Inkomens- en prijselasticiteiten van voorzieningen in het kader van de landinrichting

NN31545,0756

mei 1973

voor Cultuurtechniek en Waterhuishouding Wageningen

INKOMENS- EN PRIJSELASTICITEITEN VAN VOORZIENINGEN IN HET KADER VAN DE LANDINRICHTING

ing. A.M. Filius

BIBLIOTHEEK DE HAAFF

Droevendaaisesteeg 3a

Postbus 241

6700 AE Wageningen

•?r."*

Nota's van het Instituut zijn in principe interne communicatiemid-delen, dus geen offici'êle publikaties.

Hun inhoud varieert sterk en kan zowel betrekking hebben op een eenvoudige weergave van cijferreeksen, als op een concluderende discussie van onderzoeksresultaten. In de meeste gevallen zullen de conclusies echter van voorlopige aard zijn omdat het onderzoek nog niet is afgesloten.

Bepaalde nota's komen niet voor verspreiding buiten het Instituut in aanmerking

T

CENTRALE LANDBOUWCATALOGUS

1. INLEIDING

Zowel bij het ontwerp als bij de beoordeling van landinrichtings-projecten wordt men geconfronteerd met het vaststellen van de vraag naar de verschillende voorzieningen. Bij het ontwerp gaat het om het opstellen van een prognose van de vraag, bij de beoordeling wil men tevens een indruk krijgen van de waardering van de consument voor de betreffende voorziening, hetgeen tot uitdrukking wordt gebracht in het consumentensurplus (LOCHT, PROPER en HOGENDOORN, 1971). Gezien het tijd- en geldrovende van enquêtes is onderzocht welke mogelijk-heden secundaire statistieken bieden bij de analyse van de vraag.

Van deze secundaire statistieken kan met name genoemd worden het C.B.S. Vakantie-onderzoek, waarvan het laatst over 1969 uitvoerige publikaties zijn verschenen (C.B.S., 1971). De bruikbaarheid hiervan voor het aan de orde zijnde probleem wordt vooral beperkt door het

gekozen object van onderzoek: één persoon. Het inkomen van deze per-soon wordt gekoppeld aan dat van het gezinshoofd. Dit geeft allerlei bezwaren.

Beter bruikbaar zijn de gegevens van het Nationaal Budgetonder-zoek 1963/'65 (C.B.S., 1966-1972, deel 1 t/m 10). In een analyse van de uitkomsten (C.B.S., 1972) zijn 123 (hoofd) bestedingscategorieën betrokken. In de basisstatistieken (deel 1 t/m 10) zijn een groter

aantal bestedingscategorieën onderscheiden, waarvan sommige mogelijk representatief geacht kunnen worden voor voorzieningen in studie bij het I.C.W. Voor deze mogelijk relevante bestedingscategorieën zijn met de budgetgegevens inkomens- en prijselasticiteiten berekend. De vraagfunctie zelf wordt niet geschat, althans niet een voor prognose doeleinden bruikbare. Beoogd wordt om slechts een verkenning van de mogelijkheden te geven, waarvan in een concreet geval eventueel

gebruik kan worden gemaakt.

Het onderzoek zou eenvoudig zijn indien dezelfde schattingsme-thode als van het C.B.S. kon worden toegepast. In het door het

C.B.S. gebezigde verdeelmodel dienen evenwel alle bestedingscategorie-en tegelijkertijd opgbestedingscategorie-enombestedingscategorie-en te wordbestedingscategorie-en, hetgebestedingscategorie-en thans organisatorisch op bezwaren stuit. Gezocht is derhalve naar een andere werkwijze. De analyse van het C.B.S. heeft alleen betrekking op een aantal sociale groepen. In de budgetgegevens is ook onderscheid gemaakt naar woon-plaatsgroep. Omdat de ruimtelijke werkingssfeer van landinrichtings-projecten als regel van beperkte omvang is en binnen deze gebieden

de urbanisatiegraad sterk kan verschillen, zijn ook voor de onder-scheiden woonplaatsgroepen elasticiteiten berekend, om zodoende tot aggregatie te kunnen komen voor het gebied van onderzoek.

Ook voor andere sociale groepen zoals alleenstaanden, niet-wer-kenden en zelfstandigen zijn budgetgegevens gepubliceerd.

Deze zijn niet in het onderzoek betrokken omdat door het gering aan-tal in de steekproef de klasse-indeling niet uitgebreid is gegeven maar ook mede om het onderzoek beperkt te houden.

