Zoals eerder vermeld wordt in dit onderzoek de mate van asymmetrisch kostengedrag net als Chen et al. (2012) en Anderson et al. (2003a) aan de hand van de volgende formule berekenen:
log(SG&Ai,t/SG&Ai,t-1) = β0 + β1 log (Salesi,t/ Salesi,t-1) + β2 * Decrease_Dummyi,t * log (Salesi,t / Salesi,t-1) + i ,t
SG&Ai,t (SG&Ai,t-1) en Salesi,t (Salesi,t-1) vertegenwoordigen respectievelijk de algemene, verkoop en administratiekosten en de omzet voor de onderneming i in jaar t (t-1). Om onderscheid te maken tussen perioden van stijgende en dalende omzet is de dummy variabele Decrease_Dummyi,t in de formule gezet, die de waarde van één aanneemt wanneer de omzet tussen de periode jaar t-1 en jaar t daalt, en nul wanneer andersom het geval is. Er wordt gebruik gemaakt van de log, omdat er nogal verschillen kunnen zijn tussen grote van de ondernemingen, doordat ze in alle sectoren actief zijn. En dankzij de log-specificatie in het model, kan de waarde van de coëfficiënt makkelijk worden geïnterpreteerd als het percentage verandering in de SG&A kosten. Dit, omdat wanneer de waarde van de Decrease_Dummy nul is, dit is het geval wanneer de omzet stijgt, β1 dan het percentage meet waarmee de SG&A kosten omhoog gaat wanneer de omzet met één procent stijgt. Omdat de waarde van de Decrease_Dummy één is wanneer de omzet daalt meet de som van de coëfficiënten β1 en β2 het verhogingspercentage van de SG&A kosten bij een daling van één procent in omzet. Om asymmetrisch kostengedrag te steunen zal β1 significant positief en β2 significant negatief moeten zijn. Ook zijn in het eerste model de controle variabelen meegenomen, zoals de intensiteit van de activa, de werknemersintensiteit en de jaar dummy’s. In tabel 3 zijn de eerste resultaten te zien. De geschatte waarde van β1 is 0.609 en β2 is -0.316 en zijn beiden significant op het 1 procent niveau. Dit geeft aan dat de wanneer de omzet met 1% stijgt de SG&A kosten met 0.609 mee stijgen. De β2 is -0.316 en geeft aan dat wanneer de omzet met 1% daalt, de SG&A kosten met (β1 + β2) 0.293 procent zullen dalen. De SG&A kosten stijgen bij een omzetstijging van 1 procent met 0.609 procent mee, terwijl ze bij een omzetdaling van 1 procent slechts 0.293 procent dalen. Omdat deze resultaten significant worden gevonden kan men spreken van een sterk kosten asymmetrisch gedrag. De coëfficiënten van de controle variabelen werknemersintensiteit en intensiteit zijn in verwachting met eerdere onderzoeken. De negatieve coëfficiënt op intensiteit van de activa als interactie term geeft op het 5% significantie niveau een coëfficiënt waarde van -0.103, wat suggereert dat de mate van SG&A kosten asymmetrisch gedrag in ondernemingen die relatief meer activa nodig hebben om hun omzet te genereren hoger ligt. Voor de
werknemersintensiteit geldt dat er een significant verband gevonden wordt op het 10% significantie niveau en dat de waarde net als in het onderzoek van Anderson et al. (2003a) een negatieve waarde toegekend krijgt van in dit geval -,078. Ook heeft werknemersintensiteit als losse variabele een significante waarde op het 5 % significantie niveau van -0.94. Het feit of de onderneming in de economisch mindere tijden opereert ( 2007-2012) lijkt geen effect te hebben op het asymmetrisch kostengedrag, evenals de tijd voor de crisis ( 2001-2006). Er worden hier geen significante resultaten voor gevonden. Model 1 heeft een R kwadraat van 0.212, wat inhoudt dat het model 21.2% van de verandering in SG&A kosten voorspelt.
