In totaal zijn er gegevens onderzocht van 49 banken gedurende 3 jaar. Vanwege overnames en faillissementen zijn jaarverslagen van 18 banken niet beschikbaar, waardoor er 31 banken in de deelwaarneming overblijven. Per variabele zijn dus 93 deelwaarnemingen gedaan, met uitzondering van de variabele Private MBS. Het is voor banken niet verplicht om informatie omtrent Private MBS’s vrij te geven. Van 12 banken kon de hoeveelheid Private MBS’s niet in het jaarverslag worden gevonden. In plaats van 93 observaties zijn er voor de variabele
Private MBS 59 observaties gedaan. Dat is ruim voldoende om betrouwbare resultaten te
waarborgen.
Beschrijvende Statistiek
Variabelen
Aantal deelwaarne
mingen Minimum Maximum Gemiddelde Std. Afwijking
Salaris 93 419,00 2400,00 934,2593 319,36432 Cashbonus 93 ,00 9690,00 1760,7704 2022,12972 BonusRatio 93 ,00 10,90 1,8075 2,03592 NonInterest 93 -5,97 89,86 40,9705 19,32648 PrivateMBS 59 ,03 14,97 2,6158 2,91388 Size 93 8536,59 1509146,34 190027,1740 3,67037E5 leverage 93 86,27 94,73 91,1342 1,63228 Board Indep 93 6,70 33,30 14,2108 7,19078 Duality 93 0 1 ,74 ,440
Tabel 1.0 Beschrijvende statistiek
De basissalarissen van CEO’s van de onderzochte banken zaten tussen de 419.000 dollar en 2.400.000 dollar, met een gemiddelde jaarsalaris van 934.259 dollar. De grote verschillen in beloningen zaten echter niet in het basissalaris, maar in de cashbonussen. Dit is onder meer terug te zien aan de standaardafwijkingen in het bovenstaand tabel. Waar sommige CEO’s helemaal geen cashbonussen uitgekeerd gekregen, kregen andere CEO’s jaarlijkse
cashbonussen van vele miljoenen. Zo kreeg de CEO van CitiGroup, Charles O’Prince, in 2005 een cashbonus van bijna 10 miljoen dollar. De gemiddelde cashbonus in de onderzochte periode bedroeg 1.760.770 dollar. Grote verschillen zijn ook te vinden in de verhouding
35 tussen het basissalaris en de cashbonus (bonusratio). De gemiddelde cashbonus is ongeveer 1,8 x zo groot als het basissalaris. Charles O’Prince van CitiGroup spant wederom de kroon met een bonus van bijna 7 miljoen dollar ten opzichte van een basissalaris van 639.000 dollar in 2004. Daarmee is zijn bonus bijna 11 keer zo groot als zijn basissalaris. Wat betreft de variabelen voor risico bestonden er ook grote onderlinge verschillen tussen de banken. De non-interest inkomsten maakte gemiddeld ongeveer 41% uit van de totale
inkomsten. Het sterkst afhankelijk van non-interest inkomsten was Mellon Financial, met een score van bijna 90% in 2004 en 2005. Het minst afhankelijk van non-interest inkomsten was Golden West Financial, met een gemiddelde score van slechts 7%. Opvallend is de score van New York Community Bank in 2004. In dat jaar maakte de bank een verlies met non-interest activiteiten van bijna 6%. Wat opvalt bij de variabele Private MBS is dat er binnen
individuele banken grote verschillen bestaan tussen de jaren 2003, 2004 en 2005. Sommige banken verdriedubbelden hun positie in Private MBS producten in één jaar (Mellon Financial in 2004), terwijl andere banken hun positie bijna volledig afbouwden (Astoria in 2004). Dit duidt er op dat er veel en op grote schaal gehandeld word in MBS’s en weinig banken deze producten voor langere termijn aanhouden. Gemiddeld bestaat ongeveer 2,6% van de totale activa uit Private MBS’s. Eén van de controlevariabelen is bankgrootte. De grootste bank in de deelwaarneming is CitiGroup met een totale activa van anderhalf biljoen dollar. De kleinste bank is Suntrust Bank met een totale activa van slechts 8,5 miljard dollar. Wat betreft de hoeveelheid vreemd vermogen op de balans waren er slechts kleine verschillen. In hoofdstuk 2 is al verteld dat banken relatief veel vreemd vermogen hebben. Dit is terug te zien in deze deelwaarneming. De gemiddelde leverage bedroeg 91%, wat inderdaad vrij veel is. Ter vergelijking: De gemiddelde niet-financiële onderneming heeft een leverage van 40% (Bolton et.al, 2010). Uit de analyse van de laatste twee controlevariabelen blijkt dat het bestuur van Amerikaanse banken relatief aandeelhoudersgericht zijn. Gemiddeld genomen heeft slechts 14% van de bestuursleden op het moment een uitvoerende functie binnen de onderneming of heeft hij dat in het verleden gehad. In veel gevallen was de CEO van de onderneming het enige bestuurslid met een uitvoerende functie binnen de onderneming. In 74 % van de gevallen was de CEO tevens voorzitter van het bestuur.
