,34
13,56
20,30
22,67
18,14
2,20
159,34
49,30
84,98
23,15
31,25
41,58
39,42
3,78
273,18
44,48
75,78
70,73
53,94
83,45
117,29
71,56
71,44
1,86
2,86
2,71
2,18
3,08
3,96
2,74
2,73
14,79
29,89
102,06
3,58
procenten) van de consumptie als gevolg van: inko(kolom I),
verandering van de samenstelling der
(kolom II), groei van de totale bevolking (kolom
variant)
Goed
1.
2.
3.
4.
5.
6.
7.
0.
Consumptie
Totale groei
I
LI
LII
voeding
woning
kleding, schoeisel
lich. en med. verzorging
ontwikkeling, ontspanning
verkeer
overige bestedingen
totale bestedingen
44,48
75,78
70,73
53,94
83,45
117,29
71,56
71,44
25,53
48,14
49,76
31,27
63,14
94,23
54,67
48,60
5,60
11,39
5,19
8,44
3,35
2,97
1,04
7,00
13,35
16,29
15,78
14,23
16,96
20,08
15,86
15,84
besparingen
102,06
48,60
34,77
18,68
In miljarden guldens (in constante prijzen 1980).
41
Tabel
11
Tabel
11A. Het door het model voorspelde consumptieniveau van
lende goederencategorieën in 1980 en 2000 bij een
groeivoet van 4i (hoge variant)
Goed
1.
2.
3.
4.
5.
6.
7.
0.
voeding
woning
kleding, schoeisel
lich. en med. verzorging
ontwikkeling, ontspanning
verkeer
overlge bestedingen
totale bestedingen
besparíngen
Tabel
1)
Consumptie
Consumptie
Groei
(in pro-
Gemid.
groei
19801)
1980~)
nn~
centen)
per jaar
34,13
48,34
13,56
20,30
22,67
18,14
2,20
159,34
59,95
124,95
34,30
40,56
66,46
71,63
5,79
402,84
75,67
158,47
153,03
99,79
193,24
294,85
163,01
152,82
2,86
4,86
4,75
3,52
5,53
7,11
4,95
4,75
14,79
44,08
197,95
5,61
118. Groei (in procenten) van de consumptie als gevolg van: inkomensgroei (kolom I), verandering van de samenstelling der
bevolking (kolom II), groei van de totale bevolking (kolom
III) (hoge variant)
Goed
1.
2.
3.
4.
5.
6.
7.
0.
verschilinkomens-
Totale groei
voeding
woning
kleding, schoeisel
lich. en med. verzorging
on[wikkeling, ontspanning
verkeer
overige bestedingen
totale bestedingen
75,67
158,47
153,03
99,79
193,24
294,85
163,01
152,82
51,76
117,80
122,49
68,47
161,61
252,37
136,88
119,11
7,68
16,78
7,15
12,85
4,53
5,98
1,82
10,32
16,24
23,89
23,39
18,47
27,10
36,49
24,31
23,39
besparingen
197,95
119,11
51,29
27,53
In miljarden guldens (in constante prijzen
1980).
42
Referenties
- Barmby,
T.,
R.
Blundell,
C.
Meghir,
I.
Walker
(1983):
"Estimating a
life cycle consistent model of family labour supply ~aith cross sec[ion
data", Mimeo M13 9PL, University of Manchester.
- Barten, A.
(1969): "Maximum likelihood estimation of a complete system
of demand equations", European Economic Review, vol.
-
Blundell,
R.
scales
a expenditure
in
Review 14,
- Darrough,
chastic
get
(1980):
pp.
"Estimating
model
continuous
with
labour
1.
consumer
equivalence
supply",
European
Economic
(1983):
"Dynamic
and
145-157.
M.N.,
R.A.
Structure:
studies",
Pollak and
An analysis
Review of
T.J.
of
Wales
three
Economics
and
time
series of
sto-
household bud-
Statistics,
may
1983,
"Economics
and
Consumer
pp.
274-
281.
- Deaton,
A.
and
J.
