Groeiende managementbureaucratieën hangen nauw samen
met arbeidsmarktflexibilisering en dragen bij aan teleurstellende productiviteitsgroei.
N
ederland heeft het al geruime tijd moeilijk
met zijn managers. De maatschappelijke
verontwaardiging richt zich helaas met
name op het groeiende aantal managers en
vooral op hun (te) hoge en alsmaar stijgende salarissen, zonder dat deze trends in een breder perspectief
worden geplaatst. Ons artikel doet dit wel en plaatst de
discussie over de groeiende managementbureaucratie
en de ‘exorbitante’ salarissen van beleidsvoerenden
en hogere leidinggevenden in het grotere kader van de
veranderende arbeidsverhoudingen in Nederland.
Onze stelling is dat de toename in het aantal managers en in de inkomens van (top-)managers onlosmakelijk verbonden is met een beleid van arbeidsmarktÂ
deregulering. Het debat over managers en hun
topsalarissen kan dan ook niet los gezien worden van
de discussies over de flexibilisering van de arbeidsmarkt, in het bijzonder de ontslagrechtversoepeling,
die het werkklimaat in bedrijven heeft veranderd.
Verontwaardiging over ‘exorbitante zelfverrijking’ enerzijds en instemming met arbeidsmarktflexibilisering
anderzijds zijn inconsistent. Bovendien beargumenteren wij dat de maatschappelijke kosten van de toegenomen managementbureaucratie aanzienlijk zijn:
een toename in het aantal managers heeft nadelige
gevolgen voor de groei van de arbeidsproductiviteit.
nationaal
Overdaad schaadt:
meer management, minder
productiviteitsgroei
Frankrijk ontbreken vergelijkbare cijfers. Zoals
figuur 1 laat zien, is de managementratio het laagst
in Noorwegen (2,0 procent) en Zweden (2,6 procent) en het hoogst in het Verenigd Koninkrijk (11,4
procent), Australië (12,3 procent), de VS (13 procent) en Canada (13,5 procent). De aanzienlijke verschillen in managementbureaucratie tussen de vier
Angelsaksische landen en de overige OESO-landen
zijn opmerkelijk. Die verschillen zijn in de loop van
de afgelopen veertig jaar groter geworden. Volgens
schattingen van Gordon steeg het percentage managers (in de beroepsbevolking) tussen 1960 en 1989
in Duitsland van 2,6 naar 3,9; in Japan van 3,9 naar
4,2; in Zweden van 2,1 naar 2,6; en in de Verenigde
Staten van 6,6 naar 13,0 (Gordon, 1996). Cijfers
van De Beer laten voor Nederland zien dat de managementratio hier steeg van twee procent in 1971
naar zes procent in 1998 (De Beer, 2001).
Volgens Gordon kunnen deze (toegenomen) verschillen tussen landen niet worden toegeschreven aan
verschillen in sectorstructuur of aan verschillen in de
gehanteerde (nationale) definities van beroepscategorieën (Gordon, 1996). De verklaring moet gezocht
worden in verschillen in arbeidsverhoudingen. In die
landen waar de managementbureaucratie het grootst
is, zijn de arbeidsmarkten het meest flexibel (het
minst gereguleerd): het is er gemakkelijk en goedkoop om werknemers te ontslaan, de vakbeweging
figuur 1
Verschillen in management-bureaucratie
in 19 OESO-landen (1984-1997) a
Managers en arbeidsverhoudingen
Alfred Kleinknecht,
Ro Naastepad en
Servaas Storm
De auteurs zijn werkzaam
bij de Technische Universiteit Delft, faculteit
Techniek, Bestuur en Management, afdeling Innovatiesystemen. Kleinknecht
is hoogleraar economie
van innovatie, Naastepad
en Storm zijn beide universitair docent Algemene
Economie.
Managers en hun beloning zijn onderdeel van het
arbeidsbestel (Gordon, 1994; Gordon, 1996).