36 4.2 Resultaten statistische toetsen
In deze paragraaf zullen de resultaten van het onderzoek worden besproken. In het onderzoek wordt de relatie tussen de cashbonus van de CEO en het door de bank genomen risico
empirisch getoetst. Cashbonus wordt gemeten als de hoeveelheid cashbonus ten opzichte van het basissalaris van de CEO (Bounsratio). Het genomen risico wordt gemeten met behulp van twee variabelen. De eerste is variabele is Non-interest income en wordt gemeten door het percentage non-interest inkomsten ten opzichte van totale inkomsten. De tweede variabele is
Private MBS, welke wordt gemeten door de hoeveelheid private hypotheeksecuritisaties op de
balans ten opzichte van de totale activa. Onderzocht gaat worden in hoeverre hoge
cashbonussen hebben geleid tot het nemen van meer of grotere risico’s. De verwachting is dat hoge cashbonussen hebben geleid tot winstbejag en het nemen van meer risico. Er wordt een positieve correlatie verwacht tussen Bonusratio en Non-interest income en tussen Bonusratio en Private MBS.
Er is geen significante relatie gevonden tussen Bonusratio en non-interest income. De uitgevoerde Pearson Chi-Square Test vond een significantieniveau van .210. Een
significantieniveau van .210 betekent dat er geen significante correlatie bestaat tussen de twee variabelen. Naast de Pearson Chi-Square Test heb ik nog een andere test uitgevoerd om de correlatie tussen de variabelen te onderzoeken. Wanneer de te onderzoeken variabelen beide een intervalschaal hebben, is het gebruikelijk om een Partiële Correlatietest uit te voeren. Aangezien dat bij beide variabelen het geval is, heb ik tevens deze test uitgevoerd. Er is een positieve correlatie gevonden tussen de twee variabelen, echter is deze correlatie niet significant met een significantieniveau van 10%. Het significantieniveau bedraagt .118. Dit betekent dat er wellicht een relatie bestaat tussen Bonusratio en Non-interest income, maar dat deze relatie niet sterk genoeg is om empirisch bewezen te worden. De resultaten van de
Pearson Chi-Square Test en de Partiële Correlatietest staan afgebeeld in tabel 1.1 en 1.2 van de bijlage.
Er is ook geen significante correlatie gevonden tussen de variabelen Bonusratio en Private
MBS. Zowel de uitkomt van de Pearson Chi-Square Test als de Partiele Correlatietest wijzen
erop dat er geen correlatie bestaat tussen Bonusratio en Private MBS. Bij de Pearson Chi-Square Test was er een significantieniveau van .293. Bij de Partiele Correlatietest, waar rekening wordt gehouden met controlevariabelen, is de significantiescore .722. Deze hoge significantiescore toont duidelijk aan dat er geen relatie bestaat tussen de twee variabelen. In tabel 1.3 en 1.4 van de bijlage staan de uitkomsten van de statistische toetsen afgebeeld. Dit resultaat bewijst echter niet direct dat cashbonussen niet leiden tot het nemen van meer risico. Het resultaat kan ook impliceren dat banken niet op de hoogte waren van de risico’s omtrent beleggingen in securitisaties, en dat zij dachten te handelen in het belang van de aandeelhouder. Zoals verteld in hoofdstuk twee was het voor investeerders in securitisaties onmogelijk om alle informatie te krijgen van de bundels van duizenden individuele leningen. Daardoor konden investeerders in MBS’s het kredietrisico moeilijk inschatten en waren zij afhankelijk van rating agencies zoals Moody’s en Standard & Poor’s. Er maar één manier is om het kredietrisico enigszins in te schatten: uitgaan van de kredietbeoordeling van rating agencies. Banken namen deze inschattingen van de rating agencies klakkeloos over. Tijdens de kredietcrisis bleek dat deze kredietrisico’s verkeerd waren ingeschat en dat de
kredietrisico’s op de hypotheken veel groter waren. Het is goed mogelijk dat banken de risico’s niet bewust hebben genomen, maar het risico verkeerd hebben ingeschat doordat zij geloofden in de beoordeling van de rating agencies. De bevindingen uit het onderzoek kunnen dus niet worden gezien als hard bewijs dat cashbonussen niet leiden tot het nemen van meer