Muellbauer
(1980):
Beha-
viour", Cambridge University Press.
- Engel,
E.
jetzt",
(1885):
"Die
International
lebenskosten
Statistical
Belgischer
Institute
arbeiter
Bulletin,
friiher
vol.
9,
pp.
und
1-
74.
- Freytas,
W.
gevolgen
de
van
en E.R.
de
Koster
(1984),
demografische
"Onderzoek
ontwikkeling
in
naar
de
economische
Nederland",
interne
N.M.B.-notitie.
- Friedman,
N.
Universíty
- Heckman,
J.
(1957):
"A theory of
the
consumption function",
Princeton
Press.
and
labour supply",
T. MaCurdy (1980): "A life cycle model
Review of Economic Studies, pp. 47-74.
of
female
43
-
Heída,
H,
van
Huishoudensontwikkeling
de
en H.
Gordijn
(1984),
Planologisch Studiecentrum
- Lluch,
C.
Economic
(1973):
Review 4,
- Modíglíani,
gregate
F.
pp.
and
R.
data",
in
George
AL1en and Unwin.
- Muellbauer,
J.
Nederland,
interne
Analyse
notitie
van
het
linear
expenditure
system",
European
21-32.
Brumberg
Kurihara
(1977):
Primos-Huishoudensmodel:
(P.S.C.).
(1955):
function:
consumptions
K.K.
in
extended
"The
"He[
an
( ed.),
analysis
interpretation
"Post
"Testing the
tion effects and the cost of
"Utility
Keynesion
of
and
the
ag-
cross
section
Economies",
London:
Barten model of household composi-
children",
Economic Journal,
vol. 87,
pp.
460-487.
- Poirier,
dam,
D.
R.A.
systems",
R.
proach",
we
econometrics
and
T.J.
(1983):
"Measuring
Journal of
B.J.J.
Public
(1985):
van de huishoudens
CBS-prognose",
(NMB).
Wales
Econometrica (49),
- Steinebach,
ling
"The
of
struc[ural
change",
Amster-
North Holland.
- Pollak,
- Ray,
(1976),
(1981):
no.
the
pp.
costs
Economics
jaar
variables
in
demand
1533-1551.
of
22,
children:
pp.
2000
notitie van de
an
alternative
ap-
89-102.
"Berekening van het
in het
interne
6,
"Demographic
aantal
en de samenstel-
in Nederland volgens de
nieu-
Nederlandse Middenstandsbank
i
IN
1984
REEDS
VERSCHENEN
138
G.J. Cuypers, J.P.C. Kleijnen en J.W.M. van Rooyen
Testing the Mean of an Asymetric Population:
Four Procedures Evaluated
139
T. Wansbeek en A. Kapteyn
Estimation in a linear model
observations are missing
with
seríally
140
A. Kapteyn, S. van de Geer,
Interdependent preferences:
141
W.J.H, van Groenendaal
Discrete and continuous univariate modelling
142
J.P.C. Kleijnen, P.
Cremers,
144
J.P.C. Kleíjnen
Superefficient
experiments
estimation
errors
when
H, van de Stadt, T. Wansbeek
an econometric analysis
F.
van Belle
The power of weighted and ordinary least
unequal variances in experimental design
143
correlated
of
power
squares
functions
with
ín
es[ímated
simulation
P.A. Bekker, D.S.G. Pollock
Identification of linear stochastic models with covariance
restrictions.
145
Max D. Merbis, Aart J. de Zeeuw
From structural
146
form to
state-space
form
T.M. Doup and A.J.J. Talman
A new variable dimension simplicial algorithm to find
the product space of unit simplices.
equilibria
on
147
G. van der Laan, A.J.J. Talman and L. Van der Heyden
Variable dimension algorithms for unproper labellings.
148
G.J.C.Th. van Schijndel
Dynamic firm behaviour and financial leverage clienteles
149
M. Plattel, J. Peil
The ethico-political and theore[ical reconstruction of contemporary
economic doctrines
150
F.J.A.M. Hoes, C.W. Vroom
Japanese Business Policy: The Cash Flow Triangle
an exercise i n sociological demystification
151
T.M.
