De prijselasticiteit van verschillende soorten muziekevenementen

Transcriptie

1 De prijselasticiteit van verschillende soorten muziekevenementen Naar een muziekevenement gaan kost geld, maar wat bepaalt hoeveel een kaartje voor een muziekoptreden kost? Is de prijsstelling zodanig dat het door de organiserende organisatie gestelde resultaat behaald wordt? Non-profitmuziekpodia, zoals Paradiso Amsterdam, geven een podium aan opkomende artiesten en zorgen voor betaalbare ticketprijzen voor bezoekers. Daarnaast moeten dergelijke non-profitorganisaties ervoor zorgen dat ze financieel gezond blijven. Zij moeten een balans zien te vinden tussen deze doelen. De relevante prijselasticiteit is daarbij interessante informatie. Indien optredens in een bepaald soort muziekgenre prijsinelastisch zijn en in een ander genre juist prijselastisch kunnen de prijzen daarop worden aangepast, zodat het aantal bezoekers van optredens wordt vergroot, terwijl de omzet niet hoeft te dalen. De vraag die in deze scriptie tracht te worden beantwoord is dan ook: wat is de prijselasticiteit van een non-profitpoppodium en welke factoren spelen een rol bij het verklaren van het aantal betalende bezoekers? DOOR: NIKKI WESSELIUS 1 Theoretisch kader Er zijn meerdere voorgaande studies gedaan over de prijselasticiteit van podiumkunsten. Deze onderzoeken ondersteunen de opbouw van dit onderzoek. Te beginnen met het onderzoek van Felton (1992) over de prijselasticiteit van podiumkunsten. Zij concludeert dat in het algemeen prijselasticiteit voor de vraag van podiumkunsten inelastisch is. Een ander recenter onderzoek is die van Pompe e.a. (2013) over de invloed van het programma van een symfonieorkest op het aantal bezoekers. Pompe, e.a. (2013) passen OLS-regressie toe en gebruiken voor het berekenen van de prijselasticiteit in hun model de dubbel logaritmische vorm. Zij constateren dat optredens van symfonieorkesten vaak prijsinelastisch zijn. Het laatst genoemde onderzoek is van Welki en Zlatoper (1999). Zij gebruiken zowel het Tobitmodel als een lineair regressiemodel voor het bepalen van het aantal aanwezige bezoekers tijdens een professionele American footballwedstrijd. Deze twee schattingen worden vervolgens met elkaar vergeleken, waarna wordt geconcludeerd dat deze verschillen nihil zijn. 34

2 2 Onderzoeksopzet Aan de hand van de bovengenoemde onderzoeken wordt de onderzoeksopzet gevormd. Allereerst wordt er gekeken naar de data. De vertrouwelijke data van Paradiso Amsterdam bestaan uit een programma en een journaal. De programma bevat gegevens van alle evenementen van Paradiso van 1 januari 2012 tot en met 31 december Dit geeft in totaal een overzicht van 3255 evenementen. De data bevatten van elk evenement gegevens over de dag van de week, het totaal aantal betalende en niet-betalende bezoekers, de ticketprijs, of er lidmaatschap nodig is, de zaal, de soort muziek (dance, live of overig) en hoeveel kaarten er in de voorverkoop verkocht zijn. De soort muziek is door Paradiso gedocumenteerd voor Buma/Stermra. Hieruit blijft dat er ongeveer 70% van de evenementen dance events zijn, 25% live events en 5% overige events. De overige events worden verder niet beschouwd. Het programma wordt verder opgeschoond en wat overblijft is een steekproef van 2784 evenementen. In het journaal zijn slechts twee facturen belangrijk, namelijk die van de artiestengages en die van de marketinguitgaven. De gage- en marketinguitgaven worden verbonden aan de evenementen in het journaal. Er blijkt dat maar 67 procent van de evenementen artiestengage-uitgaven heeft en slechts 27 procent van de evenementen marketinguitgaven. Waarbij: Model Aan de hand van de theorie en de verkregen