29 juni 2015 dhr. R.H. Kleinknecht MSc Bachelorscriptie Bachelorscriptie Studiejaar 2014/2015 Semester 2, periode 3
Salarissen binnen de top van het Nederlandse bedrijfsleven
Zijn de bedrijfsprestaties van invloed op het prestatiegerichte salaris van CEO’s en wat is het effect van de crisis op deze invloed?
Faculteit Economie en Bedrijfskunde
Statement of originality
This document is written by Max Alexander Slagt who declares to take full
responsibility for the contents of this document.
I declare that the text and the work presented in this document is original and that no
sources other than those mentioned in the text and its references have been used in
creating it.
The Faculty of Economics and Business is responsible solely for the supervision of
completion of the work, not for the contents.
Abstract
Dit onderzoek richt zich op de relatie tussen bedrijfsprestaties en het variabele deel van CEO-‐ salarissen. De dataset is gecreëerd aan de hand van publieke informatie over bedrijf
gerelateerde variabelen. Er wordt onderzocht of de bedrijfsprestaties significante invloed hebben op het variabele salaris van een CEO. Daarnaast wordt onderzocht wat het effect van de crisis is op deze relatie. De uitkomst is dat de verandering in winst van significante invloed is op de verandering in het variabele deel van het salaris. Deze invloed is significant sterker geworden door de crisis. Voor de invloed van de aandeelhouderswaarde op de verandering in het variabele deel van het salaris wordt geen significantie gevonden.
Inhoudsopgave
I. Introductie………..…..………5
II. Theoretisch kader……..…...….………6
III. Hypotheses…..…….…..…..………...………9
IV. Methodologie………...…………...………...11
V. Resultaten……...……..….………...16
VI. Discussie………..……….………...21
VII. Conclusie…….……….…...………..………...23
VIII. Referenties.……….……..………...24
IX. Appendix.………..……….……..………...26
I. Introductie
Onlangs leek alle onderdrukte woede van de Nederlandse bevolking jegens hoge salarissen en bonussen in één keer vrij te komen. Op donderdag 19 maart publiceerde ING haar jaarverslag waarin het bedrijf rapporteerde de salarissen van de top te zullen verhogen. Voor de CEO, Ralph Hamers, betekende dit een vooruitgang van bijna dertig procent (Financieel Dagblad, 2015). ING verdedigde deze verhoging door te stellen dat het ter compensatie geldt voor de lagere bonus, die het gevolg is van nieuwe wetgeving omtrent het bonusplafond. Vervolgens was het op vrijdag 20 maart de beurt aan ABN Amro om het jaarverslag te publiceren. In navolging van ING, verhoogde ook ABN Amro de salarissen voor de top, wat voor een hoop maatschappelijke onrust zorgde. SP-‐Kamerlid Arnold Merkies noemde de salarisverhoging ‘schaamteloos’ en Minister van Financiën Jeroen Dijsselbloem stelde de gang van zaken ‘niet met plezier te verdedigen’. Gerrit Zalm, wiens salaris overigens niet was verhoogd, verdedigde het besluit door te stellen dat de verhoging binnen de afgesproken grenzen bleef; grenzen die waren goedgekeurd door de Tweede Kamer (Horde, 2015). Ook de vakbonden reageerden woedend. CNV stelde in een reactie dat "de top van ING zichzelf weer ouderwets goed beloont. Schaamteloos is het. De graaicultuur lijkt terug van weggeweest." Vakbond de Unie noemde de verhoging bij ABN Amro ‘sprinkhanengedrag’ en stelt dat er de afgelopen jaren juist veel personeel ontslagen is en de lonen constant gebleven zijn (NOS, 2015).
De onlangs ontstane onrust richt zich vooral op financiële instellingen. Dit komt in de eerste plaats omdat zij als schuldige worden gezien van de kredietcrisis. (NOS, 2015; Financieel Dagblad, 2015). Er is echter niet alleen een groeiende mate van afkeer tegen salarissen binnen financiële instellingen. Volgens Vermeend en Ploeg (2014) groeit ook de maatschappelijke onrust over de salarissen en bonussen in de rest van het bedrijfsleven. Zij stellen dat in de afgelopen decennia de verschillen in het salaris tussen de hoogst-‐ en laagstbetaalde werknemer van een bedrijf fors zijn gestegen. Deze verschillen zijn grotendeels te wijten aan hoge bonussen, die vaak afhangen van een stijgende winst of een stijgend aandeel. Dekker en Uffelen (2014) concluderen dat de top van Nederlandse AEX-‐bedrijven 51 keer zoveel krijgt als het salaris van een gemiddelde werknemer. Dit is recent sterk gestegen, daar de factor vijf jaar geleden nog onder de 40 lag.
Door de toenemende maatschappelijke onrust over hoge salarissen en bonussen in de top moet er een onafhankelijke analyse van deze beloningen komen. Dit onderzoek heeft een sociaal-‐maatschappelijke waarde en is bedoeld voor iedereen in Nederland of daarbuiten die een inzicht wil krijgen in de verdiensten van Nederlandse CEO’s van topbedrijven. In dit onderzoek zal dit worden gedaan door de beloningsstructuur van CEO’s door de jaren heen in kaart te brengen. Er wordt vervolgens gekeken wat de relatie is tussen de bedrijfsprestaties en de beloning van een CEO. De fundering van deze relatie ligt in de principaal-‐agenttheorie. Door bedrijfsprestaties te linken aan de beloning van een CEO worden de belangen van de CEO gelijkgesteld aan die van de aandeelhouders (Murphy, 1999). Met deze stelling als basis zal worden onderzocht of het prestatiegerichte salaris stijgt zodra de bedrijfsprestaties verbeteren. Vervolgens zal worden gekeken of deze relatie is veranderd door de crisis. Veel academici hebben na de crisis geconcludeerd dat een prestatiegericht salaris niet goed is voor de
bedrijfsprestaties omdat het risicovol gedrag in de hand zou werken (Kirckpatrick, 2009; Low, 2009; Cheng et al., 2010; Chesney et al., 2012; Gabaix, Landier & Sauvagnat, 2013). Dit zou betekenen dat als men geleerd heeft van de crisis, de bonus tegenwoordig minder sterk van de bedrijfsprestatie moet afhangen (Kirckpatrick, 2009). In dit paper zal worden onderzocht of er daadwerkelijk iets is veranderd na de crisis.