Bij de oriëntatie voor deze studie bleek dat ook anderen zoeken naar meer informatie op dit of aan verwant terrein (zie bijv. NEDER-LANDS RESEARCH INSTITUUT VOOR TOERISME EN REKREATIE, 1971 en TIDEMAN,

1968). Met geringe arbeid kon het aantal bestedingscategorieën waar-voor elasticiteiten zijn geschat enigszins worden uitgebreid.

Tenslotte wordt opgemerkt dat het thans meer gaat om te komen tot een bruikbare methode van schatting dan om het ontwerpen en toetsen van een theoretisch model»

2. TOELICHTING OP HET BEGRIP ELASTICITEIT

Onder de inkomenselasticiteit van de vraag (E(q, Y)) wordt ver-staan de relatieve verandering van de gevraagde hoeveelheid als ge-volg van en in verhouding tot een relatieve verandering van het in-komen (ceteris paribus).

q

t

= a

o

+ a

l

Y

t

+ a

2

P

t

+ a

3

fc (2

-°

waarin:

q = verbruikte hoeveelheid per hoofd van een bepaald goed in jaar t p = prijs van het goed

Y = beschikbaar inkomen per hoofd t = tijd in jaren

De inkomenselasticiteit is dan

9q 9Y 9q Y Y

E(q, Y) = ^ - ^ = g ^ . f " a . f - (2.2)

Ht t t 4t Ht

Voor bovenstaande lineaire vraagfunctie is de elasticiteit op ieder punt van de curve anders, namelijk afhankelijk van de waarde van Y en q .

Voor een exponentiële functie als :

ß. ß, ß~ t

qt = ao Yt pt e (2.3)

is op ieder punt van de curve de waarde van de inkomenselasticiteit gelijk, namelijk

3qt Y ß -1 ß ß t Y

E(q, Y) = 3 T - . ^ = ß, aoYt pt e ' ~ ^ ' * l ( 2'4)

In vergelijking 2.1 worden de coëfficiënten geschat aan de hand van tijdreeksen: de variabelen zijn geaggregreerd over meerdere huishoudingen. In vergelijking 2.5 hebben de variabelen betrekking op individuele huishoudingen (h)

"h = ao + al Yh + a4 Ph ( 2'5 )

Verondersteld wordt in vergelijking 2.5 dat de gegevens gebaseerd zijn op eenzelfde periode en dat alle huishoudingen een gelijke prijs betalen, maar dat q, afhankelijk is van de grootte van de huishouding

i

grootte van de huishouding in de loop der tijd in a, begrepen. Kop-peling van tijdreeks- en cross-section (of doorsnee) analyse is mo-gelijk. Voor prognoses van de totale vraag zal bij cross-section-analyse eerst geaggregeerd moeten worden, hetgeen eenvoudig is in-dien de relatie lineair is als in vergelijking 2.5 en inin-dien veronder-steld wordt dat ide coëfficiënten voor alle huishoudingen gelijk zijn. Indien een cross-section-relatie niet lineair is, maar bijvoorbeeld de vorm heeft van vergelijking 2.4 mogen de coëfficiënten (= elasti-citeiten) slechts als macro-coëfficiënten worden beschouwd als de variabelen meetkundige gemiddelden weergeven (KLAASSEN, 1957, pag. 50).

Hetgeen hiervoor over inkomenselasticiteiten werd gegeven, geldt - mutatis mutandis - voor prijselasticiteiten (E ) .

q.p 3. INKOMENSELASTICITEITEN

In de inleiding werd reeds gesteld dat toepassing van de door het C.B.S. gebezigde methode thans bezwaarlijk is. De

inkomenselas-ticiteiten zijn daarom geschat op de conventionele wijze, dat wil zeggen volgens vergelijking 2.5, en op de wijze voorgesteld en toege-past door CLOPPER ALMON (1966).

3.1. De methode van Almon

Almon gaat van de volgende vraagfunctie uit:

Ct = ao + ai Yt + a2 Pt + a3 t + a5 A Yt ( 3- °

c = jaarlijkse consumptie per hoofd van een bepaald goed in jaar t p = de prijsindex van het goed gedeeld door de 'overall' prijsindex Y = beschikbaar inkomen per hoofd

AY = Y - Y , t t t-1 t = tijd in jaren

Het tegelijkertijd schatten van alle in de vergelijking voorko-mende coëfficiënten geeft als regel onbetrouwbare uitkomsten als

volg van een trendmatige ontwikkeling van Y. In tegenstelling tot an-dere onderzoekers (zie MEULENBERG, 1962; pag. 63 e.v.) acht Almon het opnemen van een trendfactor echter wel noodzakelijk. Om de betrouw-baarheid van de coëfficiënten te vergroten schat Almon eerst a

af-zonderlijk, om vervolgens de overige coëfficiënten te schatten in de vergelijking:

Zt = ao + a2 Pt + a3 t + a5 A Yt (3.2)

waarbij geldt:

zt = ct - al Yt (3.3)

Gemakkelijk is af te leiden dat indien de inkomenselasticiteit bekend is, a. te berekenen is (zie vergelijking 2.2).