data wordt er een model gemaakt. In het onderzoek voor Paradiso wordt het model logaritmisch-lineair gespecificeerd. Er zijn 641 uitverkochte evenementen, dit is ongeveer 23 procent van het totale aantal events. Een uitverkocht evenement geeft een gecensureerd aantal bezoekers weer. Indien bij gecensureerde data OLS-regressie wordt uitgevoerd, levert dit inconsistente schattingen. Er wordt bij dit onderzoek daarom geschat aan de hand van het Tobitmodel. Een Tobitmodel heeft maar één waarde waarop gecensureerd wordt. Er wordt daarom in dit onderzoek gebruikgemaakt van het relatief aantal verkochte kaarten per evenement. De formule geeft het aantal verkochte kaarten gedeeld door de hoeveelheid kaarten die verkocht had kunnen worden, dit is de zaalcapaciteit minus het aantal niet-betalende bezoekers. Paradiso heeft voor alle evenementen in de periode januari 2012 tot en met december 2014 in totaal 42 verschillende zalen gebruikt met elk een andere capaciteit. Voor dit onderzoek is gebruikgemaakt van de capaciteiten van de zalen waarin 98 procent van de evenementen gehouden wordt. Wanneer het relatieve aantal verkochte kaarten gelijk is aan één, betekent dit dat het evenement is uitverkocht. Alle observaties kunnen nu in een keer in het Tobitmodel worden toegepast. Het model ziet er als volgt uit: Met behulp van de afgeleide kan worden laten zien dat de coëfficiënt van de logaritme van de ticketprijs ook bij het relatieve aantal verkochte kaarten de prijselasticiteit is. Men neemt de algemen formule: De afgeleide van naar is dan: 35

3 Een aantal variabelen in dit model vereisen een toelichting. Zoals waarom in het model gekozen is om de logaritme van alle marketinguitgaven te nemen. Er wordt aangenomen dat alle evenementen waarbij in de data geen marketinguitgaven staan, ze dat in werkelijkheid ook niet hebben. Volgens M. Minkman worden er slechts bij enkele evenementen aparte, evenementspecifieke marketinguitgaven besteed. Verder geeft hij aan dat de marketinguitgaven voor evenementen van Paradiso endogeen zijn. Indien er in de voorverkoop van de tickets niet genoeg kaarten zijn verkocht kunnen er, als reactie daarop, nog extra marketinguitgaven worden gedaan om de verkoop te stimuleren. Een andere nader te verklaren variabele is het lidmaatschap. Bij Paradiso heeft ongeveer 42% van de evenementen een verplicht lidmaatschap van 3.50 per maand of voor een jaar voor Er is enkel gegeven of er voor een evenement lidmaatschap nodig is of niet. Op deze manier is het mogelijk om te kijken of een lidmaatschap bezoekers afschrikt. Er moet hierbij wel gelet worden op mogelijke correlatie tussen de variabele lidmaatschap met andere variabelen, zoals bepaalde zalen of type concerten waarvoor lidmaatschap nodig is. De volgende variabele is de hoogte van de artiestengage, deze geeft een indicatie van de populariteit van de artiest. Bij Paradiso wordt de hoogte van de gage op verschillende manieren vastgesteld. In sommige gevallen geldt dat de hoogte van de gage al is vastgezet voor het evenement. Het komt ook voor dat Paradiso afspreekt dat de artiesten slechts een deel van de gage met zekerheid ontvangen en dat de rest van het te ontvangen bedrag afhangt van de hoeveelheid verkochte eventtickets. Hierbij wordt rekening gehouden bij het bepalen van de hoogte van de ticketprijs. Omdat het aantal betalende bezoekers de hoogte van de gage beïnvloedt is er sprake van een endogene variabele. In tegenstelling tot de oningevulde observaties bij marketing, lijkt het er bij de artiestengage op dat deze waarden missen. Elke artiest krijgt een vergoeding, daarom kunnen de missende observaties niet de waarde nul krijgen. Een optie om de endogeniteit uit