Er zal in het komende hoofdstuk eerst een beschrijving komen van deze principaal-‐ agenttheorie. Vervolgens zal een schets worden gegeven van de beschikbare theorie die tot heden de relatie tussen bedrijfsprestaties en het salaris van de CEO beschrijft. Omdat dit onderzoek zich focust op bedrijven binnen Nederland, zullen ook de toonaangevende
onderzoeken over deze relatie binnen Nederland worden beschouwd. Na dit hoofdstuk over al bestaande theorie zal worden omschreven hoe dit onderzoek zal worden uitgevoerd. Daarnaast zullen ook de hypotheses opgesteld worden die in dit onderzoek getoetst worden. Vervolgens zullen alle uitkomsten van het onderzoek worden beschreven in het hoofdstuk ‘Resultaten’. Hier zullen naast de regressies van Stata ook correlaties tussen de verschillende variabelen aan bod komen. Hierna zullen in de discussie deze resultaten besproken worden. Ook wordt hier een voorstel tot verder onderzoek gedaan. In de conclusie wordt een samenvatting gegeven van het verrichtte onderzoek. Achterin het paper zijn de referenties en bijlagen genoteerd.
II. Theoretisch kader
II.I Principaal-‐agenttheorie
De principaal-‐agenttheorie komt voort uit de bevindingen van Berle en Means (1932). Zij waren de eersten die problemen zagen in de scheiding tussen eigendom en controle binnen
Amerikaanse bedrijven. Zij waarschuwden dat de ‘controlerende mensen’ (lees: bestuurders) binnen bedrijven een grote economische macht zouden gaan vormen omdat ze te ver af stonden van zowel aandeelhouders als de maatschappij. Door deze afstand zou er onvoldoende controle op de bestuurders zijn. Deze theoretische onderbouwing van de problemen tussen eigendom en controle werd door Jensen en Meckling (1976) omgezet in de principaal-‐agenttheorie. Deze theorie gaat ervan uit dat er een relatie is tussen een principaal en een agent wanneer zij een contract sluiten. In dit contract huurt één partij (de principaal) de andere partij (de agent) in om namens hem een dienst uit te voeren, waarbij er autoriteit wordt verleend aan de agent om zelf bepaalde beslissingen te nemen. Binnen beursgenoteerde bedrijven zijn eigendom en controle gescheiden. Vaak zijn vele aandeelhouders, die allen verschillende belangen en voorkeuren hebben, (deels) eigenaar van een bedrijf. Om het bedrijf bestuurbaar te houden, huren de aandeelhouders een manager (de CEO) in die voldoende kennis en capaciteiten heeft om het bedrijf te leiden, en om de waarde voor de aandeelhouders te maximaliseren. Deze relatie tussen aandeelhouders en de manager kan worden gezien als een principaal-‐agentrelatie waarin de aandeelhouders autoriteit aan de manager verlenen om zelfstandig te opereren.
Jensen en Meckling (1976) stelden dat een relatie tussen principaal en agent problemen kan opleveren als er voor beide partijen verschillende belangen spelen. Het belangrijkste doel voor aandeelhouders is om de waarde van hun investering te maximaliseren. Het belangrijkste doel van een CEO is echter het maximaliseren van zijn persoonlijke waarde, waar onder andere salaris en persoonlijke ontwikkeling bij horen. Hieruit kan worden afgeleid dat een CEO niet altijd hoeft te handelen in de best mogelijke manier voor de aandeelhouders. Als
aandeelhouders een contract gaan sluiten met een CEO, zijn beide partijen tot op het zelfde niveau geïnformeerd. Zodra het contract echter is gesloten, ontstaat er asymmetrische informatie omdat agenten meer informatie hebben over hun handelen dan principalen. Als er namelijk wel symmetrische informatie aanwezig zou zijn, zou er een contract worden opgesteld met daarin specifieke acties die de agent zou moeten uitvoeren in bepaalde situaties (Jensen & Murphy, 1990). Omdat een CEO autoriteit heeft om beslissingen te nemen kan er een ‘moral hazard’ ontstaan. Een ‘moral hazard’ is een bekende term in de economische theorie en is deels
af te leiden uit de principaal-‐agenttheorie. Het is een situatie waarin een partij de neiging heeft om meer risico te nemen, omdat deze partij weet dat de potentiele kosten, die met het risico gemoeid zijn, door anderen gedragen zullen moeten worden. Dit komt terug binnen een beursgenoteerd bedrijf omdat het handelen van de CEO bepaalde risico’s met zich mee brengt die uiteindelijk ten deel vallen aan de aandeelhouders. Als de CEO een beslissing neemt
waardoor het bedrijf verliest leidt, voelen de aandeelhouders dit in hun portemonnee en niet de CEO.
Binnen de literatuur is de belangrijkste oplossing van het probleem binnen de principaal-‐agenttheorie het salaris afhankelijk te maken van bedrijfsprestaties (Jensen en Murphy, 1990). Zij stellen dat een bepaald beleid de juiste motivatie voor CEO’s kan creëren waardoor de belangen van aandeelhouders en CEO’s meer op één lijn komen te liggen. De CEO moet ten eerste een substantieel aantal aandelen in zijn/haar bezit krijgen. Verder moet het salaris van de CEO worden gelinkt aan bedrijfsprestaties. Ook moeten slechte bedrijfsprestaties tot het ontslag van de CEO leiden. De principaal moet volgens Murphy (1990) ervoor zorgen dat het beloningspakket van de CEO dusdanig is gestructureerd dat het de belangen van beide partijen gelijkstelt. Murphy (1999) heeft de beloningsstructuur van CEO’s opgedeeld in
componenten. Ten eerste ontvangen CEO’s een basissalaris. Dit deel van het salaris wordt in de regel opgesteld aan de hand van wat gebruikelijk is in de industrie. Dit wordt gedaan om te voorkomen dat CEO’s weglopen naar concurrenten. Ten tweede is er een jaarlijkse bonus die gebaseerd is op de bedrijfsprestaties van dat jaar. Ten derde is het salaris in de vorm van aandelen een belangrijk onderdeel. Dit is ook vaak gelinkt aan bedrijfsprestaties. De jaarlijkse bonus en het salaris in de vorm van aandelen moeten ervoor zorgen dat de belangen van de CEO dichter bij die van de aandeelhouders komen te liggen. Hiermee vormt dit deel van het salaris een oplossing voor het probleem van verschillende belangen binnen de principaal-‐agenttheorie. Door bedrijfsprestaties te linken aan het prestatiegerichte deel van het salaris zou de CEO grotendeels gaan handelen in het belang van zowel zichzelf als dat van de aandeelhouders (Murphy, 1990). In de volgende paragraaf zal er een samenvatting worden gegeven van bestaande literatuur over de relatie tussen bedrijfsprestaties en het salaris van de CEO.
