EEN Q-INVESTERINGSMODEL VOOR NEDERLAND

EEN Q-INVESTERINGSMODEL VOOR NEDERLAND Gerbert Hebbink Erik van Amerongen1 Juni 2002

Samenvatting

Dit paper doet verslag van een onderzoek naar het verband tussen financiële markten en de reële economie aan de hand van de Q-theorie van het investeringsgedrag. In de Qtheorie kan het investeringsgedrag van bedrijven verklaard worden door het verloop van Tobin’s Q, de ratio tussen de marktwaarde en de vervangingswaarde van de kapitaalgoederenvoorraad. Op grond van analyse met een foutencorrectiemodel blijkt dat Tobin’s Q een belangrijke verklarende variabele is van het investeringsgedrag van niet-financiële beursgenoteerde ondernemingen in Nederland. Dit vormt een sterke aanwijzing dat fluctuaties in beurskoersen van invloed zijn op het verloop van bedrijfsinvesteringen. De stijging van aandelenkoersen over de periode 1996-2000 heeft naar schatting een impuls gegeven aan de investeringsgroei van ruim 2%-punt per jaar.

AEA classificatie D92, E22

1

De Nederlandsche Bank, afdeling Monetair en economisch beleid. De tweede auteur was ten tijde van het onderzoek als stagiair werkzaam bij DNB. De auteurs danken Leo de Haan, Aerdt Houben, Jos Jansen en Job Swank voor nuttig commentaar.

1.

Inleiding

De invloed van fluctuaties in vermogensprijzen op de reële economie is de laatste decennia sterk toegenomen. Het toenemende bezit van onroerend goed en effecten, alsmede de integratie en efficiëntie van kapitaalmarkten spelen daarbij een rol. De invloed van aandelenkoersen op bestedingsbeslissingen verloopt via de balansen van gezinnen en bedrijven. Naast het vermogenskanaal, dat een rol speelt bij de particuliere consumptie, kan een andere potentieel belangrijke transmissieschakel worden onderscheiden, namelijk het effect van activaprijzen op de bedrijfsinvesteringen.2 Dit kanaal komt aan de orde in de Q-theorie van het investeringsgedrag (Tobin, 1969). Volgens de Q-theorie kan de ratio (Tobin’s Q) tussen de marktwaarde en de vervangingswaarde van kapitaalgoederen het investeringsgedrag van een bedrijf verklaren. De marktwaarde komt tot stand op de financiële markten en is – in beginsel – gelijk aan de waarde van alle claims (aandelen, schuldtitels, etc.) op toekomstige en huidige kasstromen van een bedrijf. De vervangingswaarde is gelijk te stellen aan de waarde op de goederenmarkt van de in het productieproces betrokken kapitaalgoederen.

Dit paper beschrijft een empirisch onderzoek naar de mate waarin het investeringsgedrag van beursgenoteerde Nederlandse bedrijven is te verklaren aan de hand van Tobin’s Q. Eerdere onderzoeken hebben deze vraag vooral trachten te beantwoorden aan de hand van doorsneegegevens. Hier maken wij echter gebruik van tijdreeksanalyse over de periode 1975-2000. Deze periode is interessant door de vooral in de laatste jaren optredende uitbundige ontwikkeling van aandelenkoersen. De hiermee gepaard gaande scherpe stijging van de marktwaarde van bedrijven ten opzichte van hun vervangingswaarde (Tobin’s Q) zou mogelijk kunnen hebben geleid tot toenemende investeringen.

De opbouw is als volgt. Eerst wordt in paragraaf 2 kort het verloop van de investeringen in Nederland beschreven. Paragraaf 3 geeft een nadere uiteenzetting van de Q-theorie. Hierbij wordt ingegaan op de literatuur en op de veronderstellingen die ten grondslag liggen aan deze theorie, onder meer over de werking van kapitaalmarkten. Paragraaf 4 behandelt een empirische toetsing van de Q-theorie. Ten slotte wordt in paragraaf 5 afgesloten met een conclusie.

2

Zie bijvoorbeeld De Nederlandsche Bank (2000).

2

2.

Investeringen in Nederland

Figuur 2.1 geeft een overzicht van het verloop van de investeringen in Nederland over de afgelopen dertig jaar, weergegeven als aandeel in de totale economische activiteit.3

Figuur 2.1: De investeringsquote in Nederland* 25 24 23 22 21 20 19 18 17 16 15 1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001

*Bruto bedrijfsinvesteringen in vaste activa (exclusief woningen) als percentage van het bbp (2001 en 2002 zijn voorspellingen van het CPB) in lopende prijzen. Bron: CPB.

Figuur 2.2 geeft een uitsplitsing weer van de investeringen naar type vaste activa. Het aandeel van informatie- en communicatietechnologie (ICT) gerelateerde investeringen is over de afgelopen twee decennia licht toegenomen. In het algemeen is een verschuiving opgetreden in de kapitaalgoederenvoorraad naar goederen met een minder lange levensduur (denk aan computers), wat gepaard is gegaan met toenemende afschrijvingen (zie figuur 2.3). De minder duurzame kapitaalgoederenvoorraad vereist immers een hoger investeringstempo om op peil gehouden te worden.

3

Het betreft hier investeringen in vaste activa (inclusief de afschrijvingen) door bedrijven. Investeringen in woningen vormen de grootste bestedingscategorie maar worden in het algemeen buiten de bedrijfsinvesteringen gehouden, omdat woningen niet in het productieproces worden betrokken. Overigens richt dit onderzoek zich alleen op het investeringsgedrag van bedrijven, aangezien het gedrag van publieke investeringen niet alleen relatief gering is (het aandeel van publieke investeringen in de totale bruto investeringen was 12% in 2000) maar ook op geheel andere afwegingen berust.