37 risico. De bevindingen kunnen namelijk ook verklaard worden door de stelling dat banken niet op de hoogte waren van de grote risico’s welke ze op dat moment namen. Aan de andere kant lijkt deze stelling niet aannemelijk. Van banken mag immers wel verwacht worden om hun eigen verantwoordelijkheid te nemen bij het inschatten van risico’s, helemaal gezien de hoge bedragen waarmee in securitisaties werd belegd. Als banken welke belegd hebben in securitisaties logisch zouden nadenken, zouden zij het risico van beleggen in seciritisaties van hypotheken toch moeten inzien. Gezien het feit dat de banken welke de securitisaties
opstelden zelf geen kredietrisico lopen, hebben deze banken geen sterke prikkel hebben om kwalitatief goede leningen te verstrekken. Om hun omzet te verhogen zouden zij zonder gevolgen hun leenstandaarden kunnen versoepelen. Dit risico moeten de banken toch hebben ingezien, helemaal omdat er voor de kredietcrisis al door verschillende onderzoekers en beleggers werd gewaarschuwd voor deze producten. (Khambata, 2003; Buffet, 2002) Aangezien er in geen van de statistische toetsen een significante relatie is gevonden tussen cashbonussen en risico, wordt de hypothese verworpen. De resultaten impliceren dat
cashbonussen niet leiden tot het nemen van meer risico’s, laat staan excessieve risico’s. In de literatuur worden drie argumenten genoemd waarom cashbonussen zouden leiden tot het nemen van meer risico. Volgens Bebchuk en Spamann (2010) en Benston et.al (1995) kunnen cashbonussen tot excessief risicogedrag leiden omdat de bonussen afhankelijk worden gesteld van korte termijn doelstellingen. Cashbonussen worden vaak uitbetaald op basis van
doelstellingen welke betrekking hebben op jaarlijkse accountingmaatstaven. Hierdoor kunnen de bonussen leiden tot korte termijn visie. Het gevaar ligt hem in het feit dat managers zich excessief focussen op korte termijn winsten zonder voldoende rekening te houden met de risico’s op lange termijn. De risico’s op de lange termijn zijn minder relevant omdat managers hun bonussen al binnen hebben voordat de gevolgen van hun beslissingen gerealiseerd zijn. Daarnaast kunnen managers hoge cashbonussen krijgen bij succes, maar kunnen bonussen niet negatief zijn bij falen. Omdat de compensatie niet beïnvloed wordt door de grootte van het verlies als gevolg van hun beslissingen, kunnen zij een prikkel krijgen om risico’s te nemen welke niet in het belang zijn van aandeelhouders en de continuïteit en stabiliteit van de ondernemingen omdat de compensatie niet negatief beïnvloed wordt bij falen. Het derde argument is de hoge leverage van financiële instellingen. Door de hoge leverage van banken is er een grotere kans dat managers ervoor kiezen om risico te verschuiven naar andere stakeholders, omdat de voordelen van risk-shifting groter zijn. De drie hierboven genoemde factoren welke zouden leiden tot het nemen van meer risico blijken niet zo sterk als verwacht, aangezien het onderzoek geen significante relatie aantoont tussen cashbonussen en risico. Er is echter ook geen negatieve correlatie gevonden. Verschillende onderzoekers menen dat cashbonussen risicomitigerende effecten hebben. Zo zijn Duru et.al (2005) van mening dat cashbonussen niet tot het nemen van minder risico leidt. Zij stellen dat cashbonussen ertoe leiden dat managers stabiele cashflows zoeken om aan de betaalverplichtingen te kunnen voldoen en de bonusdoelstelling te halen. John en John (1993) dat cashbonussen kunnen leiden tot het nemen van minder risico’s, omdat bonussen niet kunnen worden uitbetaald wanneer de bank failliet gaat. Managers krijgen volgens hen juist geen prikkel om excessief risico te nemen omdat zij een faillissement willen voorkomen. Smith en Stulz (1985) laten in een theoretisch model zien dat cashbonussen welke op accounting maatstaven zijn gebaseerd niet convex zijn, en daardoor niet inherent risicobelonend. Cashbonussen worden vaak
uitbetaald als een bepaald winstdoel is behaald. Wanneer deze doelstelling behaald is biedt de bonus geen verdere prikkel om risico’s te nemen.