II.II ‘Pay for performance’ studies
Veel CEO’s verdienen op één dag meer dan de gemiddelde werknemer van datzelfde bedrijf in een jaar verdient (Connelly, Haynes, Tihanyi, Gamache & Devers, 2013). Er is veel literatuur die laat zien dat salarissen van CEO’s over de jaren heen zijn gestegen. Frydman en Saks (2010) stellen dat, tussen 1970 en 2005, de salarissen van bestuursleden van de vijftig grootste Amerikaanse bedrijven sterk zijn toegenomen. Ook concluderen zij dat bonussen, die worden uitgekeerd als er aan bepaalde verwachtingen is voldaan, sterk zijn gestegen. Hetzelfde wordt gevonden door Bebchuk en Grinstein (2005). Zij zien tussen 1993 en 2003 een sterke toename van het salaris van bestuurders. Zij voegen hier echter aan toe dat deze stijging van het salaris veel groter is dan bijvoorbeeld de stijging in de marktkapitalisatie van een bedrijf. Deze laatste vondst, het salaris in relatie tot de marktkapitalisatie, hoort bij een uitgebreide categorie in de literatuur. Er is veel geschreven wat betreft beloningen van CEO’s in relatie tot andere
variabelen die binnen een bedrijf een rol spelen. Core, Holthausen en Larcker (1999) vinden bijvoorbeeld een significante relatie tussen het aantal commissarissen binnen een bedrijf en de hoogte van het salaris van de CEO. De controlerende functie van de commissarissen wordt namelijk minder effectief naarmate het aantal commissarissen stijgt (Core et al., 1999). Tosi, Werner, Katz en Gomez-‐Mejia (2000) stellen dat er een positieve relatie geldt voor de grootte
van een bedrijf en het salaris van het management.
Als het echter gaat over de relatie tussen het salaris van de CEO en de prestaties van een bedrijf heersen er veel tegenstrijdigheden. Murphy (1985) heeft in de vorige eeuw laten zien dat er geen rationele basis geldt voor de compensatie die CEO’s ontvangen. Hier tegenin gingen Kerr en Bettis (1987) die aan de hand van een regressieonderzoek vonden dat er een sterke positieve relatie was tussen de verandering in aandeelhouderswaarde en de beloning van CEO’s. Tosi et al. (2000) stellen dat er nauwelijks een relatie is tussen bedrijfsprestaties en het salaris van de CEO. Ze concluderen dat enkel vier procent van de variatie in een CEO-‐salaris wordt verklaard door de verandering in bedrijfsprestaties. Ook Ozkan (2011) vindt een relatie tussen het salaris van de CEO en de aandeelhouderswaarde te verwaarlozen. De sterkte van deze relatie wordt echter wel vergroot naarmate commissarissen meer macht hebben binnen een bedrijf (Van Essen, Otten & Carberry, 2012).
Cornelisse, Duffhues en Kabir (2005) hebben 82 bedrijven, die in Amsterdam
beursgenoteerd waren in het jaar 2002, onderzocht op de relatie tussen salaris voor de top en bedrijfsprestaties. Ze vonden geen significante relatie hiertussen, maar het onderzoek is niet waterdicht. Zij hebben aandelen die bestuursleden verkregen voor hun werk niet meegenomen in het onderzoek en ook is er maar één enkel jaar onderzocht. Ees, Laan, Engesaeth en Selker (2007) hebben deze aandelen wel meegenomen en kijken naar meerdere jaren: 2002-‐2006. Ze vonden een significant positieve relatie tussen de bonus voor bestuursvoorzitters en de omzet en winst van een bedrijf. Er werd een kleine niet significante relatie gevonden tussen totale compensatie en aandeelhouderswaarde. Ook vonden ze een sterke correlatie tussen toekenning van aandelen en opties aan het bestuur en de creatie van aandeelhouderswaarde. Mertens, Knop en Strootman (2007) vonden een significant positieve relatie tussen de jaarlijkse bonus en prestaties bij Nederlandse beursfondsen.
II.III De financiële crisis
De financiële crisis van 2007 en 2008 wordt na de grote depressie in de jaren ’30 gezien als de ergste periode van financiële malaise. Er is veel onderzoek gedaan naar de invloed van bepaalde beloningsstructuren van CEO’s op het in de hand werken van overmatig risicovol handelen. Chesney, Stromberg en Wagner (2012) kaarten aan dat over het algemeen CEO’s volledig profiteren als risico’s goed uitpakken. Als zij een risicovolle beslissing nemen die uiteindelijk meer winst oplevert, krijgt de CEO extra bonussen. Als een risicovolle handeling echter tegenovergesteld werkt, krijgt een CEO weliswaar minder bonus maar hij/zij zal nooit
persoonlijk financieel verantwoordelijk zijn. Deze tegenstelling, wel profiteren als het goed gaat maar niet geraakt worden als het slecht gaat, heeft er voor gezorgd dat CEO’s meer risico nemen dan gezond is voor het bedrijf. Bhattacharyya en Purnanandam (2011) concluderen dit ook in hun onderzoek. Zij zeggen dat in hun sample veel bonussen van CEO’s afhingen van de earnings per share. Het was dus in het belang van de CEO om de korte termijnswinst op te krikken. Om dit te bewerkstelligen namen deze CEO’s vaak systematisch meer risico.