3

Figuur 2.2: Bedrijfsinvesteringen naar type kapitaalgoed*

2000

1980 ICT hardware ICT software 4% 4% vervoersmiddelen 12%

ICT ICT hardware software 6% 7%

machines en overig 50%

machines en overig 51% bedrijfsgebouwen 29%

vervoersmiddelen 16%

bedrijfsgebouwen 21%

*Bruto bedrijfsinvesteringen in vaste activa (ex. woningen en grond,weg en waterbouwkundige werken). Machines en overig kunnen voor een deel ook ICT kapitaalgoederen bevatten. Bron: berekening DNB op basis van cijfers CPB en CBS.

Figuur 2.4: Relatieve prijsontwikkeling investeringen*

Figuur 2.3: Afschrijvingen*

14%

3%

13%

2%

12%

1%

11% 0%

10%

1974 1977 1980 1983 1986 1989 1992 1995 1998 -1%

9% -2%

8% 1969 1973 1977 1981 1985 1989 1993 1996 2000 * Afschrijvingen bedrijven als percentage van het bbp (in 1995 vond een datarevisie plaats). Bron: CPB.

-3%

* Verschil tussen mutatie van investeringsdeflator (bedrijven excl. woningen) en bbp-deflator. Bron: CPB.

4

De jaarlijkse mutatie van de bedrijfsinvesteringen fluctueert sterk (zie figuur 2.5). Opmerkelijk is het verloop in de tweede helft van de jaren negentig, waar gedurende enkele jaren een sterke groei is waar te nemen. Een belangrijke bijdrage aan deze investeringsgolf is geleverd door de snelle technologische vooruitgang in de jaren negentig, die tot een daling in de relatieve prijzen van nieuwe kapitaalgoederen heeft geleid (zie figuur 2.4). Door deze relatief beperkte stijging van het prijspeil van investeringen (ten opzichte van het algemene prijspeil), wordt het in beginsel aantrekkelijker voor investeerders om kapitaalgoederen te kopen en te betrekken in het productieproces. Andere variabelen spelen echter eveneens een rol, zoals rente, loonkostenontwikkeling en winst.

Figuur 2.5: Bedrijfsinvesteringen en aandelenprijzen Bron: CBS, CPB 30%

70%

25%

60% 50%

20%

40% 15%

30%

10%

20%

5%

10% 0%

0% -5%

1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 -10% -20%

-10%

-30%

-15%

-40%

Jaarlijkse mutatie reële bruto bedrijfsinvesteringen in vaste activa (ex. woningen) Jaarlijkse mutatie CBS koersindex (1970=100, schaal rechts)

Naast eerder behaalde winsten, is het aannemelijk dat investeringsbeslissingen worden genomen op basis van verwachtingen omtrent toekomstige variabelen (zoals winst, omzet en kosten van productiefactoren). In de Q-theoretische verklaring van de investeringen spelen daarom de waarden van financiële activa een rol, omdat die (bij rationele verwachtingen) gebaseerd zijn op de verwachte toekomstige opbrengsten ervan. Een eerste blik op figuur 2.5 suggereert de aanwezigheid van een verband tussen investeringen en aandelenprijzen. Onderzoek naar dit eventuele verband staat centraal in het vervolg van dit paper.

5

3.

Theoretisch kader

Het Q-model is een neo-klassiek model, waarbij investeerders een optimale kapitaalgoederenvoorraad nastreven door te investeren (c.q. te desinvesteren) totdat het punt is bereikt waar de marginale opbrengst van kapitaal gelijk is aan de marginale kosten van kapitaal (zie Appendix A voor een afleiding van het model). Veranderingen in verwachtingen leiden tot een verandering in de optimale kapitaalgoederenvoorraad en beïnvloeden zo het niveau van investeringen.

Tobin’s Q is gedefinieerd als de ratio tussen de verdisconteerde waarde van de verwachte toekomstige kasstromen (de marktwaarde) van een additionele investering en de aanschafprijs daarvan (de vervangingswaarde). Als een bedrijf kapitaalgoederen kan kopen en tegelijk voor een groter bedrag claims (op deze nieuw gecreëerde toekomstige kasstromen) kan uitgeven in de kapitaalmarkt, is het rationeel om deze kapitaalgoederen te kopen. Indien echter kapitaalgoederen op de goederenmarkt meer waard zijn dan de corresponderende claims op de kapitaalmarkt zullen bedrijven nieuwe investeringen beperken en kapitaalgoederen verkopen. De opbrengsten daarvan gaan naar de houders van de claims. Het hier beschreven proces betekent een positieve invloed van Tobin’s Q op de investeringen. Het is te verwachten dat de investeringen met enige vertraging reageren op een verandering van Q, onder meer door aanpassingskosten en delivery lags. In het empirische deel van dit paper wordt rekening gehouden met deze vertragingen.

In theorie wordt een onderscheid gemaakt tussen de marginale q en de gemiddelde Q. De marginale q is de ratio tussen de marktwaarde en de vervangingswaarde van additionele kapitaalgoederen, terwijl de gemiddelde Q de ratio is tussen de marktwaarde en de vervangingswaarde van bestaande kapitaalgoederen. Het probleem van de marginale q is dat deze niet waarneembaar is, omdat er geen onderscheid gemaakt kan worden tussen veranderingen in marktwaarde veroorzaakt door investeringen in nieuwe kapitaalgoederen en die veroorzaakt door een beter gebruik van de reeds aanwezige kapitaalgoederenvoorraad. Hayashi (1982) toont aan dat de marginale q gelijk is aan gemiddelde Q indien sprake is van volledige mededinging, homogene kapitaalgoederen en lineaire homogeniteit van de productie- en aanpassingskostenfuncties. Hoewel dit restrictieve veronderstellingen zijn, zijn ze gebruikelijk bij empirische toepassingen van de Q-theorie.