De berekening van de inkomenselasticiteit volgens de methode van Almon verloopt als volgt: Uitgangspunt is tabel 3.1. Voor elke

onder-scheiden bestedingscategorie is een dergelijke tabel op te stellen.

Tabel 3.1. Uitgaven aan kampeeruitrusting en caravans in guldens naar bruto-inkomen en aantal personen per huishouding van hand-, land-, hoofdarbeiders en boeren

A a n t a l p e r s . p e r h u i s h . 2 3 4 5 » 6 6 > 7 6- <9000 4 10 17 4 7 U i t g a v e n n a a r b r u t o - i n k o m e n 9 - <12 000 15 37 29 24 19 5 12- <16 000 29 37 58 28 26 17 16- <20 000 51 61 51 53 42 47 » 20 000 23 123 105 99 88 39

Een tabel met dezelfde indeling voor de grootte van de huishou-ding en het inkomen kan worden gemaakt voor het gemiddelde totale verbruik en het gewogen aantal huishoudingen per klasse.

Met deze gegevens wordt de inkomensélasticitéit volgens onder-staande formule berekend:

7 5 y y n . . m . . v . ^. .^ si si si E(c, Y) = S~' 1~' (3.4) y y n . . c . L. .L, si si S=l 1=1 waarin:

c . = gemiddeld uitgaven van een bepaald goed van huishoudingen be-S X

staande uit s personen in inkomensklasse i

v . = gemiddelde totale verbruik van huishoudingen in si groep S X

n . = gewogen aantal huishoudingen in si groep S X

m . = (c . , - c .)/(v . , - v .)

si s,1+1 s,i s,1+1 s,i

Formule 3.4 wordt doorzichtiger indien deze voor één si groep wordt opgeschreven: Ac Ac ,0 cx 7— • v (3.5) Av = c c Av v

Eigenlijk wordt met formule 3.4 dus een gewogen gemiddelde

'verbruikselasticiteit' van de vraag gegeven. De 'verbruikselastici-teit' van de vraag kan gelijk worden gesteld aan de

inkomenselastici-teit als geldt: = —~ • Uit cross-section-onderzoek volgt als regel

dat het aandeel van het totale verbruik in het inkomen afneemt met de stijging van het inkomen. Macro-economisch en op lange termijn geldt echter dat dit aandeel constant blijft.

Ondanks gunstige uitkomsten van de significantietests verschil-den bij Almon de elasticiteiten geschat aan de hand van enkel tijd-reeksen soms zeer van die geschat volgens bovenomschreven wijze.

3.2. Uitkomsten van de berekeningen

In de 'Analyse van de uitkomsten' (C.B.S., 1972) is uitvoerig omschreven waarom niet is uitgegaan van het inkomen als verklarende variabele maar van het totale verbruik. Ook is daarin beschreven wel-ke correctie is uitgevoerd op de definitie van totale verbruik zoals deze in de basisgegevens van het Budgetonderzoek is gepresenteerd en de reden daarvan. Evenals in de 'Analyse van de uitkomsten' wordt thans onder totale verbruik verstaan het totale verbruik uit de

basisgegevens minus de posten 'belastingen n.e.g.', 'A.O.W.-A.W.W.' en 'overige sociale verzekeringen'.

Bij uitwerking van vergelijking 3.4 aan de hand van tabel 3.1

blijkt dat m _ niet te berekenen is. Almon neemt aan dat m c = m .,

J s5 s5 s4

hetgeen consistent is met de veronderstelling ten grondslag liggende aan vergelijking 3.1. De uitkomsten van het onderzoek, die vermeld zijn in tabel 3.2, zijn dan ook op basis van deze veronderstelling tot stand gekomen.

In de analyse van het C.B.S. zijn elasticiteiten berekend voor meerdere sociale groepen. Ter vergelijking zijn-voor zover de betref-fende bestedingscategorie in het C.B.S.-onderzoek is vermeld- de door het C.B.S. per sociale groep berekende elasticiteiten in tabel 3.2.

toegevoegd.

