In dit hoofdstuk worden de resultaten van de toetsen gepresenteerd. In hoofdstuk 2 zijn vijf hypotheses geformuleerd. In de vierde paragraaf van hoofdstuk 3 is de methodologie per hypothese uitgezet. In dit hoofdstuk worden de resultaten van elke hypothese in een paragraaf uitgewerkt.
De eerste hypothese stelt de verwachting dat het vaste inkomen van bestuurders in Nederland substantieel toeneemt. Daarom worden de medianen van de mutaties van het vaste inkomen voor de functiecategorieën en de totale groep van bestuurders gepresenteerd. Daarna vindt een mediaantoets plaats om vast te stellen of de medianen van de functiecategorieën afwijken van het inflatiecijfer van de periode. De resultaten van de mediaantoets leidt tot de conclusie of bestuurders aan de meest duidelijke variant van ‘zelfverrijking’ doen. De tweede toets van de eerste paragraaf is een regressie-analyse. Deze toets toont aan of de hoogte van de inflatie invloed heeft op de mutatie van het vaste inkomen en als het causaal verband bestaat, of de invloed positief of negatief is. De resultaten van de toetsen wordt in de eerste paragraaf belicht.
De tweede hypothese gaat in op het toenemen van de korte termijn prestatieafhankelijke beloning. Dit wordt middels een ratio getoetst. Deze ratio is het quotiënt van de korte termijn variabele beloning (bonus) en het vaste inkomen. De ratio meet hoeveel procent van het vaste inkomen de korte termijn variabele beloning bedraagt. In de tweede paragraaf wordt gepresenteerd of de korte termijn prestatieafhankelijke beloning voor de periode 2002 tot en met 2004 toeneemt in Nederland.
De derde hypothese gaat over een lange termijn component van het variabele inkomen. In dit gedeelte van het onderzoek wordt het quotiënt van de toegekende optiewaarde en het vaste inkomen bepaald. Deze ratio meet hoeveel procent van het vaste inkomen de toegekende optiewaarde bedraagt. De bepaalde ratio’s worden per functiecategorie met elkaar vergeleken. Tevens wordt gepresenteerd of het gevonden resultaat ontstaat door een verandering in de procentuele hoeveelheid topbestuurders met een optieregeling, of door een verandering in het niveau van de optieregeling bij topbestuurders met een optieregeling. De bevindingen worden in de derde paragraaf gepresenteerd.
De vierde hypothese stelt dat een positief causaal verband bestaat tussen vast inkomen en leeftijd. Middels een lineaire regressie-analyse wordt per functiegroep en totaalgroep getoetst of leeftijd een verklarende factor is voor het vaste inkomen. De resultaten van de toets worden gepresenteerd in de vierde paragraaf.
De vijfde hypothese stelt dat ‘niet-Nederlanders’ een hogere beloning ontvangen dan Nederlanders in het Nederlandse bedrijfsleven. Het gemiddelde vaste inkomen per functiecategorie en de totale groep van bestuurders van zowel Nederlanders als ‘niet-Nederlanders’ wordt bepaald. Bovendien wordt weergegeven of het verschil tussen Nederlanders en ‘niet-Nederlanders’ significant is. Daarnaast wordt voor het jaar 2004 de totale beloning van Nederlandse en ‘niet-Nederlandse’
bestuurders vergeleken. Tevens wordt aangegeven of de verschillen significant zijn. De bevindingen worden in paragraaf 5 gepresenteerd.
In de zesde paragraaf wordt een mededeling gedaan over de verkrijgbaarheid van de uitwerkingen van de toetsen en worden de uitkomsten van de Mann-Whitney toetsen vergeleken met de uitkomsten van de t-toetsen. In paragraaf 7 wordt een samenvatting van het hoofdstuk gepresenteerd.
4.1 De ontwikkeling van het vaste inkomen
Het antwoord op de vraag of CEO’s, CFO’s en overige bestuurders zichzelf ‘verrijken’ wordt in deze subparagraaf gepresenteerd. De medianen worden in tabel 8 weergegeven.