Overheidsbemoeienis en het kosten asymmetrisch gedrag
Hypothesen 1 t/m 3 voorspellen dat bepaalde factoren die de bemoeienis van de overheid vergroten in een onderneming de mate van asymmetrisch kostengedrag vergroten. De coëfficiënten van de interactie term β2 in model 1 kan worden uitgedrukt als een functie van de overheidsbemoeienis. We breidden model 1 uit om de hypothesen 1 t/m 3 te testen met het volgende modellen (2t/m4):
Model 2: log(SG&Ai,t/SG&Ai,t-1) = β0 + β1 t/m β8 (model 1) + β9log (Salesi,t/Salesi,t-1)*Decrease_Dummyi,t*RestAandeel + β10RestAandeel + i ,t
Model 3: log(SG&Ai,t/SG&Ai,t-1) = β0 + β1 t/m β8 (model 1) + β9log(Salesi,t/Salesi,t-1)*Decrease_Dummyi,t*GoudenAandeel + β10GoudenAandeel + i ,t
Tabel 3 : regressie resultaat, Model 1
Ongestandaardiseerde Coëfficiënten
Gestandaardiseerde Coëfficiënten
Model B Std. Error Bèta t Sig. VIF (Constante) -,041 ,029 -1,423 ,155
β1Log Ratio Sales 1,148 ,113 ,609 10,198 ,000 2,184 β2DecDum* Log(RatioSales) -1,014 ,208 -,316 -4,865 ,000 2,591 β3DecDum* Log(RatioSales)*Activa Intensiteit -,793 ,385 -,103 -2,060 ,040 1,536 β4Activa Intensiteit ,002 ,013 ,007 ,161 ,872 1,141 β5DecDum* Log(RatioSales)* WerknemerIntensiteit -,001 ,000 -,078 -1,766 ,078 1,188 β6WerknemerIntensiteit -2,904E-05 ,000 -,094 -2,130 ,034 1,201 β7Jaar 2001-2006 ,004 ,031 ,011 ,143 ,886 3,665 1 β8Jaar 2007-2012 ,029 ,029 ,078 ,998 ,319 3,786 a. a. Afhankelijke variabele : Log10 (SGAt/SGAt-1)
Model 4: log(SG&Ai,t/SG&Ai,t-1) = β0 + β1 t/m β8 (model 1) + β9log(Salesi,t/Salesi,t-1)*Decrease_Dummyi,t*StrategischeIndustrie + β10StrategischeIndustrie + i ,t
Waar in model twee dus de variabele resterend aandeel van de overheid vergeleken wordt met de mate van asymmetrisch kostengedrag. In model drie zal de variabele met betrekking tot het gouden aandeel vergeleken worden met eventuele versterking van de asymmetrisch kostengedrag. Voor model vier geldt dat de variabele met betrekking tot de strategische industrie erbij wordt gehaald. Continue variabelen die gebruikt zijn in de interactie termen zijn, voordat ze in de analyse zijn meegenomen, gecorrigeerd met het gemiddelde om onder andere multicollineariteit te verminderen en om de hoofdeffecten zo goed mogelijk te laten zien. (Aiken and West 1991)
De resultaten van model twee, waarin met betrekking tot model 1 de variabelen met betrekking tot het aandeel van de overheid extra zijn opgenomen, zijn in tabel 4 te bewonderen. De R - kwadraat van dit model bedraagt 0.22, wat dus betekent dat 22% van de verandering in SG&A kosten door dit model wordt voorspeld.
Tabel 4 : regressie resultaat, Model 2
Ongestandaardiseerde Coëfficiënten
Gestandaardiseerde Coëfficiënten
Model B Std. Error Bèta t Sig. VIF (Constante) -,042 ,029 -1,438 ,151
β1Log Ratio Sales 1,152 ,113 ,611 10,231 ,000 2,196 β2DecDum* Log(RatioSales) -,942 ,214 -,294 -4,393 ,000 2,754 β3DecDum* Log(RatioSales)*Activa Intensiteit -1,020 ,413 -,133 -2,469 ,014 1,781 β4Activa Intensiteit ,000 ,013 ,001 ,028 ,978 1,147 β5DecDum* Log(RatioSales)* WerknemerIntensiteit -,001 ,000 -,083 -1,890 ,059 1,194 β6WerknemerIntensiteit -3,288E-05 ,000 -,107 -2,391 ,017 1,228 β7Jaar 2001-2006 ,006 ,031 ,014 ,179 ,858 3,666 β8Jaar 2007-2012 ,031 ,029 ,083 1,064 ,288 3,791 β9DecDummy*SalesRatio * Aandeel Overheid -,056 ,030 -,081 -1,880 ,061 1,138 1 β10 Aandeel Overheid -1,088 ,686 -,083 -1,586 ,113 1,689
Net als in het eerste model kijken we weer naar de β1 en de β2, waarbij β1 nu de waarde van 0.611 draagt en β2 is -0.294. Beide waarden zijn weer significant op het 1 procent niveau. Deze waarden betekenen echter wel dat het asymmetrisch kostengedrag lager wordt naarmate de overheid een groter aandeel heeft. De kosten stijgen nu met 0.611% wanneer de omzet met 1% stijgt, maar dalen met 0.317 wanneer de omzet met 1% daalt. Het asymmetrisch kostengedrag is iets gedaald. Echter wanneer we naar de samengestelde waarde kijken van aandeel overheid (β9), zien we dat deze significant is op het 10% niveau en een waarde bedraagt van -0.081. Dit betekent dat het asymmetrisch kostengedrag groter is wanneer de overheid een groter aandeel bezit in de onderneming. Dit betekent dat dit model de eerste hypothese ondersteunt waarin wordt verondersteld dat het asymmetrisch kostengedrag groter is naarmate de overheid nog een groter aandeel bezit.