De indeling naar grootte van de huishouding in de publikatie van de verbruiksrekeningen van het budgetonderzoek (C.B.S., 1966, deel 1) leent zich niet voor toepassing van de methode van dopper Almon

voor elk van de sociale groepen apart. Uit de vrij grote verschillen in elasticiteit tussen de groepen mag men niet zonder meer conclude-ren dat het tezamen behandelen van de onderscheiden beroepsgroepen ongewenst is. De elasticiteiten gelden bij het voor de groep gelden-de gemidgelden-delgelden-de totale verbruik (in vermelgelden-de volgorgelden-de resp. ƒ 9035,-; ƒ 13 265,- en ƒ 9672,-). Vergelijking van de elasticiteiten is alleen zinvol bij een voor elke groep zelfde totale verbruik. Bovendien is met name bij de vermelde meer extreme waarden van de elasticiteiten de betrouwbaarheid soms gering.

Hoewel tegen deze methode bezwaren bestaan zijn ook elasticitei-ten berekend op basis van de functie:

Tabel 3.2. Inkomenselasticiteiten gebaseerd op het budgetonderzoek 1963/'65 voor hand-, land-, hoofdarbeiders en boeren volgens verschillende

model-len geschat voor huishouding van gemiddelde grootte bij een gemiddelde niveau van totale verbruik

Bestedingscategorie

Kamperen, weekendbesteding Kampeeruitrusting, caravans Weekendhuisje

Overige kosten weekendbest. Vakantie buiten woonplaats Vervoerskosten vakantie Hotel, pensionkosten

Overige overnachtingskosten Overige vakantiekosten Tuin, bloemen

Huur, onderhoud tuin Overige kosten tuin Sportartikelen, spellen Water Noten en dergelijke Inkomens J Clopper Almon 1,98 2,11 2,38 1,40 2,64 2,61 2,77 2,16 2,65 1,72 2,91 1,21 1,59 0,42 0,46

selasticiteiten berekent volgens

c=a +a, v +a. PJ' 4 1,99 1.91 2,02 2,15 2,68 2,55 3,24 1,75 2,55 2,05 4,19 1,12 1,25 0,38 0,36 ; model C.B.S. hand- en landarb. 3,23* • • • 2,71 • • • • • • • 0,58* • hoofd-arbeiders 1,92 • • • 2,08 • • • • • • • • 0,39 • boeren 0,80** 4,87* -0,26** l)Bron: C.B.S., 1966 deel 2

2)Bron: C.B.S., 1972. In de analyse van het C.B.S. aangeduid met elasticiteit ten opzichte van totale verbruik.

geen sterretje : standaardfout <20 % van de schatting één sterretje : standaardfout 20 -<50 % van de schatting twee sterretjes: standaardfout >50 % van de schatting

c = a + a , v + a . P (3.6) o 1 4

Uitvoerige documentatie van de uitkomsten van de schatting vol-gens deze vergelijking is te vinden in bijlage 1.

De bezwaren richten zich met name op de samenhang tussen v (het totale verbruik) en de grootte van de huishouding (P). Deze samen-hang kan leiden tot foutieve schattingen van de coëfficiënten en derhalve ook van het verbruik. De bedoelde samenhang is evenwel ge-ring: r = 0,23. Bij aggregatie en eventueel daaropvolgende prog-nose zal men echter voorzichtig moeten zijn. De schatting volgens dit model is opgenomen omdat bij de in de volgende paragraaf gegeven differentiatie naar urbanisatiegraad, slechts 2 inkomensklassen - en deze slechts ten dele - zijn onderscheiden (C.B.S. 1966 deel 4). Toe-passing van de methode van Almon is niet wel mogelijk. Evenals Almon voor de Verenigde Staten constateerde voor tijdreeksen, zijn de ver-schillen tussen de uitkomsten van beide benaderingswijzen soms aanzien-lijk ondanks geringe standaardafwijkingen. Bij de beoordeling van de cijfers uit de volgende paragraaf mag men dit niet uit het oog verliezen.

Het onderzoek werd met name opgezet omdat in de analyse en pre-sentatie van het C.B.S. de elasticiteiten van een aantal voor de

landinrichting mogelijk representatieve bestedingscategorieën ontbra-ken. Uit het onderzoek blijkt dat binnen de hoofdbestedingscategorie-en (deze zijn in tabel 3.2 onderstreept) de inkomhoofdbestedingscategorie-enselasticiteithoofdbestedingscategorie-en aanzienlijk kunnen uiteenlopen.

Het wel of niet representatief beschouwen van een bestedingscate-gorie zal dan ook met de nodige voorzichtigheid dienen te gebeuren.