Tabel 8: Mediaan mutatie van het vaste inkomen
CEO CFO Overig Totaal Inflatie
Periode 1 2,8% 3,6% 1,7% 2,5% 2,1%
Periode 2 1,5% 2,3% 0,9% 1,5% 1,2%
De procentuele stijging van het vaste inkomen is voor alle functiecategorieën in periode 1 groter dan in periode 2. De procentuele toename is voor CFO’s het grootst en voor overige bestuurders het kleinst. Dit komt overeen met de procentuele stijgingen per functiecategorie in het Verenigd Koninkrijk in 2003. De mediaan voor de totale groep van bestuurders is in de eerste periode 0,4% hoger dan de inflatie en in de tweede periode is het verschil 0,3%. Betekent dit geringe verschil dat de medianen van de mutaties van de drie functiecategorieën gelijk is aan het inflatiecijfer van de periode? Om deze vraag te beantwoorden worden twee mediaantoets uitgevoerd. De resultaten van deze toetsen zijn in bijlage 7.5 gepubliceerd. In de eerste periode wordt de nulhypothese verworpen en wordt de alternatieve hypothese geaccepteerd. Dit betekent dat de mediaan van de mutaties van het vaste inkomen voor de drie functiecategorieën anders is dan het inflatiecijfer. In de tweede periode wordt de nulhypothese geaccepteerd. De mediaan van de mutaties van het vaste inkomen per functiecategorie is gelijk aan het inflatiecijfer. De mediaantoets laat een gemengd beeld zien. In de eerste periode zijn de medianen van de functiecategorieën niet gelijk aan het inflatiecijfer. Dit betekent niet dat de mediaan van de mutatie van het vast inkomen van alle functiecategorieën hoger is dan de inflatie. De mediaan van de overige bestuurders is lager dan het inflatiecijfer. De CEO’s en CFO’s hebben een hogere mediaan. Een CEO verdient 0,7% meer dan de inflatie en een CFO 1,5%. In de tweede periode is de mediaan van overige bestuurders ook lager dan het inflatiecijfer, terwijl CEO’s 0,3% meer verdienen dan het inflatiecijfer en CFO’s verdienen 1,1% bovenop de inflatie. In de eerste periode doen CEO’s
em CFO’s aan een beperkte vorm van ‘zelfverrijking’. In de tweede periode doen topbestuurders niet aan de meest duidelijke variant van ‘zelfverrijking’.
De tweede toets is een regressie-analyse. In deze toets staat centraal of een causaal verband bestaat tussen mutatie van het vast inkomen en de inflatie. De regressie-analyse toets leidt tot drie uitwerkingen. In de eerste uitwerking wordt de ‘R Square’ (determinatiecoëfficiënt) vermeld. De determinatiecoëfficiënt is het kwadraat van de meervoudige correlatiecoëfficiënt en geeft weer welk deel van de variantie van de afhankelijke variabele wordt verklaard door de onafhankelijke variabele (Huizing, 2002). In tabel 9 zijn de determinatiecoëfficiënten per functiecategorie weergegeven.
Tabel 9: Determinatiecoëfficiënten mutatie vast inkomen en inflatie
CEO CFO Overig Totaal
0,000 0,076 0,000 0,002
Een determinatiecoëfficiënt van nul betekent niet automatisch dat geen verband bestaat tussen de variabelen. Het betekent dat geen lineair verband bestaat (Huizingh, 2002). De determinatiecoëfficiënt is voor CEO’s, overige bestuurders en de totale groep van bestuurders gelijk aan nul. Bij CFO’s is de determinatiecoëfficiënt 0,076. De tweede uitwerking bevat de resultaten van de uitgevoerde variantie-analyse. Bij deze analyse luidt de nulhypothese dat alle regressiecoëfficiënten, met uitzondering van de constante gelijk zijn aan nul. De alternatieve hypothese stelt dat ten minste één regressiecoëfficiënt ongelijk aan nul is. In tabel 10 is weergegeven of een positief (+) of negatief (-) verband bestaat tussen het vaste inkomen en inflatie en of dat verband significant is.