Omdat landen verschillen in de wijze waarop men
de verhoudingen tussen werknemers en werkgevers
organiseert, bestaan er grote internationale verschillen in de rol die managers spelen, hun bijdrage aan
de arbeidsproductiviteit en hun beloning.
Een eerste verschil tussen landen betreft het aandeel van beleidsvoerenden en hoger leidinggevenden in de niet-agrarische beroepsbevolking. Deze
management ratio is door de International Labour
Organisation (ILO) berekend voor 19 OESO-landen
op basis van internationaal vergelijkbare cijfers
(beschikbaar voor de periode 1984-1997) over
de samenstelling van de beroepsbevolking; voor
Noorwegen
Spanje
Griekenland
Zweden
Italie
Zwitserland
Belgie
Ierland
Duitsland
Portugal
Japan
Denemarken
Finland
Oostenrijk
Nederland
V.K.
Australie
V.S.
Canada
0
5
10
15
Percentage van de niet-agrarische beroepsbevolking.
a de managementratio is het percentage beleidsvoerenden en hoger
leidinggevenden in de niet-agrarische beroepsbevolking
Bron: eigen berekeningen
ESB
8 september 2006
437
tabel 1
Arbeidsverhoudingen in 19 OESO-landen (1984-1997): paarsgewijze correlaties a
Afhankelijke variabele:
De managementsratio (het percentage managers in de niet-agrarische beroespbevolking)
Mate van ontslagbescherming (EPL-index)
Index van het coöperatieve karakter van arbeidsverhoudingenb
Organisatiegraad van de vakbeweging
Mate van algemeen verbindend verklaring
Duur van werkloosheidsuitkering
Coördinatie van loononderhandelingen
Hoogte van de werkloosheidsuitkering (t.o.v. het laatst verdiende loon)
Belastingen op arbeid
Loonongelijkheid (D9/D1)
Gemiddelde duur van de arbeidsrelatie
Correlatie-Coëfficiënt c
–0.80***
–0.75***
–0.29
–0.48**
0.31
–0.67**
–0.56**
–0.25
0.62***
–0.54**
Toelichting:
a Voor de gebruikte data en de gehanteerde variabelendefinities, zie Nickell et al. (2005) en Storm en Naastepad (2006).
b De index die het coöperatieve karakter van de arbeidsverhoudingen in de OESO-landen aangeeft, is ontwikkeld door Buchele en Christiansen (1999). De loonongelijkheid is gedefiniëerd als de ratio van het loon verdiend op het breekpunt tussen het negende en tiende (i.e. hoogste) deciel van de looninkomstenverdeling en het loon verdiend op het breekpunt van
het eerste en tweede deciel.
c *, **, en *** geven aan statistische significantie op respectievelijk 10, 5 en één procent.
is zwak, de loononderhandelingen vinden er veelal
decentraal en ongecoördineerd plaats, de werkloosheidsuitkeringen zijn er relatief laag en van korte
duur, en de loonongelijkheid is er groot. Daarentegen
zijn de arbeidsmarkten in landen waar de managementratio laag is, juist ‘rigide’ (sterk gereguleerd):
het ontslagrecht is er ‘star’, de gemiddelde duur van
de arbeidsrelatie is er relatief lang, de vakbeweging
is relatief sterk, de lonen komen centraal en gecoördineerd tot stand, de werkloosheidsuitkeringen zijn
hoger en van langere duur, en de loonongelijkheid is
er lager dan in de Angelsaksische landen.
Tabel 1 laat, op basis van cijfers voor de 19 OESOlanden (in de periode 1984-1997) zien dat de samenhang tussen de managementratio (MR) enerzijds
en belangrijke kenmerken van het arbeidsbestel anderzijds (statistisch) zeer significant is. Zo bestaat er
een statistisch zeer significante (op één procent) negatieve correlatie tussen MR en de mate van ontslagbescherming, en de MR en de index van coöperatieve
arbeidsverhoudingen; landen met een soepel ontslagrecht én weinig coöperatieve arbeidsverhoudingen
hebben een (relatief) grote managementbureaucratie.