De Q-theorie veronderstelt het Modigliani-Miller theorema, dat wil zeggen, efficiënte kapitaalmarkten, geen effect van financiële structuur op de waarde van een onderneming en onafhankelijkheid tussen investeringsbeleid en financieringsbeleid. Kapitaalmarktimperfecties, zoals transactiekosten, belastingen en asymmetrische informatie tussen ondernemers en beleggers, kunnen echter bewerkstelligen dat de kosten van externe financiering voor bedrijven hoger zijn dan die van interne financiering. Ondernemingen hebben in dat geval voorkeur voor interne financiering,

6

aangezien de kosten hiervan het laagst zijn door de afwezigheid van informatieasymmetrie (de Haan, Koedijk en de Vrijer, 1992). Beleggers in aandelen daarentegen zullen bij informatieasymmetrie een relatief hoge risicopremie eisen, waardoor een aandelenemissie relatief onaantrekkelijk is. In het algemeen wordt verondersteld dat banken gespecialiseerd zijn in het verkrijgen en beoordelen van informatie over een onderneming, waardoor de kosten van vreemd vermogen financiering tussen die van interne middelen en aandelen liggen (de Haan en Prast, 1999).

7

4.

Empirisch onderzoek

Literatuuroverzicht Sinds het begin van de jaren zestig is een groot aantal empirische studies verschenen die trachten het investeringsgedrag te verklaren aan de hand van de gemiddelde Q en andere variabelen. De algemene bevinding van paneldata-onderzoeken is dat Q op zijn minst een significante verklarende variabele is, waarbij de waarde van de coëfficiënt laag is. Het toevoegen van liquiditeitsvariabelen, zoals kasstroom, omzet of liquide middelen verhoogt de verklaringsgraad meestal aanzienlijk (Fazzari e.a., 1988; Blundell e.a., 1992). De sterke invloed van interne financiële middelen op het investeringsgedrag geldt ook voor Nederlandse bedrijven (van Ees en Garretsen, 1994; Langeveld, 1993; de Haan, 1999). Eveneens wordt voor Nederland de invloed van onzekerheid op investeringsgedrag – naast Tobin’s Q – bevestigd (Bo, 1999).

Uit tijdreeksonderzoeken blijkt doorgaans een significante positieve relatie tussen Q en investeringen. Echter, de empirische resultaten van de tijdreeksonderzoeken zijn niet geheel overtuigend, omdat de residuen vaak hoge seriële correlatie kennen (wat duidt op misspecificatie) en de geschatte coëfficiënten laag zijn (wat duidt op hoge aanpassingskosten). In de tijdreeksonderzoeken worden naast Q verscheidene andere significante verklarende variabelen gevonden, zoals het bbp, de financiële hefboom (Cuthbertson en Gasparro, 1995) en de bezettingsgraad (de la Croix en Licandro, 1993). Het enige voorbeeld van een tijdreeksonderzoek voor Nederland is Driehuis en Mulder (1993), die een significante relatie tussen Tobin’s Q en de investeringsquote vindt, waarbij de investeringsquote is gedefinieerd als de geaggregeerde, macro-economische investeringsquote.4

Data en methodologie Tijdreeksgegevens voor de periode 1974 tot 2000 zijn afkomstig uit de Statistiek van Balans en Resultatenrekening van het Centraal Bureau voor de Statistiek. In deze publicatie wordt een geaggregeerde balans- en resultatenrekening gegeven voor de groep Nederlandse niet-financiële beursgenoteerde ondernemingen. Tevens wordt in deze publicatie de marktwaarde gegeven van het aandelenkapitaal van dezelfde groep ondernemingen. Bij het gebruik van de dataset veronderstellen wij dat voornamelijk het vervangingswaardeprincipe als waarderingsgrondslag is toegepast, zodat de boekwaarde van activa een goede indicator is voor de vervangingswaarde van de kapitaalgoederenvoorraad. Sinds 1994 zijn de op de parallelmarkt verhandelde aandelen in de gegevensverzameling opgenomen. Op basis van deze gegevens worden in dit onderzoek de volgende variabelen gebruikt: 4

De hier onderzochte relatie tussen investeringen en Tobin’s Q volgt uit een intertemporeel optimeringsmodel (zie Appendix B). Dit is een van de mogelijke redenen dat Q geen expliciete rol speelt in diverse macro-economische modellen, zoals bijvoorbeeld JADE van het CPB. Tevens is hier zoals vermeld aangenomen dat de gemiddelde q gelijk is aan de marginale Q.

8

Investeringen (It)

bruto investeringen in periode t in prijzen van 1995 (d.m.v. deflator van bedrijfsinvesteringen exclusief woningen), gemeten als de mutatie van de totale vaste activa vermeerderd met de afschrijvingen.

Kapitaalgoederenvoorraad (Kt)

totale vaste activa aan het begin van periode t in prijzen van 1995 (d.m.v. deflator van bedrijfsinvesteringen exclusief woningen).

Tobin’s Q (Q t)

som aan het begin van periode t van de marktwaarde van het eigen vermogen (beurswaarde gewoon en preferentieel aandelenkapitaal) en de boekwaarde van lang- en kortlopend vreemd vermogen gedeeld door de nominale boekwaarde van de totale activa (zie Appendix C voor berekening).

Kasstroom (CFt)

som in periode t van het netto bedrijfsresultaat en de afschrijvingen, in prijzen van 1995 (bbp deflator).

Liquide middelen (LMt)

liquide middelen aan het begin van periode t in prijzen van 1995 (bbp deflator).

Omzet (St)

netto-omzet en overige bedrijfsopbrengsten in periode t in prijzen van 1995 (bbp deflator).

Appendix B geeft een statistische beschrijving van de variabelen.

Figuur 4.1: Tobin’s Q en investeringen van niet-financiële beursgenoteerde ondernemingen 0,7

3,5

0,6

3,0

0,5

2,5

0,4

2,0

0,3

1,5

0,2

1,0

0,1

0,5

0

0,0 1974

1976

1978

1980

1982

1984

1986

1988

1990

bruto investeringen ( prijzen 1995) / vaste activa (prijzen 1995)

1992

1994

1996

1998

2000

Q (rechter schaal)

Figuur 4.1 laat zien dat aan het eind van de jaren negentig een forse stijging heeft plaatsgevonden van zowel Tobin’s Q als de investeringen. De stijging van Tobin’s Q kan worden toegeschreven aan de in die laatste periode sterk gestegen aandelenprijzen, naast een relatief afgenomen vervangingswaarde van kapitaalgoederen (zie paragraaf 2). Deze ontwikkeling van Tobin’s Q heeft mogelijk bijgedragen aan de investeringsgolf, zoals de Q-theorie voorspelt. Een eerste indicatie hiervoor geeft de Grangercausaliteitstoets. Deze geeft aan dat de kans op geen (Granger-)causale relatie van Q naar de 9

investeringen kleiner is dan 1%.5 Op grond hiervan zal een eventueel econometrisch significant verband tussen Q en investeringen worden geïnterpreteerd als een significante invloed van Tobin’s Q op de investeringen.