de gage mogelijk te laten verminderen en de missende variabelen te verwerken, is om te werken met dummy s met verschillende bandbreedtes. Een andere mogelijkheid is om een dummy voor de missende gages te maken en de logaritme te nemen van de gages die wel gegeven zijn. 3 Resultaten en analyse Beschrijvende statistiek De tabellen A en B bevatten beschrijvende statistiek. Van de niet-dummyvariabelen zijn in tabel A het aantal observaties, het gemiddelde waarde, de standaardafwijking en de minimale en maximale waarde gegeven. Tabel B beschrijft de frequenties van observaties van dummyvariabelen. Tabel A: Samenvattende statistieken van de niet-dummyvariabelen Tabel B: Samenvattende statistieken van de dummyvariabelen respectievelijk deel van de week, muzieksoort lidmaatschap en eventlocatie Empirische resultaten In de eerste analyse wordt het Tobitmodel geschat. De regressie wordt gedaan van alle variabelen genoemd in 36

4 de modelopzet. De dummy variabele voor donderdag is niet significant. Daarom wordt in de rest van de schattingen events op donderdag opgenomen in de dummy voor events in het weekend. De waarden van het Tobitmodel zijn in het eerste model in tabel C te zien. Bij het Tobitmodel is de coëfficiënt van de logaritme van de ticketprijs met een p-waarde kleiner dan De variabele voor de logaritme van de artiestengage heeft een kleine positieve coëfficiënt die niet significant is. De coëfficiënt van de logaritme van gage is met een p-waarde kleiner dan 0.1. In de modelopzet is gegeven dat de artiestengage mogelijk endogeen is. De dummy variabele, die de waarde één aanneemt indien bij het evenement in de data geen gage gegeven is, heeft een coëfficiënt van met een p-waarde onder de Een manier om de niet-significante, mogelijk endogene artiestengage in het model te verwerken, is om de methode die de artiestengages opdeelt in vier kwartieldummy s plus een dummy voor missende gage toe te passen. Wanneer de regressie met alle eerder genoemde variabelen plus de 5 dummy s voor artiestengage wordt uitgevoerd, blijkt dat de artiestengagedummy s niet significant zijn. Daarom wordt er gekeken naar het gebruik van instrumentele variabelen, die mogelijk de endogeniteit en niet significantie van de artiestengage beter verwerkt. De rest van de verklarende variabelen plus dummy s voor alle zalen zijn als instrumenten voor de artiestengage gebruikt. Het idee hierbij is dat de verschillende soorten zalen gecorreleerd zijn met de artiestengage. Verwacht wordt dat artiesten die meer gage ontvangen in grotere zalen spelen dan artiesten die minder gage ontvangen. Met behulp van de maximum likelihoodschatter wordt het Tobitmodel gevormd dat gebruikmaakt van de instrumentele variabelen. De coëfficiënten van de variabelen van dit model zijn te zien in model 2 van tabel C. De coëfficiënt van de logaritme van de ticketprijs is bij het tweede model nog steeds negatief, maar is iets groter in vergelijking met de coëfficiënt bij het normale Tobitmodel. De waarde is nu met een p-waarde kleiner dan De prijs blijft dus negatief inelastisch. De coëfficiënt van de logaritme van de gage is nu negatief geworden met de waarde en heeft een p-waarde groter dan 0.1. Dit betekent dat de variabele voor artiestengage minder significant is worden in vergelijking tot het eerste model. Tegen de theorie in daalt het relatief aantal verkochte kaarten als de artiestengage stijgt. Ook de dummy voor evenementen waarbij geen gage gegeven is, is niet meer significant. Het relatieve aantal verkochte kaarten in de Tabel C: Respectievelijk het Tobitmodel, het Tobitmodel met MLE, lineair model en iv-model 37