De fout in de beloningsstructuur, die het nemen van risico aanmoedigt, heeft onder andere de crisis teweeg gebracht en zou voorkomen moeten worden. Dit zou bijvoorbeeld kunnen door een hoger vast salaris in plaats van een bonus te geven. Kirckpatrick (2009) sluit zich hierbij aan door te stellen dat de betalingsstructuur van CEO’s niet past bij de strategie en risico-‐gevoeligheid van bedrijven. Dit wordt ook beaamd door Cheng, Hong en Scheinkman (2010) die ook stellen dat bonussen risicovol gedrag in de hand werken. Zij laten zien dat dit door verschillende overheden wordt onderschreven. Zo concludeerde een parlementaire
commissie die de crisis onderzocht in het Verenigd Koninkrijk: “Bonus-‐driven remuneration structures encouraged reckless and excessive risk-‐taking”.
De stelling dat salaris in de vorm van bonussen excessief risicovol gedrag in de hand werkt en daarmee niet goed is voor de prestaties van het bedrijf komt vaak terug in de literatuur na de uitbraak van de crisis (Kirckpatrick, 2009; Low, 2009; Cheng et al., 2010; Chesney et al., 2012; Gabaix, Landier & Sauvagnat, 2013). De bedrijven zouden hiervan moeten leren en hun beloningsbeleid aan moeten passen volgens Kirckpatrick (2009). Er is weinig empirisch onderzoek naar de directe invloed van de crisis. Een enkel onderzoek van Barontini, Bozzi, Ferrarini en Ungureanu (2013) laat zien dat tussen 2007 en 2010 het aandeel van geldbonussen als onderdeel van totale compensatie is gedaald van 60% naar 54% onder Europese CEO’s.
III. Hypotheses
III.I Hypothese 1: De relatie tussen bedrijfsprestaties en prestatiegericht salaris
De fundering van de relatie tussen bedrijfsprestaties en het salaris van de CEO ligt in de principaal-‐agenttheorie (Murphy, 1999). Omdat er in de literatuur de grootste tegenstellingen bestaan op het gebied van de relatie tussen CEO salaris en bedrijfsprestaties, zal dit onderzoek zich daarop richten. Om de onderzoeksvraag te beantwoorden, zijn er hypotheses opgesteld. Ees et al. (2007) vonden een positieve relatie tussen de bonus en de omzet/winst. Dit strookt niet met de bevindingen van Tosi et al. (2000) dat er nauwelijks een relatie is tussen
bedrijfsprestaties en het salaris van de CEO. Deze tegenstrijdigheid zou kunnen liggen aan het feit dat de twee onderzoeken verschillende samples in een verschillende tijd hebben gebruikt. Dit zou kunnen betekenen dat resultaten over tijd verschillen, wat het noodzakelijk maakt dat deze relatie opnieuw getest wordt. Onder bedrijfsprestaties zullen twee variabelen getoetst gaan worden. Deze variabelen zijn de winst en de aandeelhouderswaarde. De winst geeft een reëel beeld van de prestatie van het bedrijf omdat dan ook de kosten worden meegenomen. Naast winst is ook aandeelhouderswaarde een belangrijke graadmeter van hoe een bedrijf presteert (Kerr & Bettis, 1987; Bebchuk & Fried, 2005; Mertens et al., 2007). Mertens et al. (2007) stellen dat de verandering in beloning van de CEO voornamelijk afhangt van de verandering in aandeelhouderswaarde. Ook Kerr en Bettis (1987) vonden al een positieve relatie tussen deze twee variabelen. Ozkan (2011) laat echter zien dat de relatie tussen een CEO salaris en aandeelhouderswaarde te verwaarlozen valt. De aandeelhouderswaarde of rendement van de aandeelhouders wordt berekend door het verschil in aandeelwaarde binnen één jaar op te tellen bij het in dat jaar uitgekeerde dividend. Door de principaal-‐agenttheorie wordt
verwacht dat CEO’s gemotiveerd worden om in het belang van de aandeelhouders te handelen. Dit gebeurt volgens Murphy (1999) vooral door de CEO zowel met een geldelijke bonus als met aandelen te belonen. Daarom zal de relatie tussen bedrijfsprestaties en het prestatiegerichte salaris van de CEO onderzocht worden. Dit prestatiegerichte salaris bestaat uit de jaarlijkse geldelijke bonus en de aandelen die de CEO heeft ontvangen. Uit voorgaande theorie nemen wij aan dat CEO’s een hoger prestatiegericht salaris krijgen als de bedrijfsprestaties verbeteren om de belangen van aandeelhouders en CEO’s gelijk te stellen. Hierbij hoort hypothese 1:
H1: Als de bedrijfsprestaties verbeteren, stijgt het prestatiegerichte salaris van de CEO.
Hypothese 1 is in enige vorm al getest maar toch zal het in dit onderzoek opnieuw gedaan worden. Alle data die in de aangehaalde literatuur is gebruikt, is van voor 2007 en
vertoont niet een eenduidig antwoord. Door de vele tegenstrijdigheden moet er uitsluitsel komen voor de sample die in dit onderzoek gebruikt wordt. Ook is er inmiddels zeven jaar aan nieuwe data bij gekomen en dit kan tot nieuwe inzichten leiden. Ook richten voorgaande onderzoeken binnen Nederland zich op veel kortere periodes (ongeveer 4 jaar) in plaats van de 11 jaar die in dit onderzoek zal worden gebruikt. Door de tijdsperiode te verlengen kan er een beter beeld geschetst worden van de relatie tussen beloningen en prestaties van een bedrijf.