Om dit verband te schatten ligt regressie met OLS voor de hand. De dataset geeft echter het vermoeden dat er een stochastische trend aanwezig is in de variabelen, hetgeen het gebruik van deze methode verhindert. We kunnen de stationariteit van de variabelen vaststellen door op de aanwezigheid van een eenheidswortel (unit root) te toetsen, waarbij we hier gebruik maken van de Augmented Dickey-Fuller toets. 6 Appendix B laat zien dat de nulhypothese van een eenheidswortel voor geen enkele variabele kan worden verworpen. In dit geval is het zinvol te onderzoeken of de tijdreeksen zijn onderworpen aan een gemeenschappelijke trend, ofwel zijn gecoïntegreerd. Op basis van de Engle-Granger (1987) methode schatten we eerst de volgens de theorie te verwachten relatie tussen investeringsquote en Q (vergelijking A11 in Appendix A).7 Vervolgens wordt getoetst of de residuen uit die regressie stationair zijn:

ut = It /Kt- a 0 - a 1 Qt

(1)

Het blijkt dat de hypothese van een eenheidswortel in de storingsterm (het linkerlid van (1)) wordt verworpen bij een betrouwbaarheidsniveau van 5% (zie Appendix B), wat betekent dat coïntegratie tussen investeringen en Tobin’s Q niet kan worden verworpen. Een gebruikelijke weergave van een coïntegratierelatie is het foutencorrectiemodel (ECM). Hiermee kunnen zowel de korte- als de langetermijndynamiek in de investeringsvergelijking worden beschreven, waarbij de specificatie van de evenwichtsrelatie wordt losgekoppeld van de kortetermijnspecificatie. Een eenvoudige foutencorrectievergelijking voor de Q-theorie ziet er als volgt uit: ? It /Kt= ?0 + ?1 ? Qt-1 + ?2 ut-1 + e t

(2)

waarbij e t de gebruikelijke witte ruis storingsterm is. De vertraagde storingsterm ut-1 is een weergave van de aanpassing naar de evenwichtsituatie op lange termijn uit vergelijking (1). De volgende investeringsvergelijking kan nu worden verkregen uit vergelijkingen (1) en (2):8

5

Getoetst is Granger-causaliteit tussen Q en de investeringen ten opzichte van de kapitaalgoederenvoorraad. De p-waarden van de genoemde nulhypothese bedragen bij 1 en 2 vertragingen respectievelijk 0,002 en 0,008. De nulhypothese van geen causaal verband in de omgekeerde richting, van I/K naar Q, kan niet kan worden verworpen (kans resp. 45% en 47%). Dezelfde conclusie wordt gevonden voor het verband tussen Q en I, i.p.v. I/K. 6 Er is sprake van stationariteit indien het gemiddelde en de variantie constant zijn in de tijd en als de covariantie tussen twee perioden alleen afhangt van de lengte tussen de twee perioden en niet van het metingspunt zelf (Gujarati, 1995). 7 In het voorafgaande is Kt als de waarde van kapitaalgoederenvoorraad aan het begin van periode t gedefinieerd en komt daarom overeen met de notatie Kt-1uit Appendix A. 8 De constante uit de evenwichtsvergelijking (a 0) wordt nu tevens door ?0 weergegeven.

10

? It /Kt = ?0 + ?1 ? Qt-1 + ?2 (I t-1 /Kt-1 - ?3 Qt-1) + e t

(3)

Empirische resultaten Vergelijking (3) wordt ten eerste afzonderlijk geschat, waarbij het rechterlid wordt uitgebreid met variabelen voor de eerder genoemde liquiditeitsrestricties: kasstroom, liquide middelen of omzet.9

Tabel 4.1: Schatting investeringsvergelijkingen Vergelijkingen

1

2

3

4

constante

-0,07 (0,07)

-0,08 (0,06)

-0,07 (0,07)

-0,08 (0,05)

? Qt-1

-0,32 (0,24)

-0,28 (0,20)

-0,33 (0,24)

-0,23 (0,19)

Geschatte coëfficiënten

? CFt /K t

1,34 (0,46)*

? LM t /K t

0,44 (0,79)

? St /K t ECM

0,28 (0,08)*

(1)

Qt-1 Toetsgrootheden 2 R (2) ECM toets LM toets

(3)

-0,77 (0,26)*

-0,60 (0,23)*

-0,74 (0,27)*

-0,47 (0,23)*

0,27 (0,10)*

0,29 (0,11)*

0,27 (0,11)*

0,35 (0,16)*

0,46 # 4,42 0,90

0,62 # 3,79 0,60

0,47 # 4,10 0,97

0,66 # 3,40 0,53

standaardafwijkingen tussen haakjes (1) (2)

geschatte coëfficiënt van evenwichtsvergelijking t-waarde van ECM-coëfficiënt bij gerestricteerde langetermijnrelatie (Zivot, 1994)

(3)

p-waarde (nulhypothese: geen autocorrelatie tot twee vertragingen; F-toets) * coëfficiënt verschilt significant van 0 op 5% betrouwbaarheidsniveau # significant op 1% betrouwbaarheidsniveau

Tabel 4.1 geeft een overzicht van de schattingsresultaten van de foutencorrectievergelijking (3) en enkele varianten daarvan. Wat betreft de langetermijnrelatie is in elk van de geschatte specificaties sprake van een robuuste relatie tussen bruto investeringen en Tobin’s Q, gezien de significante ECMcoëfficiënten. Deze significantie blijkt uit de in Tabel 4.1 weergegeven conventionele t-toets op significantie van ?2 in vergelijking (3), alsmede uit de ECM-toets volgens Zivot (1994).10 Deze ECM-

9

Gedefinieerd in verhouding tot K. Elk van deze variabelen is stationair in eerste verschillen (Appendix B). In de schattingen is ook rekening gehouden met een kortetermijneffect van ? It-1/Kt-1; dit blijkt echter in geen geval significant te zijn. 10 Bij deze toets wordt in (3) de restrictie opgelegd dat ?3 gelijk is aan de geschatte waarde van a 1 in (1).