Tabel 10: Verband tussen mutatie vast inkomen en inflatie
CEO CFO Overig Totaal
Inflatie (+) (+) * (-) (+)
* Significant voor het 0,05 niveau
Het verband tussen mutatie van het vaste inkomen en inflatie is voor CEO’s, CFO’s en de totale groep van bestuurders positief. Bij overige bestuurders is het verband tussen de mutatie van het vaste inkomen en inflatie negatief. Het verband bij CEO’s, overige bestuurders en de totale groep van bestuurders is niet significant. Daarom wordt bij deze categorieën de nulhypothese geaccepteerd; de determinatiecoëfficiënt is voor deze groepen gelijk aan nul. Voor deze functiecategorieën en de totale groep van bestuurders geldt dat de inflatie geen oorzaak vorm voor de mutatie van het vaste inkomen. Het verband is bij CFO’s wel significant. Voor CFO’s wordt de nulhypothese verworpen en de alternatieve hypothese geaccepteerd. De regressiecoëfficiënt is ongelijk aan nul en de inflatie vormt
een verklaring voor de mutatie van het vaste inkomen. De derde uitwerking beschrijft de geschatte regressievergelijking. De regressiecoëfficiënten van CEO’s, overige bestuurders en de totale groep van bestuurders zijn niet ongelijk aan nul, daarom is het niet zinvol om voor hen een regressievergelijking op te stellen. CFO’s hebben wel een regressiecoëfficiënt die ongelijk is aan nul. Daarom wordt voor deze functiecategorie een regressievergelijking uitgewerkt. De regressievergelijking luidt als volgt:
Mutatie vast inkomen CFO = -0,018 + 4,927 x Inflatie
Een regressiecoëfficiënt geeft aan met hoeveel eenheden de afhankelijke variabele toeneemt als de onafhankelijke variabele met één eenheid toeneemt (Huizingh, 2002). De regressiecoëfficiënt is positief en significant voor het 0,05 significantieniveau. Dit betekent dat wanneer de inflatie met één procent toeneemt het vast inkomen van een CFO met 4,927% groeit.
Bij de totale groep van bestuurders, waaronder ook de CFO’s vallen, wordt geen causaal verband vastgesteld. Het deel van de variantie van de mutatie van het vaste inkomen dat bij CFO’s verklaard wordt door de inflatie is met 0,076 beperkt. Daarom luidt de conclusie dat de inflatie geen belangrijke factor is voor de toename van het vaste inkomen.
4.2 De ontwikkeling van de korte termijn prestatieafhankelijke beloning
In de vorige paragraaf zijn geen medianen van mutaties van het vaste inkomen vastgesteld, die substantieel afwijken van het inflatiecijfer. Het vaste inkomen is de variabele in de noemer van de korte termijn ratio. Daarom wordt een verandering van de korte termijn ratio toegeschreven aan de teller. Het korte termijn variabele inkomen.
De eerste toets in deze paragraaf dient vast te stellen of sprake is van een normale verdeling van de populatie in een bepaald jaar. In bijlage 7.6 zijn de bevindingen van de Kolmogorov-Smirnov toetsen voor één variabele van de korte termijn ratio gepresenteerd. De nulhypothese dat de ratio’s normaal verdeeld zijn, wordt voor de drie jaren verworpen. De korte termijn ratio is geen enkel jaar normaal verdeeld. Daarom vindt de niet-parametrische Mann-Whitney toets plaats om vast te stellen of de gemiddelde ratio van een functiegroep en de totaalgroep elk jaar gelijk is. De gemiddeldes per jaar en functiecategorie van de ratio zijn gepresenteerd in tabel 11. Daarbij is ook weergegeven of de gemiddelde ratio van een functiecategorie significant afwijkt van een jaar daarvoor.