III.II Hypothese 2: De invloed van de crisis
Ook zal getest worden in hoeverre de crisis effect heeft gehad op de relatie die bij hypothese 1 getoetst is. De literatuur stelt dat prestatiegericht salaris ervoor zorgt dat bestuursleden te veel risico’s nemen en dat deze risico’s mede de crisis hebben veroorzaakt (Low, 2009; Cheng et al., 2010; Gabaix, Landier & Sauvagnat, 2013). Zo benadrukt Kirchpatrick (2009) dat de bonussen als onderdeel van de gehele betalingsstructuur niet in verhouding stonden tot de risico-‐
gevoeligheid van een bedrijf. Als bedrijven van de crisis hebben geleerd, zouden zij hun beleid omtrent bonussen na de uitbraak van de crisis aangepast moeten hebben. Bedrijven moeten hun CEO’s minder hoge beloningen in het vooruitzicht stellen bij bepaalde bedrijfsprestaties. Dit betekent dat de sterkte van de relatie tussen salaris en prestatie omlaag moet (Kirchpatrick, 2009). Er is echter nog weinig empirisch onderzoek naar verschillen in beloningen van voor én na de crisis. Een enkel onderzoek laat zien dat onder Europese CEO’s het aandeel van
geldbonussen als onderdeel van totale compensatie van 60% naar 54% is gedaald tussen 2007 en 2010 (Barontini et al., 2013). Dit valt echter niet meteen toe te schrijven aan een
beleidswijziging van bedrijven maar zou ook door slechtere bedrijfsprestaties kunnen komen. Empirisch onderzoek binnen Nederland op dit gebied ontbreekt in zijn geheel. In het onderzoek van Barontini (2013) is het aandeel van Nederlandse CEO’s in de sample dusdanig klein dat hieruit geen conclusies kunnen worden getrokken. Uit voorgaande theorie blijkt dat de crisis een signaal moet zijn geweest voor aandeelhouders om CEO’s minder grote beloningen te beloven als de bedrijfsprestaties verbeteren. In dit onderzoek zal worden gekeken of de crisis ook daadwerkelijk een verandering hierin teweeg heeft gebracht. Er wordt verwacht dat de crisis als moderator daarom een negatieve invloed heeft op de relatie die bij hypothese 1 is getoetst. Het volgende model geeft deze relatie weer:
Bij dit model hoort de volgende hypothese:
H2: Het prestatiegericht salaris van de CEO steeg voorafgaand aan de crisis sterker dan na afloop van de crisis als de bedrijfsprestaties verbeterden.
Met deze hypothese kan worden uitgevonden of CEO’s inderdaad na de crisis lager
prestatiegericht salaris in het vooruitzicht worden gesteld bij een eventuele verbetering van de bedrijfsprestaties. Net als bij de eerste hypothese wordt het begrip ‘bedrijfsprestaties’ getest aan de hand van de variabelen bedrijfswinst en aandeelhouderswaarde. Bonussen hebben mede de crisis veroorzaakt en het is daarom relevant te onderzoeken of dit beloningsgedrag, wat een nieuwe crisis zou kunnen veroorzaken, is verminderd.
Een voordeel van dit onderzoek is dat de literatuur over de relatie tussen CEO beloning en bedrijfsprestaties wordt geüpdatet met data van de afgelopen jaren. Ook is een voordeel dat er een lange periode van elf jaar wordt geanalyseerd. Daarnaast is er nog geen onderzoek geweest binnen Nederland wat het effect van de crisis is geweest op de beloningsstructuur van bedrijven. Op dit gebied zal dit onderzoek nieuwe inzichten verschaffen.
IV. Methodologie
IV.I Sample en periode
De sample van bedrijven (zie Appendix) is samengesteld aan de hand van gegevens van de website van de Euronext in Amsterdam. Alle bedrijven die sinds 2003 onafgebroken op de Amsterdamse beurs staan, worden meegenomen in het onderzoek. Er is voor dit jaartal gekozen omdat in 2002 de Wet Openbaarmaking Bezoldering Bestuurders en Commissarissen is
ingevoerd. Hierdoor zijn alle beursgenoteerde bedrijven verplicht het salaris van de bestuurders te vermelden in hun jaarverslag. Vanaf 2003 zou ieder nieuw jaarverslag daarom het salaris van de CEO moeten omvatten. Het doel van dit onderzoek is om de ontbrekende literatuur over salarissen in Nederland op te vullen. Daarom zullen in dit onderzoek ook alleen Nederlandse bedrijven deel uitmaken van de sample. Dit houdt in dat buitenlandse bedrijven die in
Amsterdam beursgenoteerd zijn, uitgesloten worden. De controle of een bedrijf Nederlands is, gebeurt aan de hand van het beursnummer ISIN. Zolang deze start met NL, maakt het bedrijf deel uit van de sample. Shell bijvoorbeeld valt hierdoor buiten de boot omdat zij officieel in Engeland is gevestigd. Deze sample zal tot 2013 worden onderzocht. Dit is het laatste jaar waarvan op dit moment alle gegevens die nodig zijn voor dit onderzoek, bekend zijn. Er is geen bestaande database die de benodigde gegevens voor dit onderzoek kan verschaffen. Daarom zal de dataset handmatig gecreëerd worden. De data die nodig is om dit onderzoek uit te voeren kan uit openbaar gepubliceerde jaarverslagen worden gehaald. Zowel de salarissen van de CEO’s als de graadmeters voor bedrijfsprestaties worden in deze verslagen vermeld. Om het proces van het verzamelen van bedrijfsprestaties te vergemakkelijken en te versnellen zal Thomson Eikon worden gebruikt. Hier zal voor elk bedrijf de winst, de
aandeelprijs en het uitgekeerde dividend tussen 2003 en 2013 worden afgehaald. Vervolgens zal de aandeelhouderswaarde worden berekend door het uitgekeerde dividend op te tellen bij de verandering in de aandeelprijs binnen een jaar. Om het proces van het verzamelen van de salarissen van CEO’s te vergemakkelijken zal gebruik gemaakt worden van de website www.bestuursvoorzitter.nl. Deze website registreert alle beloningen (vast salaris, bonus,
aandelen, pensioen) die CEO’s van Nederlandse beursgenoteerde bedrijven hebben ontvangen tot 2013. Bij het ontbreken van enige informatie op zowel Thomson Eikon als
bestuursvoorzitter.nl zullen de jaarverslagen worden geraadpleegd.