3.3. Differentiatie naar woonplaatsgroep

In tabel 3.3. is aangegeven welke woonplaatsgroepen zijn onder-scheiden. Zoals reeds vermeld zijn in de basisgegevens slechts 2 inkomensklassen onderscheiden, namelijk ƒ 6000,- - < ƒ 9000,- en ƒ 9000,- - < ƒ 12 000,-. Bovendien ontbreken soms in de laagste in-komensklassen de gegevens van de huishoudingen bestaande uit 5 of meer personen, met name is dit het geval voor de groep van 3 grote

steden. Toepassing van de methode van Clopper Almon is dan ook wei-nig zinvol. Daarom heeft schatting volgens vergelijking 3.6 plaats-gevonden. In bijlage 2 is een meer volledige weergave van de uitkom-sten van de analyse gegeven.

* ' e <D * _eu 1-1 (U £> G 0) O. 0) O ) - i oo to 4-1 « « 1 - 1 o. c o o s u to tO c C3 eu 4-> o 3 o* co . S i • I - I 3 >-< ^ 3 t-l (U > CU I - I cd G • H 00 u co e c (U c eu 4J • H CO 4-1 • H a • H 4 J CO tO i - l eu co c eu e _o AS e M • CO • CO 1 - 1 0) J 3 cd H C cu M eu o x> e 0) co U CU T 5 • H cu £> u cd •o •4-1 o o j = c a) l T 3 C tO i—I •» 1 T J c tO Xi u o o > ^—\ _« _m v O • • "^^ CO v O OJv — *L CU O N i-l cu T 3 C O 4-1 CU oo T 3 3 « i - I «0 cd C O •1-1 4-) « z /-\ CO C <u 4J O 3 O * co C . * - H • H 3 <-. M m X>1 u o (U — > A _X Q) > - / 1—1 to G • H 00 14 co S c • H / — N CM C CU 4-> • i - I cu 4-1 • H O • H 4-1 CO CO t - l 01 CO e cu e o J* c M a • r -y c 0 a 4-C( C. U 0 c • r t Q 4-0 a tf i (U 4-1 CO (U 00 •i-l U (U > o

I

•V u eu 4-1 4-1 o Pi i eu 4-1 CO eu 6 0 • H M eu > o B cfl 1 3 M eu 4-1 4-1 o ) 4 4 ) 0 ) ) J ) } 0 1 ) ) 1 J i ) T 3 c cd i - I eu 4-1 4-1 CO r - l a. • o eu P-co C eu C eu X)

I

T 3 U CU 4-1 CO

1

T ) C Cfl i - l eu 4-1 4-1 Cfl 1 - 1 p-* o CU ex co C eu C eu T 3 S cd -o U eu 4-1 co

1

• 6 eu 00 C eu t a G CU V4 o 14-1 00 to td 03 C eu n • B eu 6 0 G 0 ) co C CU u o «4-1 oo cfl tO 03 C eu Q K uo <r v O 0 0 M «• 0 0 CO CN - t f O CO m CM CM CN K — UO i n vo v * m 1 1 c r i r » 0 0 CN co co — ~-v O CN < * v O CO CTi I - » v O O CM 1 1 OC c •t-l T 3 eu 4-1 10 eu , û T 3 . G eu .* _eu eu S A C eu M eu & e CO CO C cd > tO U CO CJ • t • M 4J • H 3 H eu eu m ^ - i * -* K K uo o so —. •— •—. K VO 0 0 VO CN — O 1 O o < f ON m v * O l CN o CO CT« m cN o o 1 • 4-1 CO eu , û T 3 C eu eu . < - , , * CO CU • i - I CU 3 & .e •o CU e 00 CU ' H O . . Y n R M eu cu <u > S o K O CO oo oo •k A CN - * * — 1 u - i CT> oo r» co — s » — ç^ co oo CJ> vo m m CM 0 0 CM co co CM CN C ^ CN <J\ CM CM CM m CM CM CN CN CO CO 4-1 Cfl tfl i - l P. e _o o » c CU 4-1 • i - l 3 £> CU • H 4J e cd .* cd

>

CU • H 4-1 C CO ^ _cd > G CU 4J ca o X co u <ü O

t

CU

>

K «* CSV « l co -* CN CTi ^— CT» CN r--— m CM 3 -^ M -* CM O CM G eu 4-1 CO O .* _G O • H CO e cu &. « i - i eu 4-1 O 03 O 0 0 o — _{•k A} O CO co r^ vo m co oo CO v O O tr> - t f CJV • n m - * O l — CM v O O v r»« — — CO CN - * O — — CM c CU 4-1 CO O M G CO CU 0 0 4-1 G co • H O 4-> ^ JZ CU a -H cd 4-1 C G u cd eu M > cfl O > eu eu 0 0 0 0 • i - l - H >-• M eu eu