11

toets kan tevens worden geïnterpreteerd als een toets op aanwezigheid van een coïntegrerende relatie, daarmee het eerder gevonden resultaat van de Engle-Granger toets ondersteunend. In de evenwichtsrelatie bedraagt de coëfficiënt van Tobin’s Q ongeveer 0,27 (eerste kolom) of enigszins hoger indien liquiditeitsvariabelen (kasstroom en omzet) zijn toegevoegd (kolommen 2 en 4).11 Bij het steekproefgemiddelde van de beide variabelen betekent dit dat de langetermijnelasticiteit tussen I/K en Q niet significant van 1 afwijkt.12 De hoogte van de geschatte ECM-coëfficiënt geeft aan dat de doorwerking van de evenwichtsrelatie vrij snel plaatsvindt, wat kan betekenen dat de aanpassingskosten voor bedrijven relatief laag zijn.

In de kortetermijnspecificatie hebben de variabelen kasstroom en omzet een significante invloed op de investeringen, met het verwachte teken. Blijkbaar bevatten deze variabelen additionele informatie omtrent bijvoorbeeld liquiditeitsrestricties of winstgevendheid. Daarentegen bieden liquide middelen op de korte termijn geen significante verklaring voor investeringen, in tegenstelling tot de bevindingen van andere onderzoeken (de Haan e.a., 1992). Mogelijk gebruiken bedrijven liquide middelen louter voor transacties en zijn deze daarom niet van invloed op het investeringsgedrag. Niet geheel in overeenstemming met het theoretisch verwachte verband is de kortetermijnrelatie tussen Q en de investeringsquote. De schattingen duiden op een gering negatief verband tussen ? It /Kt en ? Qt-1, dat echter niet significant van nul verschilt.

Het foutencorrectiemodel met één vergelijking houdt geen rekening met de mogelijkheid van een simultane relatie tussen Tobin’s Q en investeringen. Het is echter mogelijk dat een stijging van de investeringen op korte termijn ook doorwerkt in Tobin’s Q, waarbij op theoretische gronden een negatief effect zou moeten worden verwacht. Op grond hiervan is het zinvol het econometrische model uit te breiden naar een vector-foutencorrectiemodel (VECM). Dit biedt de mogelijkheid om niet alleen de investeringen, maar ook Q als endogene variabele te beschouwen, gegeven de gevonden coïntegratie van beide variabelen. Simultaan worden nu twee ECM-vergelijkingen geschat, met daarin opgenomen dezelfde langetermijnrelatie. Mede ter verklaring van Q wordt als exogene variabele een indicator van de prijzen van aandelen toegevoegd (A): de algemene koersindex van het CBS.13 Tabel 4.2 geeft de resultaten van deze schatting. Een groot deel van de variantie in I/K en Q blijkt te worden verklaard; R² bedraagt respectievelijk 0,64 en 0,54. De geschatte coëfficiënt van de langetermijnrelatie (0,28) wijkt niet significant af van de schattingen in Tabel 4.1. De ECM-coëfficiënt ligt enigszins

11

Deze variabelen, alsmede liquide middelen blijken in de langetermijnrelatie niet significant te zijn. Met een betrouwbaarheid van 95%; de puntschatting is 1,77. 13 In logaritmische specificatie. Deze variabele is I(1), zie Appendix B. Dat het hier inderdaad om een exogene variabele gaat blijkt uit de Granger-causaliteitstoets. Deze verwerpt (bij een significantie van 5%) de hypothese van geen causale relatie van aandelenkoers naar Tobin’s Q (F=4,28). Afwezigheid van een relatie in omgekeerde richting kan daarentegen niet worden verworpen (F=0,01). 12

12

lager, wat duidt op een wat trager aanpassingsproces dan volgens het eenvoudige model wordt gevonden. De overige coëfficiënten, voorzover significant, hebben alle het verwachte teken.14

Tabel 4.2: Schatting vector-foutencorrectiemodel Vergelijkingen

? I/K

? Q

? It-1 /Kt-1

-0,09 (0,17)

-0,73 (0,34)*

? Qt-1

-0,23 (0,18)

0,54 (0,38)

1,44 (0,47)*

-2,35 (0,96)*

-0,01 (0,09)

0,55 (0,18)*

-0,55 (0,19)*

0,40 (0,38)

Geschatte coëfficiënten

? CF/K ? A ECM

(1)

Qt-1

0,28 (0,10)* 0,12 (0,11)

constante Toetsgrootheden 2 R LM

0,64

(2)

0,54 0,05; 0,26

standaardafwijkingen tussen haakjes (1)

geschatte coëfficiënt van evenwichtsvergelijking

(2)

p-waarde van LM-toets op residuele autocorrelatie van orde 1, resp. 2 * coëfficiënt verschilt significant van 0 op 5% betrouwbaarheidsniveau

Figuur 4.2: Simulatie aanpassing naar nieuw evenwicht bij schok in Tobin’s Q Effect op I/K van stijging Q met 10 %-punt

Effect op Q van stijging Q met 10 %-punt

0,04

0,11 0,1

0,03 0,09 0,02

0,08 0,07

0,01 0,06 0

0,05 0

14

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

0

1

2

3

4

De Q-toets duidt niet op significante autocorrelatie in de residuen van de geschatte vergelijkingen.