IV.II Beschrijvende statistieken van de sample
In tabel 1 valt af te lezen dat het gemiddelde basissalaris van de CEO’s tussen 2003 en 2013 €518.414 is. Aan de standaard deviatie van €329.342 is te zien dat de verschillen groot kunnen zijn. Kleine bedrijven uit de sample zoals Crown van Gelder en uitgeverij Brill schommelen rond de €200.000 aan basissalaris. Hiertegenover staan bedrijven zoals Unilever waar het een uitzondering is als het basissalaris onder de €1.000.000 zit. Opvallend is de nog grotere verschillen als het om de jaarlijkse bonus gaat. De gemiddelde jaarlijkse bonus voor de CEO’s bedroeg €354.773 met een standaard deviatie van €521.571. Waar veel kleine bedrijven helemaal geen of een minieme bonus uitkeerden, was het niet gek voor grote bedrijven zoals Heineken, Unilever en Philips om bonussen uit te keren van meerdere miljoenen euro’s. Wat tot slot het vermelden waard is, is dat gemiddeld het variabele gedeelte van het salaris (bonus, aandelen en opties) nagenoeg exact de helft bedraagt van het totale salaris. Binnen dit variabele salaris zijn de aandelen het meest volatiel. Het gemiddelde bedrag aan aandelen wat een CEO kreeg uitgekeerd, was €297.342 met een standaard deviatie van €716.016.
Tabel 1: CEO-‐salaris tussen 2003 en 2013
2003-‐2013 Mean Median Std. Dev. Min. Max.
Basis € 518.414 € 419.000 € 329.342 € 0 € 3.150.000 Bonus € 354.773 € 166.000 € 521.571 € 0 € 4.292.000 Aandelen € 297.342 € 84.500 € 716.016 € 0 € 7.007.784 Opties € 109.713 € 0 € 287.463 € 0 € 3.914.036 Pensioen € 146.931 € 0 € 288.723 € 0 € 5.565.600 Overig € 96.327 € 0 € 355.873 € 0 € 4.020.000 Totaal € 1.522.791 € 884.894 € 1.622.835 € 37.000 € 11.113.572 Totaal variabele* € 761.829 € 268.991 € 1.178.042 € 0 € 9.526.927 Uitgevoerd op 54 bedrijven; 11 jaar; 6 onderdelen van het salaris: 3564 observaties.
* Totaal variabele bestaat uit Bonus, Aandelen en Opties.
Het gemiddelde basissalaris van de CEO’s over de jaren heen maakt een constante groei door van €433.160 in 2003 naar €575.827 in 2013 (Tabel 2). Opvallend is dat de crisis geen duidelijk zichtbaar effect heeft gehad op de hoogte van het basissalaris. Ook in de crisisjaren 2008 en 2009 blijft het basissalaris constant doorgroeien. Waar wel een lichte verandering in te zien is, is dat de spreiding van het basissalaris minder is geworden na de crisis. De standaarddeviatie zat de jaren voor de crisis altijd boven de €300.000 terwijl het na de crisis alleen in 2012 net boven dit bedrag uitkwam.
Vanaf het crisisjaar 2008 tot 2012 betaalde ING haar CEO een constant bedrag van €1.353.000, waarmee ING vijf jaar op rij de best betaalde CEO had, naar basissalaris gemeten. Op het eerste gezicht lijkt het vreemd dat een financiële instelling na de crisis het hoogste salaris betaald maar wanneer men ook het variabele gedeelte in ogenschouw neemt, is het beleid van ING sterk veranderd na de crisis. Dit beleid veranderde ten gevolge van de gekregen staatssteun van de Nederlandse overheid. In ruil voor een grote lening, moest ING het salaris drastisch naar
beneden schroeven. Waar de CEO van ING in 2006 en 2007 boven de €6.000.000 verdiende, ontving het tussen 2008 en 2012 enkel het basissalaris van €1.353.000.
Tabel 2: Basissalaris
Year Mean Median Std. Dev. Min. Max.
2003 € 433.160 € 326.014 € 304.447 € 56.000 € 1.370.250 2004 € 454.125 € 344.000 € 341.478 € 138.000 € 1.500.000 2005 € 479.577 € 362.000 € 342.963 € 138.000 € 1.507.246 2006 € 510.975 € 416.000 € 344.964 € 168.000 € 1.590.588 2007 € 501.865 € 395.000 € 319.837 € 94.000 € 1.533.168 2008 € 514.299 € 413.500 € 307.726 € 104.000 € 1.353.000 2009 € 525.997 € 495.000 € 278.520 € 160.000 € 1.353.000 2010 € 547.169 € 447.026 € 292.543 € 129.000 € 1.353.000 2011 € 536.306 € 484.325 € 293.941 € 37.000 € 1.353.000 2012 € 570.755 € 496.500 € 300.116 € 185.000 € 1.353.000 2013 € 575.827 € 498.000 € 283.363 € 115.118 € 1.303.147 Uitgevoerd op 54 bedrijven; 11 jaar; basis salaris: 594 observaties.
In Tabel 3 kan men zien dat het variabele deel van het salaris meebeweegt met de economische trend. Dit is deels te wijten aan de aandeelprijs. Tijdens economische malaise daalt de
aandeelprijs waardoor ook automatisch het ‘bedrag’ aan aandelen en opties daalt. Daarnaast wordt ook de jaarlijkse bonus sterk beïnvloed door de economische trend. De gemiddelde jaarlijkse bonus daalde van €556.681 in 2007 naar €262.580 in 2009. In deze laatste daling is duidelijk het effect van de kredietcrisis te zien, die in 2008 plaatsvond. Vanaf 2003 is het variabele deel van het salaris sterk gestegen tot aan 2007. In 2008 en 2009 vindt er door de crisis een daling plaats om vervolgens weer te stijgen.