Als we kijken naar model drie (tabel 5) zien we dat daar ten opzichte van model 1 de variabelen met betrekking tot het gouden aandeel in zijn meegenomen. Met een R- kwadraat van 0.213 heeft dit model minder voorspellingskracht dan het tweede model met betrekking tot de verandering in SG&A kosten.
Wederom kijken we eerst naar wat de β1 en β2 doen. β1 geeft in model drie een waarde aan van 0.606 en β2 heeft een waarde van -0.324. Wederom significant op het 1 procent niveau.
Tabel 5 : regressie resultaat, Model 3
Ongestandaardiseerde Coëfficiënten
Gestandaardiseerde Coëfficiënten
Model B Std. Error Bèta t Sig. VIF (Constante) -,043 ,029 -1,468 ,143
β1Log Ratio Sales 1,143 ,113 ,606 10,110 ,000 2,195 β2DecDum* Log(RatioSales) -1,040 ,213 -,324 -4,884 ,000 2,693 β3DecDum* Log(RatioSales)*Activa Intensiteit -,809 ,387 -,105 -2,090 ,037 1,548 β4Activa Intensiteit ,003 ,013 ,010 ,235 ,814 1,180 β5DecDum* Log(RatioSales)* WerknemerIntensiteit -,001 ,000 -,074 -1,650 ,100 1,225 β6WerknemerIntensiteit -2,930E-05 ,000 -,095 -2,144 ,033 1,203 β7Jaar 2001-2006 ,004 ,031 ,010 ,133 ,894 3,670 β8Jaar 2007-2012 ,030 ,029 ,079 1,008 ,314 3,789 β9DecreaseDummy* SalesRatio*gouden aandeel ,008 ,017 ,020 ,470 ,639 1,156 1 β10 Gouden Aandeel ,272 ,441 ,028 ,616 ,538 1,267
Als we dit vergelijken met het eerste model zien we dat het asymmetrisch kostengedrag in dit model iets groter is. Dit komt door de grotere negatieve waarde die β2 krijgt toegekend. Als we kijken naar de samengestelde variabele met betrekking tot het gouden aandeel(β9) zien we dat deze een waarde krijgt toegekend van 0.020. Echter wordt dit verband niet significant gevonden. (significantie waarde van 0.639), waardoor deze variabele geen invloed lijkt te hebben. Deze resultaten steunen de tweede hypothese dus niet waarin in wordt gesteld dat het bezitten van een gouden aandeel door de overheid in een onderneming de mate van asymmetrisch kostengedrag versterkt.
Voor ons vierde model (tabel 6) geldt dat de variabelen met betrekking tot de strategische industrie zijn meegenomen ten opzichte van model 1. Met een R- kwadraat van 0.213 heeft ook dit model weinig extra voorspellingskracht met betrekking tot de verandering in SG&A kosten.