Tabel 11: Gemiddeldes van het quotiënt korte termijn variabele inkomen en vast inkomen
CEO CFO Overig Totaal
2002 0,2350 0,1960 0,2094 0,2149
2003 0,2646 0,2138 0,2290 0,2360
2004 0,2757 0,2464 0,2755 * + 0,2698* +
* De vergelijking met een jaar daarvoor is significant voor het 0,05 niveau (eenzijdig) + De vergelijking met twee jaar daarvoor is significant voor het 0,05 niveau (eenzijdig)
De korte termijn beloning neemt bij de functiecategorieën en de totale groep van bestuurders tijdens alle jaren toe. Bij overige bestuurders is de stijging van 2003 naar 2004 significant. De totale groep van bestuurders kent in dezelfde periode ook een significante stijging. Bij de andere functiecategorieën en jaren worden geen significante toenames vastgesteld. Naast de vergelijking met het jaar daarvoor is ook getoetst of in 2004 de gemiddelde ratio hoger is dan in 2002. De overige bestuurders hebben in 2004 significant een hogere ratio dan in 2002. Voor de totale groep van bestuurders geldt dat ook. CEO’s en CFO’s tonen in dezelfde periode geen significante stijging. Dit betekent dat de overige bestuurders en de totale groep van bestuurders in 2004 een significant hogere bonus, afgezet tegen het vaste inkomen, uitgekeerd krijgen dan in 2002. De gemiddelde bonus afgezet tegen het vaste inkomen voor de CEO’s en CFO’s is in die periode ook gestegen, maar deze stijging is niet significant.
Het quotiënt van het korte termijn variabel inkomen en het vaste inkomen toont een stijging voor alle jaren en functiecategorieën. Hoewel de stijging van de ratio niet significant is voor CEO’s en CFO’s, wordt geconcludeerd dat het korte termijn variabele inkomen toeneemt. Dit komt overeen met de verwachting die geformuleerd is in hypothese 2. Hypothese 2 wordt geaccepteerd. Het korte termijn variabele inkomen neemt toe. In paragraaf 4.3 wordt onderzocht of dit ook het geval is voor opties, een lange termijn onderdeel van de beloning.
4.3 De ontwikkeling van het toekennen van opties
In de vorige paragraaf wordt geconcludeerd dat het korte termijn variabele inkomen toeneemt. In dit deel van het onderzoek wordt een lange termijn component van het variabele inkomen onderzocht. Het quotiënt van de optiewaarde en het vaste inkomen wordt bepaald. Om te bepalen of aan de tweede veronderstelling van de parametrische t-toets voldaan wordt, vinden Kolmonogorov-Smirnov toetsen voor één variabele plaats. De resultaten van deze toetsen zijn weergegeven in bijlage 7.7. De nulhypothese, dat de populatie van het quotiënt van optiewaarde en vast inkomen normaal verdeeld is, wordt voor alle jaren verworpen. De alternatieve hypothese, dat de populatie niet normaal verdeeld is, wordt aangenomen. De populatie van de ratio is niet normaal verdeeld. De tweede veronderstelling
van de parametrische t-toets wordt verworpen. Daarom wordt de niet-parametrische Mann-Whitney toets uitgevoerd. In tabel 12 zijn de bevindingen van de toets weergegeven.
Tabel 12: Gemiddeldes van het totale quotiënt optiewaarde en vast inkomen
CEO CFO Overig Totaal
2002 0,4158 0,4246 0,4325 0,4259
2003 0,2527 0,2055 * 0,2856 * 0,2606 *
2004 0,2668 + 0,2627 + 0,3549 + 0,3098 +
* De vergelijking met een jaar daarvoor is significant voor het 0,05 niveau (tweezijdig) + De vergelijking met twee jaar daarvoor is significant voor het 0,05 niveau (tweezijdig)
De relatieve beloning in opties neemt in de periode van 2002 naar 2003 af. Deze daling is significant voor CFO’s, overige bestuurders en de totale groep van bestuurders. In de periode van 2003 naar 2004 neemt het quotiënt van optiewaarde en vast inkomen toe. Deze stijging is voor geen van de groepen significant. In de periode van 2002 naar 2004 daalt de relatieve beloning in opties. Deze daling is significant voor alle categorieën.
Is de daling van de ratio te verklaren door de afname van de procentuele hoeveelheid topbestuurders die gedurende een verslagjaar een optiepakket toegekend krijgen? In tabel 13 is per functiecategorie weergegeven welk percentage van de topbestuurders een optiepakket ontvangt in een bepaald jaar.