èè

a — — o 0 0 CM v O M «* • • i n o m K K CO — CM oo « * -<r CO CM — K K K vo co r~ - * O m CM co o - * — oo o m o CM —• co o vo <r 00 co 00 — m o r~. r- cr> i n CM vo — co o G • H G 3 -t-l 4J 3 4-1 T 3 3 G G eu B eu o i—i ,o M G • H 3 H o eu - C « U co eu O • O . Ü G O eu 00 « • • i - i U u 3 CU 03 <5 K CTN «* M •—. | ^ O *-« ^^ K r^ p ^ — O 0 0 o i _ M v O •* »— r~ m C eu i—i eu J«i • i - i 4-1 U cd 4-1 M O a. CO K CJV CM M O | O o 1 K oo o o v O o o 1 v O CN o 1 CN o o <u ^! • • - o • H i—l eu 0 0 M CU x t G eu M eu 4-1 cfl O m » o m -* f — i v O • - M CM CM CO O — i o\ O CM CO eu X, • 1 - ) • H i—l CU 0 0 u eu T 3 G eu C eu 4-1 O • — s 3 -1—1 eu eu •n V w ' vo v O ejv •— « • CO • n • u • • c o t-4 PQ > l-i eu 4 J G • H CO T 3 • H tu X, u cd cd x> 3 00 3 (3 o • H ^ T 3 4-1 3 eu O , o J3 to G • H eu 3 eu ^3 C0 • ! - > e-,-1 • H j a N a i 4-j 00 c :eu eu - H T 3 CJ • H C3 14-1 Cfl -4-1 >:eu O eu u 4J eu 4 J - H O 4J O cfl 1-1 t - 4 0 0 eu M c u eu o CJ t « • r-l eu 3 T 3 h co X> 4-1 » H H Cd eu T 3 4 J > c _{C cd} eu cd u t-4 Cfl - H tfl I M 4-> 4 J - H O t H C 4-> CU 0 0 eu - H eu oo to -a i—i eu 4 J eu - r - l eu • O 4 J - H •o eu e •d ^ e M Bvs eu eu o o 4 J i n n o-. M O C C O eu cfl > eu > 10

••* «.. I*1

In tabel 3.3 zijn naast de inkomenselasticiteiten ook de margina-le verbruiksquoten (a. in verg. 3.6) per woonplaatsgroep vermeld. De marginale verbruiksquoten lenen zich beter voor vergelijking van de bestedingsgewoonten dan de inkomenselasticiteiten. De

inkomenselasti-citeiten gelden immers bij het gemiddelde totale verbruik en de ge-middelde gezinsgrootte en deze zijn voor de onderscheiden

woonplaats-groepen niet gelijk (bijlage 2 ) .

Ook deze methode van schatting is weinig zinvol geweest. Hoewel de standaardafwijkingen van de regressie-coëfficiënten meestal niet groot zijn, is zelfs bij een betrouwbaarheidsinterval van 95 % een groot aantal correlatiecoëfficiënten niet significant. Deze zijn in tabel 3.3 voorzien van een sterretje. Gezien de geringe betrouwbaars-heid zal aan de uitkomsten verder geen aandacht worden besteed.

4. PRIJSELASTICITEITEN

Clopper Almon schat de invloed van prijsveranderingen op de vraag aan de hand van tijdreeksen van het betreffende goed, zoals in 3.1 werd uiteengezet. Om de invloed van prijsveranderingen te meten zullen zich in principe in de basisgegevens ook prijsveranderingen moeten voordoen. Over een lange reeks van jaren is dit als regel het geval. De gegevens van het budgetonderzoek die betrekking hebben op een korte waarnemingsperiode, waarin prijsschommelingen beperkt blij-ven, lenen zich er derhalve nauwelijks voor om op de conventionele

wijze prijselasticiteiten te schatten.

Uit het door het C.B.S. gehanteerde model kan evenwel worden afge-leid dat indien de prijselasticiteit van êën goed bekend is - uit een ander onderzoek - ook de prijselasticiteiten van de andere goederen kunnen worden berekend. Thans zal deze afleiding niet gereproduceerd worden, volstaan wordt met de vergelijkingen die gebruikt zijn om de prijselasticiteiten in dit onderzoek te berekenen weer te geven

E (q i Y) - E(qjf Y) = - (cu - ou) (4.1)

E(qif P i) = - 1 + cu(l - w.) (4.2)

Hierin duiden i en j verschillende bestedingscategorieën aan en w is de budgetquote (—-—) , de a's zijn coëfficiënten uit de vraag-vergelijkingen van dit model.