Doup,
G.
van der
Laan and A.J.J.
The (2~1-2)-ray algorithm:
economic equilibria
Talman
a new simplicial algorithm to compute
ii
IN
152
1984
REEDS
A.L.
VERSCHENEN (vervolg)
Hempenius, P.G.H. Mulder
Total Mortality Analysis of the Rotterdam
Rotterdam Intervention Study (KRIS)
153
A. Kapteyn,
P.
155
analysis
of
the
allocation
T. Wansbeek, A. Kapteyn
Statistically and Computationally
Gravity Model.
P.F.P.M.
of
the
Kaunas-
Kooreman
A disaggregated
household.
154
Sample
of
Efficient
time
within
Estimation
of
the
the
Nederstigt
Over de kosten per ziekenhuisopname en levensduurmodellen
156
B.R. Meijboom
An input-output like corporate model including multiple
technologies and make-or-buy decisions
157
P. Kooreman, A. Kapteyn
Estimation of Rationed and Unrationed Household Labor Supply
Functions Using Flexible Functional Forms
158
R. Heuts, J. van Lieshout
An implementation of an inventory model with stochastic lead time
159
P.A. Bekker
Comment on: Identification in the Linear Errors in Variables Model
160
P. Meys
Functies en vormen van de burgerlijke staat
Over parlementarisme, corporatisme en autoritair etatisme
161
J.P.C. Kleijnen, H.M.M.T. Denis, R.M.G. Kerckhoffs
Efficient estimation of power functions
162
H.L.
Theuns
The emergence of research on third world tourism:
An introductory essay cum bibliography
163
F.
De
Boekema,
"Grijze"
1945 to 1970;
L. Verhoef
sector zwart op wit
Werklozenprojecten
kaart gebracht
en
ondersteunende
instanties
in
164
G. van der Laan, A.J.J. Talman, L. Van der Heyden
Shortest paths for simplicial algorithms
165
J.H.F. Schilderinck
Interregional structure of the European Community
Part II:Interregional input-output tables of the
munity 1959, 1965, 1970 and 1975.
Nederland
European
in
Com-
iii
IN
(1984)
REEDS
VERSCHENEN (vervolg)
166
P.J.F.G. Meulendijks
An exercise i n welfare economics (I)
167
L. Elsner, M.H.C. Paardekooper
On measures of nonnormality of matrices.
iv
IN
168
1985 REEDS VERSCHENEN
T.M.
Doup,
A.J.J.
Talman
A continuous deformation algorithm on the
product space of unit
simplices
169
170
P.A. Bekker
A note on the identification of restricted
factor loading matrices
J.H.M.
Donders,
A.M. van Nunen
Economische politiek in een
twee-sectoren-model
171
L.H.M.
Bosch,
W.A.M. de
Lange
Shift work in health care
172
B.B. van der Genugten
Asymptotic Normality of Least
Linear Regreseion Models
Squares Estimators
in Autoregressive
173
R.J. de Groof
GeYsoleerde versus gecoárdineerde economische politiek
i n een tweeregiomodel
174
G.
van der Laan, A.J.J.
Talman
Adjustment processes for finding economic equilibria
175
B.R. Meijboom
Horizontal mixed decomposition
176
F. van der Ploeg, A.J. de Zeeuw
Non-cooperative strategies for dynamic policy games and
the problem
of time inconsistency: a comment
177
B.R. Meijboom
A two-level planning procedure with
sions, including cost allocations
178
N.J. de Beer
Voorspelprestaties
t~m 1980
van het
Centraal
178a N.J. de Beer
BIJLAGEN bij Voorspelprestatíes
periode 1953 t~m 1980
van
respect
to make-or-buy deci-
Planbureau
het
in de periode
Centraal Planbureau
1953
in de
NI WIII ~ÍI~~V~~YY~I pW~V~YV N
© Copyright 2024 ExpyDoc