5 Tabel D: Box-Coxtransformatie voor aantal verkochte kaarten, artiestengage en marketinguitgaven voorverkoop heeft, zoals verwacht, een zeer grote, positieve coëfficiënt, namelijk met een p-waarde kleiner dan Dit komt omdat het aantal in de voorverkoop verkochte kaartjes een deel is van het totaal aantal verkochte kaarten. De coëfficiënt van de logaritme van de marketingkosten neemt de waarde aan met een p-waarde kleiner dan Dit negatieve verband is te verklaren door de endogeniteit van de marketinguitgaven. De dummyvariabele voor weekend, donder tot en met zaterdag, neemt de waarde aan en is zeer significant. De dummyvariabele voor lidmaatschap neemt de waarde aan met een p-waarde groter dan 0.1. De variabele is niet significant maar heeft een coëfficiënt die overeenkomt met de theorie. De dummyvariabele voor dancemuziek neemt de waarde aan met een p-waarde kleiner dan Dit betekent dat wanneer een evenement een dance-event is, het relatief aantal verkochte kaarten significant toeneemt. Bij de Tobitmodellen zijn er van de 2709 observaties, 497 observaties rechts gecensureerd op de waarde nul en 2212 ongecensureerd. Het normale Tobitmodel bevat een sigma van 0.423, dit is vergelijkbaar met de wortel van de mean squared error van een OLSregressie. De Wald Chi-kwadraattest bij het Tobitmodel, dat geschat wordt met behulp van de maximum likelihoodschatter, toetst of er tenminste één van de regressiecoëfficiënten ongelijk is aan nul. De test maakt gebruik van de Chi-kwadraat verdeling met het aantal vrijheidsgraden gelijk aan het aantal onafhankelijke variabelen min de constante. Wald Chi-kwadraat(8) geeft de waarde Dit is gelijk aan een p-waarde kleiner dan Hieruit kan worden geconcludeerd dat op zijn minst een van de variabelen een coëfficiënt ongelijk aan nul heeft. Bij het standaard Tobitmodel is er gebruikgemaakt van de LR Chi-kwadraattest die dezelfde conclusie trekt. Ook wordt er met behulp van de Waldtest voor exogeniteit gekeken of de variabele artiestengage endogeen is. De Chi-kwadraat(1) waarde is Dit geeft een p-waarde van De test is significant. Dit houdt in dat er voldoende informatie in de steekproef is om de nulhypothese van exogeniteit te verwerpen. Tot slot wordt er gekeken of de log-lineaire specificatie wel juist is. Dit wordt gedaan met behulp van de Box-Coxtransformatie, zie hiervoor tabel D. Als afhankelijke variabele wordt het relatief aantal verkochte kaarten genomen en als onafhankelijke variabelen de gage- en marketinguitgaven. Er is af te lezen dat zowel de lineaire als de lineair-logaritmische en de inverse modelspecificatie worden afgewezen met een p-waarde kleiner dan Dit komt omdat de lambda zeer gevoelig is voor onder andere heteroskedasticiteit. Het Tobitmodel en het Tobitmodel geschat aan de hand van de maximum likelihoodschatter worden vergeleken met een standaard lineair model. Bij dit model wordt een regressie gedaan van dezelfde variabelen gebruikt in de vorige twee regressies. De schattingen van het model zijn te vinden in tabel C model 3. Bij de OLS-regressie is gekozen om de uitverkochte evenementen uit de steekproef te halen. Hierdoor wordt de schatting consistent. Om deze regressie te mogen doen, neem ik aan dat Paradiso van tevoren weet welk evenement wordt uitverkocht en welke niet. Indien Paradiso weet dat een evenement wordt uitverkocht, wordt er op een andere manier de ticketprijs vastgesteld. Bij een evenement dat zeker wordt uitverkocht hoeft de ticketprijs alleen maar te zorgen dat er geen verlies wordt gemaakt. Terwijl een event waarbij niet zeker is hoeveel kaarten worden verkocht de ticketprijs een risico moet opheffen. Bijna 77 procent van de evenementen is niet uitverkocht. Op deze 2081 evenementen wordt OLS-regressie toegepast. De prijselasticiteit van de OLS-regressie is inelastisch met een coëfficiënt van met een p-waarde kleiner dan De prijs is nu elastischer dan de Tobitmodellen. Verder hebben de dummy voor evenementen zonder gegeven artiestengage, de logaritme van gage, het relatieve aantal voorverkoop tickets en de dummy voor lidmaatschap iets kleinere coëfficiënten vergeleken het normale Tobitmodel (respectievelijk 0.090, 0.013, 2.330, , ). De logaritme van de marketing, de dummy voor weekend, de dummy voor dance-events en de constante 38