Tabel 13: Percentage van topbestuurders met een optieregeling
CEO CFO Overig Totaal
2002 63,5% 74,2% 72,1% 69,8%
2003 67,3% 67,6% 67,3% 67,4%
2004 48,3% 53,8% 57,1% 53,8%
In de periode van 2002 naar 2003 daalt het percentage topbestuurders met een optieregeling bij CFO’s, overige bestuurders en de totale groep van bestuurders met een klein percentage. Bij CEO’s neemt het relatieve aantal topbestuurders met een optieregeling toe. Van 2003 naar 2004 dalen de relatieve hoeveelheid optieregelingen van topbestuurders aanzienlijk. In tabel 14 zijn de gemiddelde quotiënten van de optiewaarde en het vaste inkomen weergegeven, voor topbestuurders met een optieregeling.
Tabel 14: Gemiddeldes van het quotiënt optiewaarde en vast inkomen voor bestuurders met een optieregeling
CEO CFO Overig Totaal
2002 0,6552 0,5722 0,5999 0,6100
2003 0,3754 * 0,3042 * 0,4241 * 0,3868 *
2004 0,5520 0,4878 0,6211 0,5758 * +
* De vergelijking met een jaar daarvoor is significant voor het 0,05 niveau (tweezijdig) + De vergelijking met twee jaar daarvoor is significant voor het 0,05 niveau (tweezijdig)
De daling van het quotiënt is voor bestuurders met een optieregeling van 2002 naar 2003 substantieel en significant voor de functiecategorieën en de totale groep van bestuurders. In de jaren 2003 en 2004 neemt de ratio toe. Deze toename is voor geen van de functiecategorieën significant. Bij de totale groep van bestuurders is de ratio wel significant. De ratio van CEO’s en CFO’s daalt in de periode 2002 en 2004. De ratio van overige bestuurders stijgt marginaal. De mutaties van de ratio’s van de functiecategorieën zijn niet significant. Bij de totale groep van bestuurders daalt de ratio. Deze daling is significant voor het 0,05 significantieniveau.
De totale relatieve beloning in opties is gedurende 2002 tot en met 2004 gedaald. Deze bevinding is voor alle functiecategorieën en de totale groep van bestuurders significant. De daling van de ratio wordt in 2002 tot en met 2003 verklaard door de substantiële daling van de waarde van de optiepakketten, die topbestuurders met een optieregeling ontvangen. Ondanks de substantiële daling in de periode van 2003 en 2004 van het aantal topbestuurders dat een optieregeling heeft, neemt de totale gemiddelde ratio toe. Dit is te verklaren door een stijging van de waarde van de optiepakketten bij topbestuurders, die een optieregeling hebben. Dit laatste komt overeen met de situatie in het Verenigd Koninkrijk (www.deloitte.com).
De derde hypothese wordt verworpen. De totale beloning in opties neemt significant af voor de periode van 2002 tot en met 2004. In de periode van 2003 en 2004 neemt de hoeveelheid topbestuurders met een optieregeling af. De topbestuurders met een optieregeling ontvangen in 2004 gemiddeld een groter optiepakket dan in 2003.
4.4 Het verband tussen leeftijd en het vaste inkomen
In deze paragraaf worden de resultaten van de lineaire regressie-analyse gepresenteerd. In tabel 15 zijn de kwadraten van de meervoudige correlatiecoëfficiënten (determinatiecoëfficiënten) weergegeven. Het kwadraat van de meervoudige correlatiecoëfficiënten geeft weer welk deel van de variantie van de afhankelijke variabele wordt verklaard door de onafhankele variabele (Huizingh, 2002). In dit geval het vaste inkomen dat verklaard wordt door de leeftijd van een topbestuurder.
Tabel 15: Determinatiecoëfficiënten leeftijd en vast inkomen
CEO CFO Overig Totaal
2002 0,002 0,149 0,027 0,002
2003 0,008 0,226 0,000 0,029
2004 0,006 0,101 0,023 0,036
De determinatiecoëfficiënten zijn voor CEO’s, overige bestuurders en de totale groep van bestuurders marginaal. CFO’s hebben wel een substantieel determinatiecoëfficiënt. Bij CFO’s wordt een substantieel gedeelte van het vaste inkomen verklaard door de leeftijd van de topbestuurder. In tabel 16 wordt weergegeven of de verbanden positief (+) of negatief (-) zijn en of het verband significant is.