Verder blijkt er een statistisch significante (op één
procent) positieve correlatie tussen MR en de mate
van loonongelijkheid te bestaan; hoe groter de managementbureaucratie, des te groter de ongelijkheid
in beloning tussen de minst verdienende tien procent
van de werknemers en de meest verdienende tien procent (waaronder veel managers). Vermeldenswaardig
zijn verder de statistisch significante (op vijf procent)
negatieve correlaties tussen MR en de mate waarin
collectieve arbeidsovereenkomsten tussen vakbonden en werkgeversorganisaties algemeen verbindend
worden verklaard, de coördinatie van loononderhandelingen, de hoogte van de WW-uitkering, en de gemiddelde duur van de arbeidsrelatie. In landen met veel
managers is de arbeidsmarkt dus weinig gereguleerd,
zijn de sociale voorzieningen relatief karig en blijven
438
ESB
8 september 2006
werknemers relatief kort bij één bedrijf. Verschillen in de managementratio zijn dus
sterk gerelateerd aan verschillen in arbeidsverhoudingen.
Institutionele complementariteiten
De geconstateerde samenhang tussen managementratio en aard van de arbeidsverhoudingen berust niet op toeval: de omvangrijke comparatieve literatuur over
verschillen in economische stelsels tussen OESO-landen laat zien dat er belangrijke complementariteiten tussen marktregulerende instituties bestaan (Hall &
Soskice, 2001; Glyn, 2006). De samenhang tussen een hoge mate van loonongelijkheid en een hoge managementratio kan bijvoorbeeld worden verklaard uit de
efficiency-wage theorie: ongelijkheid demotiveert werknemers; nadelige effecten
hiervan op de productiviteit kunnen alleen worden voorkomen door meer supervisie en controle, dus méér managers (Gordon, 1994). Ook de samenhang tussen
relatief coöperatieve arbeidsverhoudingen en een hoge mate van ontslagbescherming enerzijds en een lage managementratio anderzijds hoeft geen verbazing te
wekken. Naarmate het moeilijker is om werknemers te ontslaan, wordt het voor
bedrijven belangrijker om het maximum uit hun werknemers te halen; bij gebrek
aan dreigmiddelen (ontslag) nemen bedrijven hun toevlucht tot meer coöperatieve
methoden (bijvoorbeeld meer werknemersinvloed en -verantwoordelijkheid); er is
dan minder noodzaak voor controle en managementbureaucratie.
Regulerende instituties zijn dus niet willekeurig over landen verdeeld, maar
komen in combinatie met andere, complementaire, instituties voor. Grofweg kunnen in navolging van Hall en Soskice de OESO-landen in twee groepen worden
verdeeld: de ‘liberale, relatief ongereguleerde markteconomieën’ (de LME) en
de ‘gecoördineerde, gereguleerde markteconomieën’ (de GME) (Hall & Soskice,
2001). Kunnen we in navolging van deze literatuur twee verschillende categorieën van arbeidsverhoudingen (die samengaan met een grote dan wel een kleine
managementbureaucratie) binnen de OESO-landen onderscheiden?
Deze vraag beantwoorden we met behulp van variantie-analyse, waarin we achttien landen indelen in LME (Australië, Canada, Ierland, het Verenigd Koninkrijk
en de Verenigde Staten) en GME, die bestaan uit alle overige landen (genoemd
in figuur 1) met uitzondering van Japan; Japan behoort weliswaar tot de GME,
maar het Japanse arbeidsbestel verschilt in belangrijke dimensies (zoals ‘life-time
employment’ en bedrijfsgebonden vakbonden) van dat van de West-Europese
landen (Dore et al., 1999). De resultaten staan in tabel 2. Uit de F* -test blijkt
dat onze tweedeling zinvol is: in bijna alle dimensies is de arbeidsmarktregulering
statistisch significant (op één procent of vijf procent) sterker in de GME dan in de
LME. Daarentegen zijn de managementratio en de loonongelijkheid (beide op één
tabel 2
Verschillen in groepsgemiddelden: de variantie-ratio F*
Variabele
Management ratio (MR)
Mate van Ontslagbescherming (EPL-index)
Index van het coöperatieve karakter van arbeidsverhoudingen
Mate van algemeen verbindend verklaring
Duur van werkloosheidsuitkering
Coördinatie van loononderhandelingen
Hoogte van de werkloosheidsuitkering (t.o.v. het laatstverdiende loon)
Belastingen op arbeid
Loonongelijkheid (D9/D1)
Gemiddelde duur van de arbeidsrelatie
Gemiddelde groei van het reële loon
Gemiddelde groei van de arbeidsproduktiviteit (per uur)
Gemiddelde groei van de werkgelegenheid
Gecoördineerde versus liberale markteconomieëna
31.44***
29.93***
23.77***
17.96***
0.40
12.04***
7.07**
3.34*
11.47***
8.47**
0.56
0.10
21.17***
a *, **, en *** geven aan statistische significantie op respectievelijk 10, 5 en 1%.