13

5

6

7

8

9

10

Figuur 4.2 geeft een illustratie van het aanpassingsproces. Deze geeft het resultaat van een gesimuleerde schok in Tobin’s Q, op basis van de significant van nul verschillende coëfficiënten van het geschatte vector-foutencorrectiemodel. De resultaten geven aan dat het maximale effect van een exogene stijging van Tobin’s Q na drie jaar optreedt. Een stijging van Q met 10%-punt, bijvoorbeeld veroorzaakt door een stijging in beurskoersen, leidt na drie jaar tot een stijging in de verhouding tussen investeringen en de kapitaalgoederenvoorraad met 2,4%-punt (het gemiddelde van I/K over de steekproefperiode is 20%). Deze stijging van de investeringen doet de initiële stijging van Q voor een deel teniet, conform de verwachting. Daarna neemt het effect op I/K enigszins af en stabiliseert zich na vijf jaar op 2,3%-punt, bij een stijging van Q met 8,3%-punt.

Hoewel het hier om een partieel model gaat, kunnen deze schattingen worden gebruikt om een indicatie te geven van de mogelijke reële effecten van aandelenkoersstijgingen. Voor de eenvoud wordt verondersteld dat het geschatte effect van Tobin’s Q op het investeringsvolume gelijk is aan het effect op de investeringen ten opzichte van de kapitaalgoederenvoorraad. Hiermee kan een ruwe schatting worden gemaakt van het additionele effect van de recente ontwikkeling van aandelenkoersen op de investeringsgroei. Van 1996 tot en met 2000 stegen de aandelenkoersen in Nederland gemiddeld met 26% per jaar. Volgens het model leidt dit elk jaar – via een stijging van Q met 14,3%-punt – tot een extra impuls op de investeringen met 2,2%. Deze impuls cumuleert na drie jaar tot 3,2%.

Als kanttekening bij deze resultaten moet worden opgemerkt dat conclusies op basis van de gehanteerde dataset mogelijk niet geheel representatief zijn voor de geaggregeerde bedrijfsinvesteringen in Nederland – het betreft hier immers de beursgenoteerde niet-financiële ondernemingen. Niettemin is het gevonden verband toch relevant voor een groot deel van het Nederlandse bedrijfsleven. Eveneens moet worden opgemerkt dat het onderzoek een korte periode beslaat (1974-2000), hoewel deze periode verscheidene fasen van de conjunctuurcyclus omvat, alsmede de recente periode van ongekende beurskoersstijgingen. Al met al, de genoemde kanttekeningen in aanmerking nemende, is het op grond van dit onderzoek aannemelijk dat de ontwikkeling van aandelenkoersen in de jaren 90 tot substantiële effecten op de reële investeringen heeft geleid.

14

5.

Conclusie

De invloed van vermogensprijzen op de reële economie verloopt via verscheidene kanalen. In dit onderzoek staat het kapitaalkosteneffect op de investeringen centraal. Door hogere aandelenprijzen kunnen bedrijven nieuwe investeringen relatief aantrekkelijk financieren met aandelenkapitaal. Dit verband tussen kapitaalmarkten en de reële economie is uitgewerkt in Tobin’s Q-theorie. Voor de hier onderzochte groep ondernemingen – de beursgenoteerde niet-financiële Nederlandse ondernemingen – blijkt de verhouding tussen marktwaarde en vervangingswaarde van hun kapitaalgoederen (Tobin’s Q) in de jaren negentig te zijn opgelopen van 1,2 naar bijna 3. In diezelfde periode stegen de investeringen ten opzichte van de activa met ruim 40 procentpunt.

De bevindingen van eerder empirisch onderzoek buiten Nederland leveren weinig steun voor het kapitaalkosteneffect op investeringen (Schaller, 1990). Voor Nederland vinden Driehuis en Mulder (1993) over de periode 1971-90 een significante relatie tussen Tobin’s Q en de macro-economische investeringsquote, op basis van een zeer eenvoudig model. Uit ons onderzoek over de periode 19742000 blijkt eveneens dat Tobin’s Q een belangrijke verklarende variabele is van de investeringen. Onderzocht zijn verscheidene econometrische specificaties, waarbij rekening is gehouden met de nietstationariteit van variabelen. De gebruikte data zijn afkomstig van de balansen van ondernemingen. Uit de schattingen komt naar voren dat naast Tobin’s Q de variabelen kasstroom en omzet eveneens van invloed zijn op investeringsbeslissingen. Geconcludeerd kan worden dat een stijging van Tobin’s Q op de lange termijn tot een aanzienlijke stijging leidt in de verhouding tussen investeringen en de kapitaalgoederenvoorraad.

De gevonden resultaten suggereren dat fluctuaties van aandelenkoersen, met gevolgen voor Tobin’s Q, investeringen van bedrijven kunnen aanwakkeren of afremmen. In welke mate de stijging van Q gebaseerd is op ‘rationele’ argumenten, bijvoorbeeld een verwachte stijging van winsten of dividenden, dan wel op irrationele afwegingen, speelt daarbij geen rol. Een zeepbel op de aandelenmarkten kan dan ook een extra stimulans aan de investeringen geven. Zo heeft de gemiddelde jaarlijkse toename van aandelenkoersen tussen 1996 en 2000 van 26% via een stijging van Tobin’s Q tot een extra impuls op de investeringen van naar schatting ruim 2% per jaar geleid.