Aangezien er geen negatieve correlatie is gevonden tussen cashbonussen en risico, lijken de risicomitigerende effecten van cashbonussen niet sterker dan de risicoprikkels. Dat wil echter
38 niet zeggen dat deze effecten niet bestaan. Het is erg aannemelijk dat cashbonussen zowel risicoprikkels als risicomitigerende effecten hebben, en dat deze effecten tegen elkaar opwegen. Aan de ene kant kunnen bonussen leiden tot korte termijn winstbejag zonder rekening te houden met de risico’s. Aan de andere kant kunnen cashbonussen leiden tot het zoeken van stabiele cashflows om de winstdoelstelling te behalen zodoende de bonus veilig te stellen. Cashbonussen worden vaak uitbetaald als een bepaald winstdoel is behaald. Wanneer deze doelstelling gehaald is biedt de bonus geen verdere prikkel om risico’s te nemen, en zou de cashbonus dus niet tot excessief risicogedrag leiden. Aan de andere kant kan de cashbonus niet negatief zijn bij falen, wat risicogedrag juist weer aanmoedigt.
In de literatuur zijn tegenstrijdige resultaten gevonden omtrent de relatie tussen bonussen en risico. Wetenschappers zijn het er niet over eens of cashbonussen een risicovergrotend of risicomitigerend effect hebben. De resultaten van dit onderzoek komen overeen met het beeld wat ik heb gekregen van het literatuuronderzoek. Het resultaat geeft impliciet weer dat cashbonussen zowel risicovergrotende als risicomitigerende effecten hebben, en dat deze effecten grotendeels tegen elkaar op wegen waardoor de cashbonus uiteindelijk weinig invloed heeft op de hoeveelheid risico dat managers nemen. Op basis van de bevindingen uit dit onderzoek kan geconcludeerd worden dat cashbonussen geen prikkels bieden om
excessieve risico’s te nemen. Gezien de resultaten van dit onderzoek lijkt het dan ook erg onwaarschijnlijk dat cashbonussen hebben bijgedragen aan de kredietcrisis.
De resultaten van dit onderzoek impliceren niet dat er geen excessieve risico’s zijn genomen door banken in de jaren voor de kredietcrisis. Maar cashbonussen kunnen niet worden
genoemd als oorzaak van de genomen risico’s. Op basis van dit onderzoek kan geconcludeerd worden dat cashbonussen niet hebben bijgedragen aan de kredietcrisis. Vanuit dat oogpunt lijken de maatregelen welke na de kredietcrisis zijn genomen om cashbonussen in te perken onterecht. Er is immers nooit empirisch bewezen dat cashbonussen tot het nemen van meer risico leidt. Het zou logischer zijn dat er maatregelen worden getroffen tegen
aandelenoptiebonussen, aangezien in verschillende empirische onderzoeken is bewezen dat aandelenoptiebonussen leiden tot het nemen van meer risico’s (Nam et.al. 2003; Rogers, 2002; Coles et.al. 2006; DeYoung, 2010; Suntheim, 2010).
De resultaten van dit onderzoek impliceren niet dat de maatregelen tegen exorbitant hoge cashbonussen onterecht zijn. Je kunt je afvragen of de exorbitant hoge bonussen
maatschappelijk wenselijk zijn. Is het maatschappelijk wenselijk dat topmannen van banken tientallen miljoenen per jaar verdienen terwijl veel andere mensen onder de armoedegrens leven? Zeker wanneer je bedenkt dat topmannen van banken ook na de crisis gigantische bonussen kregen uitbetaald terwijl hun bank gered moest worden met overheidsgeld. Echter, het argument welke veel beleidsmakers aanvoeren bij het invoeren van maatregelen tegen cashbonussen, namelijk het argument dat cashbonussen leiden tot excessief risicogedrag, blijkt onjuist.
Volgens de Principaal-agent theorie hebben ondernemingen een bonusstructuur nodig om het belang van risico-averse managers overeen te stellen met het belang van risico-neutrale aandeelhouders, zodat managers gemotiveerd zijn om risicovolle, maar positieve net present value projecten te accepteren (Jensen en Meckling, 1976; Smith en Stulz, 1985). De
achterliggende gedachte is dat aandeelhouders, in tegenstelling tot managers, hun risico kunnen verkleinen door te diversifiëren. Een manager heeft over het algemeen een groot gedeelte van zijn vermogen geïnvesteerd in de onderneming, zowel door bezit van aandelen als door de waarde van bedrijfsspecifieke human capital. Hierdoor is hij geneigd minder risico
39 te nemen dan voor de aandeelhouders wenselijk is. Uit dit onderzoek blijkt dat cashbonussen zowel risicovergrotende als risicomitigerende effecten hebben, en dat deze effecten
grotendeels tegen elkaar op wegen waardoor de cashbonus uiteindelijk weinig invloed heeft op de hoeveelheid risico dat managers nemen. Het gewenste effect van cashbonussen, het overeenstemmen van de risk appetite van de manager met die van de aandeelhouders, lijkt zijn doel dus niet te halen. Als de cashbonus geen invloed heeft op het risicogedrag van managers, kan de cashbonus nooit een instrument zijn waarmee de risk appetite van de manager in lijn wordt gebracht met die van de aandeelhouders. Het nut van de cashbonus als oplossing voor het principaal-agent probleem wordt met deze bevinding in twijfel getrokken.