In het C.B.S. onderzoek is bij het schatten van de

prijselastici-teiten als bekend aangenomen (d.w.z. gebaseerd op verschillende andere on-derzoekingen) dat de prijselasticiteit van 'roken' - 0,5 is voor alle

sociale groepen. De budgetquote is voor de groepen hand- en landarbei-ders, hoofdarbeiders en boeren tezamen 0,0241 voor de post 'roken'. Voor deze groep kan met vergelijking 4,2 nu worden afgeleid dat a voor 'roken' een waarde heeft van 0,512. Door het C.B.S. werd voor

deze sociale groepen apart, waarden van a berekend van

respectieve-lijk 0,514, 0,511, 0,513. De inkomenselasticiteit van 'roken' volgens de methode Clopper Almon bedraagt 0,66.

In het C.B.S. onderzoek werd deze voor de onderscheiden groepen

kend op respectievelijk 0,91; 0,68 en 0,80, zij het dat voor de schatting voor de eerste en laatste groep een standaardfout van 20 - < 50 % geldt. Met de waarden van de inkomenselasticiteit en a voor roken en de inkomenselasticiteiten berekend volgens Clopper Almon en de budgetquoten zijn met behulp van de vergelijkingen 4.1 en 4.2 de prijselasticiteiten berekend. De uitkomsten zijn vermeld in tabel 4.1.

Tabel 4.1. Voorwaardelijke schatting van de prijselasticiteit van bestedingscategorieën met gegevens uit het

Budgetonder-zoek 1963/'65 voor hand- en landarbeiders, hoofdarbeiders en boeren.

Bestedingscategorie

Kamperen, weekendbesteding Kampeeruitrusting, caravans Weekendhuisje

Overige kosten weekendbesteding Vakantie buiten woonplaats Vervoerskosten vakantie Hotel, pensionkosten

Overige overnachtingskosten Overige vakantiekosten Tuin, bloemen

Huur, onderhoud tuin Overige kosten tuin Sportartikelen, spellen Water Noten en dergelijke Prijselasticiteit -•*• -— -_ -1,81 1,94 2,21 1,23 2,44 2,43 2,59 1,99 2,48 1,55 2,74 1,04 1,42 0,25 0,29

Door het C.B.S. worden slechts prijselasticiteiten gepresenteerd voor hoofdarbeiders. Deze keuze is mede gebaseerd op de standaard-fouten van de coëfficiënten waaruit de prijselasticiteiten worden afgeleid. Deze standaardfouten zijn relatief het kleinst bij deze groep. Dat thans toch prijselasticiteiten zijn berekend mede ook voor

de andere sociale groepen berust op de overweging dat het opstellen van tijdreeksen aanzienlijk veel tijd vergt, en dat voor de beste-dingscategorieën dié in tabel 4.1 genoemd worden ook voor de groepen hand- en landarbeiders en boeren de standaardfout relatief klein is, behalve wellicht voor water.

Men kan zich afvragen of het geoorloofd is om de modellen van Clopper Almon en het C.B.S. op deze wijze te koppelen. De consisten-tie van de methode Clopper Almon met het verdeelmodel is niet systema-tisch onderzocht. De modellen zijn in zoverre consistent dat in beide gevallen de inkomenselasticiteiten dalen bij een toename van het in-komen .

De wijze van totstandkoming van de prijselasticifeiten heeft het C.B.S. ertoe geleid de schatting van deze elasticiteiten van het pre-dikaat voorwaardelijk te voorzien. Deze benaming wordt thans overge-nomen.

5. SAMENVATTING EN CONCLUSIES

Met de gegevens van het Nationaal Budgetonderzoek 1963/'65 van het C.B.S. kunnen volgens de methode van Clopper Almon inkomenselastici-teiten berekend worden voor enkele bestedingscategorieën die mogelijk representatief beschouwd kunnen worden voor enkele voorzieningen in de landinrichting en welke niet opgenomen zijn in de door. het C.B.S. verrichte analyse van de uitkomsten van het budgetonderzoek.

De inkomenselasticiteiten van de in het onderzoek betrokken stedingscategorieën zijn als regel hoog. Het merendeel van deze be-stedingscategorieën (d.w.z. water en noten e.d. uitgezonderd) zijn te beschouwen als luxe goederen (inkomenselasticiteiten > 1), hetgeen overeenkomt met de verwachtingen ten aanzien hierover.

Omdat de betrouwbaarheid van de uitkomsten gering was kon geen uitspraak worden gedaan over een eventueel aanwezig verschil in be-stedingspatroon voor de betreffende bestedingscategorieën naar urba-nisatiegraad.