15

Literatuur

Blundell, R., Bond, S., Devereux, M. en Schiantarelli, F. (1992), ‘Investment and Tobin’s Q: Evidence from company panel data’, Journal of Econometrics, 234-258. Bo, H. (1999), ‘The Q theory of investment: does uncertainty matter?’, SOM Research Report, nr. 7, Rijksuniversiteit Groningen. Chirinko, R.S. en Schaller H. (1996), ‘Bubbles, fundamentals and investment: a multiple equation testing strategy ’, Journal of Monetary Economics, jrg. 38, 47-76. de la Croix, D. en Licandro, O. (1993), ‘The q theory of investment under unit root test’, Cahiers Economiques de Bruxelles, nr. 139, 329-339. Cuthbertson, K. en Gasparro, D. (1995), ‘Fixed investment decisions in UK manufacturing: The importance of Tobin’s Q and debt’, European Economic Review, jrg. 39, 919-941. De Nederlandsche Bank (2000), ‘Vermogensprijsinflatie op de aandelen- en huizenmarkten: risico’s en beleidsimplicaties’, Kwartaalbericht, december, 27-38. Driehuis, W. en Mulder, R.J. (1993), ‘De Q-theorie van het investeringsgedrag’, Maandschrift Economie, jrg. 57, 422-430. van Ees, H. en Garretsen, H. (1994), ‘Liquidity and business investment: Evidence from Dutch panel data’, Journal of Macroeconomics, jrg. 16, nr. 4, 613-627. Engle, R.F. en Granger, C.W.J. (1987), ‘Cointegration and error correction: Representation, estimation and testing’, Econometrica, nr. 50, 987-1008. Fazzari, S. M., Hubbard, R. G. en Petersen, B. C. (1988), ‘Financing constraints and corporate investment’, Brookings Papers on Economic Activities, nr. 1, 141-206. Gujarati, D. N. (1995), ‘Basic Econometrics’, 3e editie, McGraw-Hill, Inc. de Haan, L., Koedijk, C.G. en de Vrijer, J.E.J. (1992), ‘De stijging van het liquiditeitsbezit in de jaren tachtig’, Monetaire Monografieën, nr. 12, De Nederlandsche Bank. de Haan, L. (1999), ‘Het verband tussen investeren en financieren: een financiële stromenmodel voor Nederlandse beurs-NV's’, VBA Journaal, jrg. 15, nr. 4, 2-8. de Haan, L. en Prast, H. (1999), ‘Betekenis Europese Kapitaalmarkt voor de financiering van bedrijven’, Onderzoeksrapport WO&E, nr. 596, De Nederlandsche Bank. Hayashi, F. (1982), ‘Tobin’s marginal q and average q: a neoclassical interpretation’, Econometrica, jrg. 50, 213-224. Langeveld, E. (1993), ‘De invloed van asymmetrische informatie op bedrijfsinvesteringen’, Studiedienstserie nr. 78, De Nederlandsche Bank. Perfect, S.B. en Wiles, K. W. (1994), ‘Alternative constructions of Tobin’s Q: An empirical comparison’, Journal of Empirical Finance, nr. 1, 313-341. Phillips, P.C.B. en Ouliaris, S. (1990), ‘Asymptotic properties of residual based tests for cointegration’, Econometrica, 58, 165-193. Schaller, H. (1990), ‘A re-examination of the Q-theory of investment using U.S. firm data’, Journal of applied econometrics, jrg. 5, 309-325. Tobin, J. (1969), ‘A general equilibrium approach to monetary theory’, Journal of Money, Credit and Banking, jrg. 1. Zivot, E. (1994), ‘Single equation conditional error correction model based tests for cointegration’, Discussion paper 94-12, Department of Economics, University of Washington, Seattle.

16

Appendix A Het Q-Model In deze Appendix wordt een eenvoudig Q-model uitgewerkt, naar het voorbeeld van Chirinko en Schaller (1996). Het bedrijf kiest productiefactoren met als doel het maximaliseren van de verdisconteerde waarde van de verwachte kasstromen. Tevens zijn er geen belastingen en het bedrijf is prijsnemer op de goederenmarkt. De productiefunctie F(Lt, K t) is positief afhankelijk van de kapitaalgoederenvoorraad (Kt) en van arbeid (Lt). De kapitaalgoederenvoorraad is quasi-fixed; aanpassingen hiervan zijn onderhevig aan de aanpassingskostenfunctie C(I t,K t), die positief afhankelijk is van investeringen en negatief afhankelijk is van de kapitaalgoederenvoorraad. In de neoklassieke theorie maximaliseert de bedrijfsleiding de verwachte verdisconteerde waarde van de netto kasstromen van een bedrijf als volgt

max Et

{It + j, Lt + j}

  j−1 1   I     ( ) ( ) − − − x F L , K C I , K w L p I ∑∏ t+ j t+j t+ j t+ j t+ j t+ j t + j t + j       s = 0 1 + rt + s 

 ∞     j= 0

(A1)

onder de restrictie K t+j = I t+j + (1-d)K t+j-1

(A2)

en

 j−1 1  *   ? t + jK t + j  = 0 lim E t  ∏ j→∞  s =0 1 + rt + s  

(A3)

waarbij d de afschrijvingsvoet is van de kapitaalgoederenvoorraad, Et {..} een verwachtingsparameter is (conditioneel aan de informatieset aan het begin van tijdstip t), It de bruto investeringen voorstelt, Wt en pt de relatieve prijzen zijn van respectievelijk arbeid en investeringen, r is de marktrentevoet en λ* is de schaduwprijs van de kapitaalgoederenvoorraad. De Lagrangevergelijking in dit optimaliseringsprobleem is I    j −1 1   F(Lt + j, Kt + j) − C(I t + j , K t + j ) − w t + jL t + j − p t + jI t + j    x  *  lt = E ∑  ∏  1 r +   ? (1 d) K I K + − + − s 0 = t s +    t+ j t + j −1 t+j t+ j     ∞  t   j =0 

[

]

(A4)

De eerste ordevoorwaarde voor kapitaal kan worden afgeleid uit vergelijking (A4)

 (1 − d) *  ∂l t = [FK ,t − C K ,t ] − ? *t + E t  ? t +1  = 0 ∂K t  (1 + rt ) 

(A5)

Vergelijking (A5) kan worden opgelost naar de toekomst, zodat de volgende schaduwprijs van kapitaal kan worden afgeleid

? *t = Et

 ∞     j = 0

  j −1 (1 − d)       x F − C   ∑ ∏ K ,t + j     K, t + j  s =0 (1 + rt + s )  

(A6)

De eerste-ordevoorwaarde voor investeringen kan eveneens uit vergelijking (A4) worden afgeleid:

[

]

∂l t = − C I ,t + ptI + ? *t = 0 ∂I t

(A7)