procent) statistisch significant hoger in de LME dan in de GME. Het belang van
onze groepsindeling blijkt ook uit figuur 2, waarin de totale variantie (per variabele)
is gesplitst in de variantie binnen de groep en de variantie tussen de twee groepen. Maar liefst 65 procent van de totale variantie in de managementratio in de
OESO-landen kan worden toegeschreven aan verschillen in het gemiddelde tussen
de twee groepen. Verschillen tussen de groepen verklaren voorts 64 procent van
de variantie in ontslagbescherming, 58 procent van de variantie in de index die
het coöperatieve karakter van de arbeidsverhoudingen uitdrukt, 51 procent van de
variantie in de mate van algemeen verbindend verklaren, en 41,5 procent van de
variantie in de mate van looncoördinatie. Er bestaan dus belangrijke structurele
verschillen in het arbeidsbestel tussen de twee groepen OESO-landen. De omvang
van de managementbureaucratie is de duidelijkste indicator van die verschillen.
De kosten van de managementbureaucratie
De discussie over managers concentreert zich vooral op de sterk stijgende topsalarissen en de daarmee gepaard gaande toename in loonongelijkheid (zie tabel 1).
Hoe belangrijk deze kwesties ook zijn, de alsmaar uitdijende managersbevolking
heeft een zo mogelijk nog belangrijker maatschappelijk gevolg: een afname van
de groei van de arbeidsproductiviteit én van het tempo van technologische vooruitgang. Uit de regressie-analyse in Tabel 3 blijkt dat er een statistisch significant
negatief verband bestaat tussen de hoogte van de managementratio en de groei
van de arbeidsproductiviteit (op vijf procent) en van de totale factorproductiviteit
(TFP) (op één procent).
We benadrukken dat we deze effecten vinden terwijl we controleren voor andere
mogelijke invloeden op de productiviteitsgroei en de TFP-groei. In de vergelijking voor de groei van de arbeidsproductiviteit is de groei van het reële loon als
controlevariabele opgenomen; loongroei leidt – via de substitutie van arbeid door
kapitaal – tot een hogere kapitaalintensiteit, hetgeen vervolgens de productiviteit
weer verhoogt. Omdat we geen statistisch significant verband tussen de groei van
de arbeidsproductiviteit en de groei van het bbp vonden, is de bbp-groei niet als
controlevariabele opgenomen in vergelijking (1). In de vergelijking voor TFP-groei
controleren we voor de inkomensgroei en R&D intensiteit. Opmerkelijk is het sterke
(statistisch significante) effect van de groei van het reële bbp op de TFP-groei;
dit kan worden geïnterpreteerd als het Verdoorn-effect. Rekening houdend met de
invloeden van deze controlevariabelen vinden we dus dat landen met een relatief
lage managementbureaucratie een hogere groei van de arbeidsproductiviteit en
snellere technologische vooruitgang realiseerden dan landen met meer managers.