De stijging van €591.012 in 2009 naar €858.625 in 2010 lijkt een enorme stijging maar dit is deels te wijten aan een sterke outlier in 2010. Het maximum van 2010 bedraagt
€8.172.975 en past daarmee niet in de trend van de jaren eromheen. Dit is echter te wijten aan het feit dat de CEO van Reed Elsevier een bedrag van rond de €7.000.000 aan aandelen dit jaar heeft ontvangen. Als deze outlier buiten beschouwing wordt gelaten, is het nieuwe maximum €4.131.162 wat volledig in de trend past. Het gemiddelde variabele salaris in 2010 ligt iets boven de €700.000, wanneer de outlier buiten de analyse wordt gehouden. Dit nieuwe gemiddelde variabele salaris past net als het nieuwe maximum wel in de trend.
Het lage gemiddelde variabele salaris in 2003 is waarschijnlijk te wijten aan de nasleep van de crisis uit 2000 en 2001. Aan het eind van 2000 barstte de ‘.com’-‐bubbel en in 2001 vond de terroristische aanslag op het World Trade Centre in New York plaats. Deze twee
gebeurtenissen stortten Amerika, Europa en ook Nederland in een recessie met als gevolg een dieptepunt van de AEX in 2003 (aex.nl). Het kan bijna geen toeval zijn dat in de twee
crisisperiodes binnen de sample duidelijk een lager variabel salaris te zien is dan in de jaren buiten de crisis.
Tabel 3: Variabel salaris (bestaande uit bonus, aandelen en opties)
Year Mean Median Std. Dev Min. Max.
2003 € 346.807 € 155.620 € 519.321 € 0 € 2.250.475 2004 € 684.565 € 224.449 € 1.441.509 € 0 € 9.526.927 2005 € 742.420 € 337.010 € 965.617 € 0 € 3.609.180 2006 € 977.205 € 399.718 € 1.328.253 € 0 € 5.642.681 2007 € 1.178.089 € 538.256 € 1.627.140 € 0 € 6.745.000 2008 € 813.829 € 243.842 € 1.182.953 € 0 € 5.410.918 2009 € 591.012 € 221.646 € 843.715 € 0 € 4.178.043 2010 € 858.625 € 409.157 € 1.380.272 € 0 € 8.172.975 2011 € 662.538 € 344.482 € 943.092 € 0 € 3.954.001 2012 € 720.841 € 254.996 € 1.011.617 € 0 € 3.880.995 2013 € 804.182 € 256.948 € 1.202.084 € 0 € 4.831.292
Uitgevoerd op 54 bedrijven; 11 jaar; 3 onderdelen van het variabel salaris: 1782 observaties.
IV.III Variabelen en analyse
De verklarende variabele in dit onderzoek is de bedrijfsprestatie. Om de bedrijfsprestatie te meten wordt zowel de verandering in winst als de aandeelhouderswaarde in acht genomen. Deze twee componenten zullen als losse variabelen getest worden om de verschillen tussen de twee weer te kunnen geven. Er is voor deze twee variabelen gekozen omdat ze in de theorie gelden als de belangrijkste graadmeters voor de prestaties van een bedrijf (Kerr & Bettis, 1987; Bebchuk & Fried, 2005; Mertens et al., 2007). Voor de verandering in winst zal de winst in het jaar n-‐1 afgetrokken worden van de winst in het jaar n. De aandeelhouderswaarde wordt
berekend door het uitgekeerde dividend op te tellen bij de stijging/daling van de aandeelprijs in het jaar n.
De verklaarde variabele in dit onderzoek is de verandering in prestatiegerichte salaris van de CEO. Dit prestatiegericht salaris bestaat uit zowel de jaarlijkse bonus als de aandelen en opties die zijn toegekend. Er is voor prestatiegericht salaris gekozen omdat uit de theorie volgt dat dit gelinkt zou moeten zijn aan de bedrijfsprestaties om de problemen binnen de principaal-‐ agenttheorie te voorkomen (Murphy, 1999). Deze variabele wordt gemeten door het
prestatiegericht salaris in jaar n-‐1 af te trekken van het prestatiegericht salaris in het jaar n. Omdat er voor de variabelen verandering in winst en verandering in variabel salaris data nodig is van het jaar ervoor, zal de eerste variabele in de regressie over 2004 gaan.
Er zijn verschillende controle-‐variabelen vastgesteld zodat de causale relatie tussen de verklarende en de verklaarde variabelen zo goed mogelijk verondersteld kan worden. Hierbij spelen variabelen een rol die naast de bedrijfsprestaties ook van invloed zouden kunnen zijn op het prestatiegericht salaris van de CEO. De eerste controlevariabele is de grootte van het bedrijf. Dit is door Mertens et al. (2007) geïdentificeerd als belangrijkste verklarende factor voor de hoogte van salaris. Dit komt omdat grote bedrijven in de regel hogere salarissen geven. De grootte van het bedrijf zal net als bij Mertens et al. (2007) gemeten worden met de
marktkapitalisatie van het bedrijf. Dit wordt berekend door het aantal aandelen te vermenigvuldigen met de aandeelprijs.
Omdat variabelen van een groep bedrijven over meerdere jaren worden gemeten, is er sprake van paneldata. Er zal gebruik gemaakt worden van Stata om deze paneldata te
ervoor dat Stata weet dat het om paneldata gaat. Door de rijen van een enkel bedrijf te laten beginnen met hetzelfde nummer (ID variabele) en vervolgens hierachter het jaartal (Tijd variabele) te zetten waar de rest van de rij bij hoort, groepeert Stata de dataset als paneldata. Stata zal nu automatisch controleren voor de onderlinge correlatie tussen waardes die bij een enkel bedrijf horen. Nu moet echter ook nog gecontroleerd worden voor de onderlinge correlatie tussen hetzelfde jaar bij verschillende bedrijven. Dit zal gedaan worden door ieder jaar als dummyvariabele toe te voegen. Dit betekent dat een waarde uit 2004, in de 2004 dummy een 1 krijgt en in alle overige jaardummy’s een 0. Er zal bij de regressie een jaar uit de regressie worden gelaten om als controlegroep te dienen. Om te voorkomen dat de regressietabellen onleesbaar worden door de vele dummy’s (10 jaren) zal in de tabel met een ‘Ja’ worden
aangegeven dat er in de regressie is gecontroleerd voor deze controlevariabele. Omdat er sprake is van paneldata moet er gebruik gemaakt worden van fixed effects regression; alle bedrijven zijn namelijk constant over de gehele dataset (Torres-‐Reyna, 2007). Normaal zou een Hausman-‐ toets uitkomst bieden voor de keuze tussen fixed effects regression of random effects regression. Hier hoeft deze toets echter niet uitgevoerd te worden omdat de theorie ons leert dat fixed effects regression het meest geschikt is om paneldata te analyseren. De fixed effects regression wordt uitgevoerd met de code xtreg (verklaarde variabele) (verklarende variabele 1)
(verklarende variabele 2) ….. (verklarende variabele n), fe.