17

Volgens vergelijking (A7) investeren ondernemingen tot op het punt dat de marginale kosten van een investering overeenkomen met de marginale verwachte opbrengsten. De investeringskosten bevatten hier zowel aanpassingskosten als directe aanschafkosten. In paragraaf 3 is Tobin’s marginale q gedefinieerd als de ratio tussen de verwachte verdisconteerde waarde van toekomstige kasstromen en de aanschafprijs van een additionele investering:

? *t QM = I pt

(A8)

In dit model wordt verondersteld dat ondernemingen een kwadratische aanpassingskostenfunctie kennen, die lineair homogeen is in I t en K t-1 en er als volgt uitziet C(I t ,K t )= (1/(2ß)) [I t /K t-1 - a - µt ]2

(A9)

waarbij a een constante is en ß en µt storingstermen zijn in de aanpassingskosten. Als vergelijking (A9) wordt gedifferentieerd naar I en samen met vergelijking (A8) in vergelijking (A7) wordt ingevuld kan vergelijking (A10) worden verkregen: I t /K t-1 = a + ß pt (Qm - 1) + µt

(A10)

(A10) geeft het verband weer tussen investeringen en marginale q. Gemakshalve kan investeringsvergelijking (A10) voor empirisch werk worden weergeven als I t /K t-1 = ?1 + ?2 Qt + µt

(A11)

waarbij ervan wordt uitgegaan dat gemiddelde Q en marginale q met elkaar overeenkomen. Tevens kunnen liquiditeitsvariabelen of vertraagde variabelen (van Q of investeringen) aan vergelijking (A11) worden toegevoegd. Appendix B Stationariteit van variabelen en residuen Beschrijvende statistieken

gemiddelde mediaan maximum minimum standaarddeviatie

I/K 0,20 0,20 0,65 0,029 0,12

CF /K 0,21 0,19 0,27 0,16 0,033

LM/K 0,16 0,16 0,22 0,12 0,030

S/K 2,55 2,47 3,09 2,06 0,29

A 5,04 5,09 6,84 3,62 0,95

Q 1,33 1,12 2,94 0,85 0,59

Toets op stationariteit van variabelen ADF toets (met constante, 1 vertraging) steekproefgrootte

I/K -1,09 24

CF/K -2,13 24

LM/K -1,96 24

S/K -1,68 24

A 0,766 25

Q -2,06 25

? A -3,58** 24

? Q -3,72** 24

Toets op stationariteit van variabelen ADF toets (met constante, 1 vertraging) steekproefgrootte * ** ***

? I/K ? CF/K ? LM/K ? S/K -3,02** -5,78*** -3,83*** -4,64*** 23 23 23 23

significant op 10% betrouwbaarheidsniveau (MacKinnon, 1991) significant op 5% betrouwbaarheidsniveau (MacKinnon, 1991) significant op 1% betrouwbaarheidsniveau (MacKinnon, 1991)

18

De constante term in vergelijking (1) en (A11) is niet significant. Daarom wordt de ADF toets op coïntegratie uitgevoerd met de residuen van een regressie zonder constante term (µ’t). Toets op coïntegratie ADF toets (1 vertraging)

steekproefgrootte **

µ’t -3,095** 24

significant op 5% betrouwbaarheidsniveau (Phillips and Ouliaris, 1990)

19

Van 1994 t/m 2001 zijn ook Meb-series verschenen. De titels daarvan zijn terug te vinden in Meb-serie nr. 2002-01

Verschenen in de Meb-serie Nummer

maand

Titel

Auteur(s)

2002-01

januari

Prijsontwikkeling op de Nederlandse benzinemarkt

H.H.T. Pijl

2002-02

februari

Lastenverlichting en consumptiegroei in Nederland: is er een puzzel in 2001? R.J. Berndsen/T. Brosens

2002-03

april

The Timing of EU Expansion and the Real Exchange Rate

P.A.D. Cavelaars

2002-04

mei

Implications of EMU enlargement for European Monetary Policy: A political Economy View.

P. Maier/M. Hendrikx

2002-05

mei

Does competition enhancement have permanent inflation effects?

P.A.D. Cavelaars

2002-06

mei

Banking sector development and financial stability in the run up to EU accession

H.J. Brouwer/ R.T.A de Haas/ B.M.C. Kiviet

2002-07

mei

Regional Price Adjustment in a Monetary Union: The Case of EMU

J.M. Berk / J. Swank

2002-10

juni

Een Q-investeringsmodel voor Nederland

G.E. Hebbink / E.R. van Amerongen

2002-11

juni

The Stock Market and Consumer Confidence: European Evidence

W.J. Jansen / N.J.Nahuis

Verschenen in de Wo-serie Nummer

Titel

Auteur(s)

679

Geen weggegooid geld. Bankbiljettenvernietiging in Nederland, 1814-2002

J. Mooij

680

Stock and Bond Market Sensitivities to Monetary Variables

N. Valckx

681

When Basle II doesn’t work: Contingency rules versus fixed requirements

W. Bolt/A.F. Tieman

682

Soepele overgang op de euro, hogere prijzen? Uitkomsten van een enquête onder Nederlandse detaillisten

C.K. Folkertsma/ C. van Renselaar/ A.C.J. Stokman

683

Interest Rate Stepping, Interest Rate Smoothing and Uncertainty: Some Views from the Literature

W.H. Verhagen

684

Wat begrijpen we van wisselkoersen?

P.J.G. Vlaar

685

Wage payments and foreign coinage in Netherlands Limburg 1839-1947

J. Mooij

686

An Independent Central Bank faced with Elected Government: A Political Economy Conflict

M. Demertzis/ A. Hughes Hallett/ N. Viegi

Verschenen in de gezamenlijke serie Nummer

maand

Titel

Auteur(s)

2002-08/687

juni

Vermogensbeheer Nederlandse gezinnen: analyse op basis van een enquête

A.C.J. Stokman/ M.C.J. van Rooij/ W.A. van den End/ J.I. Kakes

2002-09/688

juni

The housing ladder, taxation and borrowing constraints

J. Swank/ J.I. Kakes/ A.F. Tieman