Voordat we ingaan op de oorzaken van dit negatieve effect van management op
productiviteit, willen we erop wijzen dat wij niet de enigen en eersten zijn die dit
effect vinden. Al in de jaren zeventig berekende Tinbergen voor een aantal westerse
landen dat de bijdrage van managers aan het nationaal inkomen niet significant
van nul te onderscheiden is (Tinbergen, 1975). Voor
een groep van twaalf westerse landen vond Gordon
dat voor de periode 1973-1989 de productiviteitsgroei
hoger is in landen met coöperatieve arbeidsverhoudingen en weinig managers (Gordon, 1996); tot dezelfde
conclusie komen ook Buchele en Christiansen op
basis van cijfers voor 15 OESO-landen voor de periode
1979-1994 (Buchele & Christiansen, 1999).
Verklaring
De belangrijkste oorzaak van de negatieve productiviteitseffecten van een hoge management ratio wordt
gezocht in de ermee gepaard gaande hoge mate van
sturing, coördinatie, controle en (loon-)ongelijkheid,
waardoor de betrokkenheid en motivatie van werknemers om kennis, ervaring en vaardigheden in te
zetten ten bate van de onderneming afnemen. Meer
sturing, coördinatie, controle, en ongelijkheid leiden
ertoe dat werknemers niet voldoende (kunnen) participeren in ondernemingsbeslissingen en zich niet
rechtvaardig behandeld voelen; hun arbeidsvreugde
en betrokkenheid dalen en dit schaadt de productiviteitsontwikkeling. Dit blijkt uit empirisch onderzoek op basis van bedrijfsgegevens (Appelbaum et
al., 2000; Huselid, 1995; Ichniowski et al., 1997;
Kleinknecht et al., 2006), van macro-economische
gegevens (Storm & Naastepad, 2006), en uit experimenteel onderzoek (Falk & Gächter, 2001).
Waarom groeit de managementbureaucratie, als de
effecten ervan zo nadelig zijn? De reden is dat er
onvermijdelijk meer managers nodig zijn, wanneer
(zoals het geval is) de arbeidsmarkt wordt gedereguleerd. Naarmate het arbeidsbestel flexibeler wordt,
neemt zowel de committering van bedrijven aan hun
werknemers als de loyaliteit van werknemers aan
hun onderneming af; dientengevolge zijn er meer
leidinggevenden nodig om de werknemers in het
gareel te houden (Gordon, 1994; Gordon, 1996;
Buchele & Christiansen, 1999). Een groeiende
managementbureaucratie is dus de keerzijde van
arbeidsmarktderegulering.
ESB
8 september 2006
439
tabel 3
Regressie-resultaten: 19 OESO-landen (1984-1997) a
(1) bc
Groei van de arbeidsproductiviteit
1.47**
(2.18)
–0.05**
(–2.13)
0.52**
(1.80)
Verklarende variabelen:
constante term
Management-ratio
Gemiddelde jaarlijkse groei van het reële loon
Gemiddelde jaarlijkse groei van het reële bbp
(2) c
TFP-groei
–0.36
(–1.38)
–0.10***
(–3.00)
0.66
0.65***
(16.6)
0.25
(1.22)
0.70
11.2 (0.000)
19
93.4 (0.000)
17
Gemiddelde R&D intensiteit
R2
F (prob > F)
Aantal waarnemingen
Toelichting:
a Robuuste t-waarden, gecorrigeerd voor heteroskedasticiteit van onbekende vorm, staan vermeld tussen haakjes. *, **, en *** geven aan statistische significantie op respectievelijk 10, 5
en 1%. Getallen tussen haakjes in de F-rij zijn p-waarden.
b Voor de afleiding van regressievergelijking (1), zie Storm en Naastepad (2006). Deze vergelijking is geschat met behulp van instrumentele (2SLS) regressie; de reële loongroei is geïnstrumentaliseerd op basis van de reële BBP-groei en de werkloosheid.
c Vergelijking (1) is geschat met landen-dummies voor Ierland en Zwitserland. Omdat de OESO geen officiële TFP-groeicijfers publiceert voor Noorwegen en Zwitserland is vergelijking (2)
geschat zonder die twee landen.