Er zou eigenlijk naast de controle voor grootte van het bedrijf en het jaar, ook
gecorrigeerd moeten worden voor de sector waarin het bedrijf zit (Mertens et al., 2007; Ees et al., 2007). Dit is echter niet mogelijk omdat er gebruik gemaakt wordt van fixed effects
regression. Doordat de sector van een bedrijf constant is over de gehele dataset wordt deze bij een fixed effects regression door Stata uit de analyse gehouden. Bij fixed effects regression kunnen namelijk alleen variabelen getoetst worden die veranderen over tijd (Torres-‐Reyna, 2007). Hierdoor is het helaas niet mogelijk om in dit onderzoek voor sector te controleren.
Om hypothese 1 te testen zal er een panelregressie worden uitgevoerd over de gehele sample van bedrijven tussen 2004 en 2013. Om vervolgens hypothese 2 te testen zullen er twee verschillende panelregressies moeten worden uitgevoerd. Er zal een analyse plaatsvinden van zowel de sample tussen 2004 en 2007 als de sample tussen 2010 en 2013. De eerst sample stopt in 2007 omdat in 2008 in Nederland de crisis uitbrak en dit voor dat jaar al gevolgen kan hebben voor het salaris van CEO’s. De tweede sample begint in 2010 omdat er van uit wordt gegaan dat de bedrijven in 2009, vlak na de crisis, misschien niet direct aanpassingen in het prestatiegericht salaris hebben doorgevoerd. Vervolgens zullen deze twee regressies vergeleken worden om te kijken of de relatie door de crisis is verzwakt. Ook zal er bij hypothese 2 nog een extra
interactievariabele worden toegevoegd. De variabele Crisis*bedrijfsprestatievariabele (winst of aandeelhouderswaarde) zal toegevoegd worden waarin Crisis een 0 aanneemt in de periode voor de crisis en een 1 in de overige jaren. Dit wordt vervolgens vermenigvuldigd met de bedrijfsprestatievariabele. De uitkomsten van een regressie over de gehele periode inclusief deze variabele zullen laten zien of de verandering door de crisis ook daadwerkelijk significant is.
V. Resultaten
Dit hoofdstuk is opgedeeld in twee onderdelen. In het eerste onderdeel zullen de correlaties tussen verschillende variabelen worden weergegeven. Op deze manier kunnen bepaalde verbanden in de dataset worden waargenomen. Daarna zullen in het tweede onderdeel de panelregressies worden behandeld.
V.I Correlaties
Om meer inzicht in de dataset te krijgen zullen ook de correlaties behandeld worden. Over de gehele dataset is er een sterk significante relatie te zien tussen de verandering in variabel salaris en de verandering in winst. In Tabel 4 is te zien dat deze twee variabelen een correlatie hebben van 0,279, welke significant is op het 1%-‐niveau. Alhoewel de relatie tussen de verandering in variabel salaris en aandeelhouderswaarde minder sterk is met een correlatie van 0,141, is ook deze relatie significant op het 1%-‐niveau. Daarnaast is de relatie tussen de twee verklarende variabelen in dit onderzoek, verandering in winst en aandeelhouderswaarde, ook significant op dit niveau met een correlatie van 0,152. De correlatie tussen de controlevariabele
marktkapitalisatie en de andere variabelen is nergens significant. Tabel 4: Correlatie variabelen over gehele periode: 2003-‐2013
Variabel
salaris Winst Aandeelhouders-‐waarde Marktkapitalisatie
Variabel salaris 1 Winst 0,279*** 1 Aandeelhouderswaarde 0,141*** 0,152*** 1 Marktkapitalisatie 0,056 0,034 0,028 1
*: Significantie op 10% niveau; **: Significantie op 5% niveau; ***: Significantie op 1% niveau
Interessanter wordt het wanneer wordt gekeken naar de verschillen in correlaties voor en na de crisis (Tabel 5). Voorafgaand aan de crisis is er geen enkele correlatie significant. Er is een zwakke relatie van 0,098 te zien tussen de verandering in variabel salaris en de verandering in winst. Deze correlatie valt echter net buiten het significantieniveau van 10%. Deze correlatie van 0,098 voorafgaand aan de crisis groeit naar 0,195 na afloop van de crisis en is hier wel sterk significant (1%-‐niveau). Ook bij de relatie tussen de verandering in salaris en
aandeelhouderswaarde is er na de crisis significantie. Deze relatie groeit van 0,058 voorafgaand aan de crisis naar 0,121 na afloop van de crisis en is daarmee significant op het 10%-‐niveau. Er kan worden gesteld dat er na afloop van de crisis meer samenhang is gekomen tussen
bedrijfsprestaties en het variabele deel van het salaris.
Waar er een significantie op het 1%-‐niveau werd gevonden tussen de verandering in winst en aandeelhouderswaarde in de analyse over de gehele dataset, is dit niet het geval wanneer er wordt gekeken naar de correlaties voor en na de crisis. In beide gevallen wordt er voor deze relatie geen significantie gevonden.
De controlevariabele marktkapitalisatie is voorafgaand aan de crisis significant
gecorreleerd op het 1%-‐niveau met de variabelen salaris en winst. Na afloop van de crisis is de marktkapitalisatie significant gecorreleerd op het 5%-‐niveau met het salaris en significant gecorreleerd op het 1%-‐niveau met de winst. Zowel voor als na de crisis is er tussen de marktkapitalisatie en de aandeelhouderswaarde geen sprake van significante correlatie.