6 hebben een iets grotere coëfficiënt in vergelijking met het normale Tobitmodel (respectievelijk 0.013, 0.188, , 0.516, ). De variabelen zijn allen significant, behalve de twee variabelen voor gage-uitgaven en die voor marketinguitgaven. De marketinguitgaven hebben een p-waarde kleiner dan 0.1. Ditmaal is de coëfficiënt van lidmaatschap wel significant met als waarde en een p-waarde kleiner dan De variabele voor de artiestengage heeft een positieve, zeer insignificante coëfficiënt. Daarom wordt er hier een two-stage least squares regressie gedaan met dezelfde instrumentele variabelen als bij het Tobitmodel. In het model, verkregen door de twostage least squares regressie, heeft de variabele voor artiestengage een coëfficiënt van De schattingen van de iv-regressie zijn te zien in tabel C model 4. Die dummy voor evenementen zonder gegeven gage heeft een coëfficiënt van De beide variabelen zijn al een stuk significanter in vergelijking met het standaard regressiemodel, met beide een p-waarde onder de 0.1. De prijselasticiteit is bij dit model en is zeer significant. Verdere veranderingen met betrekking tot de coëfficiënten van de variabelen bij de iv-regressie in vergelijking tot de OLS-regressie zijn klein en niet noemenswaardig. Er wordt door middel van de Wu-Hausmantest getest of de artiestengage endogeen is of niet. Hier komt er een p-waarde uit van Dit betekent dat de nulhypothese van exogeniteit kan worden verworpen. Daarna wordt er aan de hand van de firststage regressie gekeken in welke mate de instrumentele variabelen verklarend zijn voor de endogene variabele. De F-statistic kijkt of de toegevoegde instrumentele variabelen wel significant de artiestengage verklaren. De p-waarde van de F-statistic is kleiner dan 0.01, dit betekent dat de dummy s voor de zalen en de andere variabelen significant de artiestengage verklaren. Reflectie Het normale Tobitmodel geeft aan dat de prijs van muziekevenementen inelastisch is met waarde Dit Tobitmodel geeft waarschijnlijk de beste schattingen, omdat alle observaties zijn toegevoegd en er rekening gehouden is met gecensureerde data. Het Tobitmodel heeft in vergelijking met het Tobitmodel geschat aan de hand van instrumentele variabelen significantere coëfficiënten voor de artiestengage. Wel geeft de Waldtest bij het Tobitmodel, geschat met behulp van maximum likelihood, aan dat de artiestengage significant endogeen is. De kleine, negatieve prijselasticiteit geeft aan dat de ticketprijzen kunnen worden verhoogd met als gevolg een stijging van de omzet, maar een daling van het aantal betalende bezoekers. Daarnaast komt uit het onderzoek dat het organiseren van evenementen in het weekend een positieve invloed heeft op het aantal bezoekers. Het verplichte lidmaatschap voor een evenement in de Tobitmodellen een niet-significant effect. Bij de OLS- en iv-regressie is het effect van lidmaatschap op het aantal betalende bezoekers wel significant en de coëfficiënt negatief. Dance-events hebben daarentegen een zeer significant, positief effect op het aantal betalende bezoekers bij alle genoemde regressies. 