We kijken eerst weer naar wat de β1 en β2 doen. β1 geeft in model vier een waarde aan van 0.606 en β2 heeft een waarde van -0.344. Wederom significant op het laagste niveau. Als we dit vergelijken met het eerste model zien we dat het asymmetrisch kostengedrag in dit model wederom iets groter is. Dit komt door de grotere negatieve waarde die β2 heeft. Als we kijken naar de samengestelde variabele met betrekking tot de strategische industrie (β9) zien we dat
Tabel 6 : regressie resultaat, Model 4
Ongestandaardiseerde Coëfficiënten
Gestandaardiseerde Coëfficiënten
Model B Std. Error Bèta t Sig. VIF (Constante) -,049 ,033 -1,486 ,138
β1Log Ratio Sales 1,143 ,113 ,606 10,091 ,000 2,204 β2DecDum* Log(RatioSales) -1,104 ,282 -,344 -3,908 ,000 4,741 β3DecDum* Log(RatioSales)*Activa Intensiteit -,645 ,521 -,084 -1,239 ,216 2,800 β4Activa Intensiteit ,006 ,015 ,019 ,392 ,695 1,392 β5DecDum* Log(RatioSales)* WerknemerIntensiteit -,001 ,000 -,084 -1,808 ,071 1,317 β6WerknemerIntensiteit -3,075E-05 ,000 -,100 -2,196 ,029 1,262 β7Jaar 2001-2006 ,004 ,031 ,010 ,133 ,894 3,666 β8Jaar 2007-2012 ,029 ,029 ,079 1,004 ,316 3,789 β9DecreaseDummy* SalesRatio*strat. industrie ,010 ,020 ,025 ,526 ,599 1,345 1 β10 Strategische Industrie ,174 ,387 ,046 ,449 ,653 6,409
deze een waarde krijgt toegekend van 0.025. Dit verband wordt echter niet significant gevonden, waardoor deze variabele geen invloed lijkt te hebben. Hoewel het asymmetrisch kostengedrag nu groter is heeft de variabele met betrekking tot de strategische industrie geen extra voorspellingskracht. Deze resultaten steunen de derde hypothese niet. Het feit of de onderneming in een strategische industrie zit lijkt geen invloed te hebben op asymmetrisch kostengedrag.
Tot slot is er nog een totaal model gemaakt met daarin alle variabelen welke zijn te bewonderen in tabel 7. Het model heeft ene voorspellingskracht van 22,3%.
Tabel 7 : regressie resultaat, Totaal Model
Ongestandaardiseerde Coëfficiënten
Gestandaardiseerde Coëfficiënten
Model B Std. Error Bèta t Sig. VIF (Constante) -,059 ,033 -1,766 ,078
β1Log Ratio Sales 1,148 ,113 ,608 10,111 ,000 2,219 β2DecDum* Log(RatioSales) -1,047 ,290 -,326 -3,615 ,000 4,999 β3DecDum* Log(RatioSales)*Activa Intensiteit -,876 ,551 -,114 -1,589 ,113 3,151 β4Activa Intensiteit ,008 ,015 ,025 ,512 ,609 1,435 β5DecDum* Log(RatioSales)* WerknemerIntensiteit -,001 ,000 -,089 -1,844 ,066 1,419 β6WerknemerIntensiteit -3,701E-05 ,000 -,120 -2,582 ,010 1,327 β7Jaar 2001-2006 ,005 ,031 ,012 ,154 ,878 3,671 β8Jaar 2007-2012 ,032 ,029 ,085 1,083 ,279 3,797 β9DecDummy*SalesRatio * Aandeel Overheid -,066 ,031 -,095 -2,086 ,037 1,262 β10 Aandeel Overheid -1,069 ,725 -,082 -1,475 ,141 1,874 β11DecreaseDummy* SalesRatio*gouden aandeel ,005 ,017 ,013 ,293 ,770 1,195 β12 Gouden Aandeel ,055 ,479 ,006 ,114 ,909 1,494 β13DecreaseDummy* SalesRatio*strat. industrie ,021 ,021 ,050 ,994 ,321 1,533 1 β14 Strategische Industrie ,175 ,399 ,046 ,439 ,661 6,839
Als we dan kijken naar wat de β1 en β2 weergeven. Zien we dat β1 een waarde aangeeft van 0.608 en β2 heeft een waarde van -0.326. Wederom significant op het laagste niveau. Vergeleken met eerste model is het asymmetrisch kostengedrag groter geworden. Ook als we kijken naar de extra variabelen met betrekking tot de bemoeienis zien we dat wederom alleen voor de variabele met betrekking tot het aandeel van de overheid een significant negatief verband gevonden wordt van -0.095. Dit keer zelfs op het 5% significantie niveau. Het overheidsaandeel in de onderneming heeft dus een significante versterkende invloed op asymmetrisch kostengedrag. Voor de andere twee variabelen met betrekking tot het asymmetrisch kostengedrag wordt geen relatie gevonden.