Tabel 16: Verband tussen leeftijd en vast inkomen
CEO CFO Overig Totaal
2002 (+) (+) * (-) (+)
2003 (+) (+) ** (+) (+) *
2004 (+) (+) (+) (+) **
* Significant voor het 0,05 niveau ** Significant voor het 0,01 niveau
Een hogere leeftijd leidt voor bijna alle functiecategorieën en de totale groep van bestuurders tot een hoger vast inkomen. De uitzondering zijn de overige bestuurders in 2002. Daar wordt een negatief verband gevonden tussen vast inkomen en leeftijd. Bij CFO’s is het positieve verband voor de jaren 2002 en 2003 significant. De totale groep van bestuurders is in 2003 en 2004 significant positief.
Bij CFO’s is leeftijd een belangrijke factor in de bepaling van het vaste inkomen. De relatie tussen het vaste inkomen en leeftijd is positief. Bij de totale groep van bestuurders wordt ook een significant positieve lineaire relatie vastgesteld. Bij deze groep is het gedeelte van het vaste inkomen dat door leeftijd verklaard wordt, marginaal. Daarom wordt gesteld dat alleen bij CFO’s de leeftijd een belangrijke verklarende factor is voor het vaste inkomen.
4.5 Vergelijking van de beloning van Nederlanders en ‘niet-Nederlanders’
In deze paragraaf staat centraal of ‘niet-Nederlanders’ een hoger vast inkomen ontvangen dan Nederlanders. Middels een Kolmogorov-Smirnov toets voor één variabele wordt vastgesteld of voldaan wordt aan de veronderstelling van de t-toets dat het vast inkomen normaal verdeeld is. De resultaten van de Kolmogorov-Smirnov toetsen zijn gepresenteerd in bijlage 7.8. De nulhypothese dat het vast inkomen normaal verdeeld is, wordt voor de jaren 2002, 2003 en 2004 verworpen. De variabele, vast inkomen, is niet normaal verdeeld. Daarom wordt de niet-parametrische Mann-Whitney
toets uitgevoerd om vast te stellen of ‘niet-Nederlanders’ een hoger vast inkomen hebben dan Nederlanders. De resultaten van de Mann-Whitney toets zijn gepresenteerd in tabel 17.
Tabel 17: Gemiddeld vast inkomen Nederlanders versus ‘niet-Nederlanders’
CEO CFO Overig Totaal
Nederlands Anders Nederlands Anders Nederlands Anders Nederlands Anders 2002 475.351** 862.552 356.141* 475.649 408.931** 618.816 421.985** 638.463 2003 520.124** 903.595 367.469* 502.050 409.892** 605.129 437.818** 631.431 2004 505.505** 807.659 380.142* 578.359 404.395** 550.144 434.030** 602.922 * Significant voor het 0,05 niveau (eenzijdig)
** Significant voor het 0,01 niveau (eenzijdig)
Binnen de categorieën is een verdeling gemaakt naar Nederlands en ‘niet-Nederlands’. In de kolom Nederlands is weergegeven of ‘niet-Nederlanders’ significant meer verdienen dan Nederlanders. De Mann-Whitney toets toont aan dat ‘niet-Nederlanders’ in de jaren 2002, 2003 en 2004 in alle functiecategorieën en de totale groep van bestuurders een significant hoger vast inkomen dan Nederlanders ontvangen.
De resultaten bieden een sterk bewijs. ‘Niet-Nederlanders’ ontvangen in het Nederlandse bedrijfsleven een significant hoger vast inkomen dan Nederlanders. Dit komt overeen met de stelling van hypothese 5. Hypothese 5 wordt geaccepteerd. De verschillen in het vaste inkomen van ‘niet-Nederlanders’ en Nederlanders zijn substantieel. Het vaste inkomen is een onderdeel van de totale