4 Conclusie Dit onderzoek heeft zich verdiept in de prijselasticiteit van Paradiso Amsterdam, een non-profit muziekpodium. Uit het onderzoek is gebleken dat de prijselasticiteit van Paradiso ongeveer is. Om tot dit antwoord te komen zijn er Tobitregressies gedaan van de logaritme van het aantal verkochte kaarten op de logaritme van de prijs, de logaritme van de artiestengage, een dummy wanneer het evenement geen gegeven artiestengage heeft, het relatieve aantal in de voorverkoop verkochte kaarten, de logaritme voor marketing, een dummy voor het weekend, een dummy voor het lidmaatschap en een dummy voor de muzieksoort. Het Tobitmodel werd gebruikt om de gecensureerde data te kunnen verwerken. Ongeveer 23 procent van de evenementen was uitverkocht. Dit deel van de data is gecensureerd. Een belangrijke verklarende variabele voor het aantal betalende bezoekers was de ticketprijs. Hoe duurder een ticket, hoe minder mensen een ticket wilden kopen. Ook de artiestengage speelde een belangrijke factor bij het verklaren van het aantal betalende bezoekers. De artiestengage was een maatstaaf voor de populariteit van een artiest. Deze variabele was endogeen, daarom werd er gebruikgemaakt van instrumentele variabelen voor het schatten van een Tobitmodel met behulp van een maximum likelihoodschatter. Het relatief aantal voorverkoop verkochte kaarten had een zeer positief effect op het relatief totaal aantal verkochte kaarten. Dit is logisch, aangezien de kaarten verkocht in de voorverkoop een deel zijn van het totaal aantal verkochte kaarten. De marketinguitgaven hebben een negatief effect op het aantal verkochte kaarten. Theoretisch is dit niet juist, maar dit is te verwijten aan het feit dat de marketinguitgaven endogeen zijn. De dummy voor weekend had een positief effect op het relatief aantal verkochte kaarten. Terwijl de dummy voor lidmaatschap juist een negatief, maar klein effect had op het relatief aantal verkochte tickets. Danceevents hebben volgens de regressie een positief effect op het relatief aantal verkochte kaarten. Er kan geconcludeerd worden dat Paradiso kleine prijsstijgingen zou kunnen doorvoeren. Hierbij moet wel gedacht worden aan welk doel Paradiso, als non-profitorganisatie, heeft. Paradiso is een nonprofitorganisatie die deels afhankelijk is van subsidies en donaties. Daarnaast organiseert Paradiso Amsterdam evenementen, waarvoor al van tevoren verlies wordt ingecalculeerd. De omzet kan ook worden verhoogd 39

7 door middel van het verhogen van het aantal betalende bezoekers. Dit is mogelijk door zoveel mogelijk evenementen op de dagen donder- tot en met zaterdag te houden of meer dance-events te georganiseren. 5 Bibliografie Felton, M. (1989). Major influenes on the demand for opera tickets. Journal of Cultural Economics, volume 13 pp Felton, V. (1992). On the assumed inelasticity of demand for the performing arts. Journal of Cultural Economics, volume 16 pp Paradiso Amsterdam Holland. (2015). Verkregen van website van Paradiso Amsterdam: web/over-paradiso.htm Pompe, J. T., Tamburri, J. & Munn, J. (2013). Symphony concert demand: does programming matter? The Journal of Arts Managment, Law and Society, volume 43 pp Recommended BSC-LEVEL for readers of XXx-level ECONOMETRICS SPECIALTY NL Welki, A. M., Zlatoper, T. J. (1999). U.S. professional football game-day attendance. Atlantic Economic Journal, volume 27 pp OVER DE AUTEUR Nikki Wesselius Nikki Wesselius (22) is bachelorstudent Econometrie. In januari 2016 begint ze een extra minor in Barcelona. In haar vrije tijd reist ze het liefst de hele wereld over, speelt ze een potje hockey of gaat ze uit in Amsterdam. Onderzoek doen voor Paradiso was daarom een uitdaging die perfect bij haar past. Recommended MSC-LEVEL for readers of XXx-level SPECIALTY 40