Literatuur
Appelbaum, E., T. Bailey, P. Berg & A.L. Kalleberg (2000)
Conclusie
Manufacturing Advantage. Why High-Performance Work Systems Pay Off.
De groeiende managementbureaucratie en de grotere
inkomensongelijkheid zijn het onvermijdelijke gevolg
van het door opeenvolgende Nederlandse regeringen
gevoerde beleid van arbeidsmarktflexibilisering. De
maatschappelijke kosten van dit beleid zijn hoog:
minder investeringen in en benutting van menselijk
kapitaal door ondernemingen en minder betrokkenheid van en arbeidsvreugde voor werknemers, met
als gevolg een lagere groei van de arbeidsproductiviteit. Het is de hoogste tijd voor een structurele
maatschappelijke discussie over de rol van managers
in ons arbeidsbestel, die verder gaat dan de jaarlijkse plichtmatige verontwaardiging over de alweer
verder gestegen topsalarissen.
Ithaca: Cornell University Press.
Beer, P.T. de (2001) Over werken in de postindustriële samenleving, Den
Haag: Sociaal en Cultureel Planbureau.
Buchele, R. & J. Christiansen (1999) Labor relations and productivity growth in advanced capitalist economies. Review of Radical
Political Economics, 31(1), 87−110.
Dore, R., W. Lazonick & M. O’Sullivan (1999) Varieties of capitalism
in the twentieth century. Oxford Review of Economic Policy, 15 (4),
102−120.
Falk, A. & S. Gächter (2001) Reputation and reciprocity.
Consequences for the labour relation. Scandinavian Journal of
Economics, 104 (1), 1−27.
Hall, P. & D. Soskice (2001) (eds.) Varieties of Capitalism. The
Institutional Foundations of Comparative Advantage. Oxford: Oxford
University Press.
Glyn, A. (2006), Capitalism Unleashed. Finance, Globalization and
Welfare, Oxford: Oxford University Press.
Gordon, D.M. (1994) Bosses of different stripes: a cross-national
figuur 2
perspective on monitoring and supervision. American Economic
Review, 84 (2), 375−379.
Verschillen in arbeidsmarktregulering
in tussen 19 LME- en GME-OESO-landen
(1984-1997) a
Gordon, D.M. (1996) Fat and Mean. The Corporate Squeeze of Working
Americans and the Myth of Managerial “Downsizingâ€. New York: The
Free Press.
Huselid, M.A. (1995) The impact of human resource management
Duur van WW-uitkering
Belastingen op arbeid
Hoogte van WW-uitkering
Gemiddelde duur van arbeidsrelatie
Loonongelijkheid
Coordinatie loononderhandelingen
Algemeen verbindend verklaring
Index coop. arbeidsverhoudingen
Mate van ontslagbescherming
Management ratio
practices on turnover, productivity, and corporate financial
performance. The Academy of Management Journal, 38 (3), 635−672.
Ichniowski, C., K. Shaw & G. Prennushi (1997) The effects of
human resource management practices on productivity: A study
of steel finishing lines. American Economic Review, 87 (3), 291−313.
Kleinknecht, A., R. Oostendorp, M. Pradhan & C.W.M. Naastepad
(2006) Flexible labour, firm performance and the Dutch job
creation miracle. International Review of Applied Economics, 20 (2),
0
20
40
60
Percentage
Tussen de groepen
LME
80
100
GME
a:
De totale variantie per variabele is gesplitst in de variantie binnen iedere
groep (LME of GME) en de variantie tussen de twee groepen OESO-landen.
Bron: eigen berekeningen
171−187.
Nickell, S., L. Nunziata en W. Ochel (2005), Unemployment in the
OECD since the 1960s. What do we know?, The Economic Journal,
115, 1-27.
Storm, S. & C.W.M. Naastepad (2006) Labour relations and productivity growth in 20 OECD countries (1984-1997). Delft: Delft
University of Technology, mimeo.
Tinbergen, J. (1975) Income Distribution: Analysis and Policies,
Amsterdam: North-Holland.
440
ESB
8 september 2006