Na schatting van de inkomenselasticiteiten volgens de methode van Clopper Almon, zijn prijselasticiteiten berekend volgens het door het

C.B.S. toegepaste verdeelmodel. Of koppeling van beide modellen is toegestaan, werd niet uitvoerig bestudeerd.

Het zou daarom wenselijk zijn dat in de analyse van de uitkom-sten van het in de eerstvolgende jaren weer te houden budgetonderzoek door het C.B.S. de prijs- en inkomenselasticiteiten van voor de land-inrichting van belang zijnde bestedingscategorieën direct werden op-genomen. Voordat deze analyse beschikbaar is kan het in deze nota

behandelde als uitgangspunt dienen.

6. LITERATUUR

ALMON, jr., CLOPPER, 1966. The American Economy to 1975. An inter industry forecast. Harper and Row, New York. CENTRAAL BUREAU VOOR DE STATISTIEK, 1966-1972. Nationaal

Budget-onderzoek 1963/'65 deel 1 tot en met 10. 1971. Vakantie-onderzoek 1969.

1972. Het nationaal budgetonderzoek 1963/'65: een analyse van de uitkomsten. Stat. en econometrische onderz. nr 12. KLAASSEN, L.H., 1957. Inleiding tot de methode van het economisch

onderzoek. N.E.I.

LOCHT, L.J., H.J. PROPER en G. H0GEND00RN, 1971. Economische beoor-deling van voorzieningen voor recreatie en natuur in Midden-Maasland. ICW nota 623.

MEULENBERG, M.T.G., 1962. Vraaganalyse voor landbouwprodukten uit tijdreeksen.

NEDERLANDS RESEARCH INSTITUUT VOOR TOERISME EN REKREATIE, 1971. Het C.B.S. Vakantie-onderzoek - een evaluatie van de resultaten. Breda.

TIDEMAN, M.C., 1968. De economische betekenis van openluchtrecreatie en toerisme voor Nederland.

— — irt O sO O • * CT» O O OC l C N OI N O Ï O P - J O O O — o l ^ O-O ^ O-C • J O O O O C N O — o c-j m © c"> o O — O o o c o m CT> < r -a-© - » - » O O c M O O C i CM o o o o o o — o - o o o — o — o iyi i/^ m r^ o*1 - * m N N N N — O 3 e* — O O O O «O O m O O o — 1- « rt o M a> P . * H & - o - a o w i o ' - C O - J I * l v O M1O l f t r o — — o - J o r - o o o m O 0 0 O • - - V c u « — V M 3 1 — O O CN O -» O j f s — o r -r e n - 3 f > a o m •ONOftO • I - I « \C -» to O i " O ( " O tM O 3 « 3 X -B »J O O — » f > •» O — O - » O MOON O- ONC -OOOOOOOO 3 O O -3- O ^OOOOOtsiOOOO e s 3 O 01 <B < O « J J O O O m O O O M « I > 0 - » 0 » 0 0 O O ^ r ^ f ^ O O O a ' O 3 o o o -a- o - O u i O f O ( M o o o r *,i o e i O < " " < 0 — e b C 00 *• 01 U C ü . — O f ï O O O e l O ^ ( ^ O 1 ^ O O o C"0 u - » — OOOOO — c « c c . - O * o o -» o *o o o c o - O r~ O ff> O r — O a- e * 1 O «-! O ' M O «oooomo — o O W c £ S JS 0 0 * O <*» O " » O ^ C T > l ^ - " 1 0 r - O C i - O » O 0 0 o sO l-s — <t O -» O •£> O C u - - ' nj ja o O » cN J C tN O 00 O O O O 0 0 O b u tl V Ol «I J i 4-1 > O V UJ 0 0 - J — O O e-I O "N O J O O — CM CN » - - o - O >» O ï O - J O O O C I O \£> - 3 — Ch - * - r ^ i A ^ r - . f O « ^ ^ 0 0 • *C ^ 1 - O O O -» O m — ( M — O < ~ " < O O O t . g E + :« o u V «I ? . o o r > - - 3,m o > A o ~ o oo-ntNO-ono "» O c-j o ^ O ff » 41 U > a c i e 1-. c -o « « « O O — o f o :> - o e « « a eu a M 3 X I *c i^ *j io t o ^ ^> " i ^ f ) Q » £ > - 3 ' O C N O > C O - — ( O O N O i A O 33 o u-i 01 - ^ o ^ 01 * -5 9 0) ' H g. g. _{S & ï} 1 QS ft, O I P - t U (0