40 4.3 Overige resultaten
De controlevariabelen heb ik ook getoetst om te kijken of de invloed van deze variabelen volgens verwachting is. De eerste controlevariabele is Bankgrootte. Vanwege hogere bewakingskosten zouden grote banken meer prikkels moeten bieden om de manager in het belang van de aandeelhouder te laten werken. Daarnaast zouden grotere banken meer
investeringsmogelijkheden hebben. De verwachting is dat bankgrootte positief gecorreleerd is met bonusratio. Deze verwachting blijkt te kloppen, zelfs bij een significantieniveau van 1%. Het resultaat van deze toets staat afgebeeld in tabel 2.1 van de bijlage.
De tweede controlevariabele is leverage. De verwachting is dat leverage positief gecorreleerd is met de variabelen voor risico, omdat de voordelen van risk-shifting groter worden naarmate de leverage van een onderneming groter is. Voor dit verband kan met deze deelwaarneming geen empirisch bewijs worden gevonden.
De andere twee controlevariabelen hebben te maken met corporate governance en risico. De eerste is de onafhankelijkheid van het bestuur. Wanneer een bestuur aandeelhoudergericht is zal deze meer risiconeutraal zijn, en in het geval een bestuur minder aandeelhoudersgericht is zal deze meer risico-avers zijn. De mate waarin een bestuur aandeelhoudersgericht zal
gemeten worden door een meting van de onafhankelijkheid van het bestuur. De verwachting is dat de controlevariabele BoardIndependence negatief gecorreleerd is met de variabele voor risico. Dit blijkt inderdaad het geval wanneer we de correlatie tussen BoardIndepence en
Non-interest income toetsen. Met behulp van de Pearson Correlatietest wordt deze relatie bewezen
met een significantieniveau van 1%, zoals te zien in tabel 2.2 van de bijlage. Dit bewijst dat een onafhankelijk, aandeelhoudersgericht bestuur leidt tot het nemen van meer risico. De tweede controlevariabele is Duality. Een relatie tussen de dualiteit van de CEO en risico kon niet worden bewezen.
Uit de bovenstaande resultaten kan geconcludeerd worden dat het opnemen van de
controlevariabelen de betrouwbaarheid van uitkomsten van de statistische toets heeft vergroot. Vooral het opnemen van de controlevariabele Bankgrootte en BoardIndependence zijn van belang geweest, aangezien er een duidelijk significante relatie bestaat tussen deze
controlevariabelen en onderzochte variabelen Bonusratio en Non-interest income. Doordat de effecten van Bankgrootte en BoardIndepence zijn geëlimineerd, wordt de betrouwbaarheid van de onderzochte relatie tussen het nemen van meer risico en een korte termijn
41 5 Conclusie, beperkingen en aanbevelingen vervolgonderzoek
5.1 Conclusie
In deze scriptie is de relatie tussen cashbonussen en risico onderzocht. De verwachting volgens de hypothese was dat er een significante, positieve relatie gevonden zou worden tussen cashbonussen en risico. Bij het uivoeren van verschillende statistische toetsen is er geen significante relatie gevonden tussen cashbonussen en risico. Er is wel een positieve correlatie gevonden tussen de variabelen Bonusratio en Non-Interest income, echter is deze correlatie niet significant met een significantieniveau van 10%. Dit betekent dat er wellicht een relatie bestaat tussen Bonusratio en Non-interest income, maar dat deze relatie niet sterk genoeg is om empirisch bewezen te worden. Er is ook geen significante correlatie gevonden tussen de variabelen Bonusratio en Private MBS. Aangezien er in geen van de statistische toetsen een significante relatie is gevonden tussen cashbonussen en risico, wordt de hypothese verworpen. De resultaten impliceren dat cashbonussen niet leiden tot het nemen van meer risico’s, laat staan excessieve risico’s.
In de bestaande literatuur zijn tegenstrijdige resultaten gevonden omtrent de relatie tussen