5. Discussie
5.1 Conclusie
In dit onderzoek is er gekeken naar de invloed van de overheid op gebied van asymmetrisch kostengedrag. Gebaseerd op eerdere onderzoeken is in dit onderzoek voorspeld dat het resterende aandeel van de overheid in een onderneming van positieve invloed is op asymmetrisch kostengedrag. Dit geldt ook voor het bezitten van een gouden aandeel en het wel of niet van een onderneming bevinden in een strategische industrie. De resultaten laten zien dat er inderdaad sprake is van asymmetrisch kostengedrag in de ondernemingen. Voor alle modellen geldt dit op het 1 procent niveau. Wanneer we dan gaan kijken naar de verschillende variabelen van overheidsbemoeienis, het resterend aandelenbelang, wel of geen gouden aandeel en het feit of de onderneming zich in een strategische industrie bevind, zien we dat alleen voor het resterend aandelenbelang een significante relatie wordt gevonden. Voor wat betreft het asymmetrisch kostengedrag wordt daar een zeer sterk verband in gevonden. Wanneer de omzet met 1% stijgt, stijgen de SG&A kosten met gemiddeld 0.608% mee. Wanneer dan vervolgens de omzet met 1% daalt, dalen de SG&A kosten met slechts 0.282% mee. Er zit dus een flink gat tussen, wat inhoudt dat er aan asymmetrisch kostengedrag wordt gedaan. Om dan vervolgens te kijken naar de hoofdvraag: “Zullen geprivatiseerde
ondernemingen met meer bemoeienis van de overheid meer/ minder of juist evenveel worden geprikkeld om asymmetrisch kostengedrag te verminderen/voorkomen?” , kijken we naar de drie overheidsvariabelen. Het aandeel van de overheid heeft ook een versterkende werking op het asymmetrisch kostengedrag. Uit de resultaten blijkt dat deze een significant verband vindt van -0.095, wat inhoudt dat er per 1% daling in omzet het aandeel belang toevoegend een 0.095% van asymmetrisch kostengedrag laat zien. De kosten dalen 0.095% minder. De reden hiervoor kan dus zijn dat overheid niet altijd naar winstmaximalisatie streeft, maar andere doelen kent, als bijvoorbeeld de werkgelegenheid op peil houden. Hierdoor kunnen er andere beslissingen worden gemaakt die niet altijd leiden tot de beste uitkomst van de aandeelhouders, maar die wel voor het algemeen belang de beste oplossing is.
Waar voor het feit of de overheid een gouden aandeel bezat in een onderneming ook voorspelt werd dat dit een positief effect zou hebben op het asymmetrisch kostengedrag, blijkt dit niet het geval te zijn. Waar gouden aandelen een bepaalde macht is van overheden wat blijkt uit het recht om bestuursleden te benoemen en het veto recht dat ze hebben bij belangrijke bedrijfsbesluiten, zoals bij overnames en de ontbinding van het bedrijf, lijkt deze macht/dit recht geen invloed te hebben op de “kleinere besluiten” die kunnen leiden tot asymmetrisch kostengedrag in de SG&A kosten. Dit valt te verklaren doordat Bortolotti and Faccio (2007) al in hun onderzoek noemen dat de besluiten in het algemeen belang genomen moeten worden. En daarbij zal een bedrijf soms de concurrentie moeten aangaan en daarbij ook moeten snijden in de SG&A kosten. Een gouden aandeel zal alleen worden gebruikt wanneer het om ingrijpende beslissingen gaat en daaronder vallen mogelijk niet direct de “alledaagse” management beslissingen.
Ook het feit of een onderneming zich in een strategische industrie bevind werd in dit onderzoek in verband gelegd met een grotere mate van asymmetrisch kostengedrag. Boubakri (2008) vond in zijn onderzoek dat bedrijven in strategische industrieën vaak teveel personeel kennen en je zou verwachten dat er grote ontslagen zullen volgen door de overheid. Maar om sociale welvaart redenen zij deze ontslagen onuitvoerbaar. Deze bevindingen worden door dit onderzoek niet ondersteund. De SG&A kosten stijgen of dalen niet meer of minder. Wellicht dat overheden inzien dat ook de deels geprivatiseerde ondernemingen in de strategische industrie met elkaar moeten concurreren.
Over het hele onderzoek bekeken kunnen we concluderen dat in bedrijven met meer overheidsbemoeienis een sterkere mate van asymmetrisch kostengedrag voorkomt. Er zal dus niet een extra prikkel zijn die asymmetrisch kostengedrag wil verminderen/voorkomen.