Statistiek, verboden onderscheid tussen mannen en vrouwen en concrete schadeberekening

Samenvatting

Op 19 augustus 2014 heeft het College voor de Rechten van de Mens geoordeeld dat een verzekeraar een verboden direct onderscheid tussen man en vrouw had gemaakt door bij de vaststelling van letselschade in het nadeel van een vrouw rekening te houden met statistische gegevens. Eerder accepteerde de rechtbank deze op statistiek gebaseerde uitgangspunten juist. Hierdoor is de vraag opgekomen of de wijze van letselschadeberekening van vrouwen anders moet. In dit artikel wordt betoogd dat dit niet het geval is, mits de gehanteerde statistiek voldoet aan de eisen van relevantie, kwaliteit en actualiteit en voldoende is toegesneden op de omstandigheden van de vrouw.[1]

1 Inleiding

De uitspraak van het College voor de Rechten van de Mens (‘het College’) van 19 augustus 2014 waarin zij heeft geoordeeld dat een verzekeraar een Turkse jonge vrouw heeft gediscrimineerd bij de vaststelling van de hoogte van de schade heeft veel stof doen opwaaien.[2] De uitspraak van 23 juli 2013 waarin de Rechtbank Den Haag het door het College in de ban gedane oordeel van de verzekeraar volgde eveneens.[3] In de media liepen de reacties uiteen van ‘Stop discriminatie van vrouwen’[4] tot ‘Turk zijn kost geld’.[5] Voorts riep minister Asscher de Turks-Nederlandse vrouw op om in hoger beroep te gaan van het vonnis.[6]

In de juridische literatuur wordt gediscussieerd over de reikwijdte van genoemde uitspraken. Loth schrijft:

“In dit geval zou moeten worden geabstraheerd van de omstandigheid dat de benadeelde een jonge vrouw is, en daarmee van de kans dat zij eventueel kinderen zou krijgen. De rechtvaardiging is gelegen in de omstandigheid dat concrete schadebegroting ertoe zou dwingen een verboden onderscheid naar geslacht te maken ten nadele van het slachtoffer.”

Hij meent:

“Voor het schadevergoedingsrecht zou dit een verdere stap in de richting van een maatmens-benadeelde zijn.”[7]

Hij vraagt zich daarbij af of dit een wenkend perspectief is.

In dit artikel wil ik verhelderen dat de ophef die ontstaan is naar aanleiding van vorenstaande uitspraken niet nodig is en dat zij niet nopen tot een aanpassing van de manier waarop letselschades in Nederland worden geregeld. Ik zal betogen dat het standpunt van de verzekeraar weliswaar onvoldoende onderbouwd lijkt en de uitspraak van de rechtbank ongelukkig is, maar dat de aan de orde zijnde problematiek te eenzijdig wordt geplaatst in de sleutel van (sekse)discriminatie. Een ander relevant perspectief is dat het bij de vaststelling van de schade ging om toekomstschade van een kind (zij was ten tijde van het ongeval 10 jaar) waarvan de rechter de omvang overeenkomstig de opdracht van art. 6:97 BW moet schatten indien zij niet nauwkeurig kan worden vast gesteld. Ingevolge art. 6:105 lid 1 BW gebeurt dat na afweging van goede en kwade kansen. Daarvoor heeft de rechter handvatten nodig, waarbij statistiek er een van kan zijn. Mits sprake is van goede, relevante statistiek moet deze ook een rol kunnen spelen bij het bepalen van de schade, ook indien deze statistiek anders uitpakt bij man en vrouw.

In par. 2 zal ik eerst nader ingaan op de wijze waarop toekomstschade, en dan met name van jonge kinderen, in Nederland wordt vastgesteld. Daarbij komt ook de mogelijke rol die statistiek kan spelen voor het bepalen van de hypothetische toestand zonder ongeval aan de orde. De paragraaf wordt besloten met enige rechtspraak bij de bepaling van toekomstschade tussen mannen en vrouwen. Hierna ga ik in par. 3 in op direct en indirect onderscheid in de zin van de Algemene wet gelijke behandeling (‘AWGB’), op de uitspraak van de Rechtbank Den Haag en op die van het College voor de Rechten van de Mens. In par. 4 zet ik de uitspraak van het College af tegen eerdere uitspraken van dit College en haar voorganger, de Commissie gelijke behandeling (‘CGB’). In par. 5 evalueer ik de motivering in de uitspraak van de Rechtbank Den Haag. Tot slot trek ik in par. 6 enkele conclusies.

2 De berekening van toekomstschade

2.1 Algemeen; systeem en enige rechtspraak

Uitgangspunt is dat − in lijn met art. 150 Rv − op het letselschadeslachtoffer de bewijslast met betrekking tot de omvang van zijn schade rust. Bij begroting van schade moet in beginsel worden uitgegaan van de concrete omstandigheden waarin een benadeelde verkeert. De benadeelde moet zoveel mogelijk in de toestand worden gebracht waarin hij zou hebben verkeerd indien de schadeveroorzakende gebeurtenis zou zijn uitgebleven.[8] Zowel om praktische redenen als om redenen van redelijkheid en billijkheid worden door de Hoge Raad echter in bijzondere gevallen uitzonderingen aanvaard op dit uitgangspunt van concrete schadevergoeding.[9] Deze uitzonderingen doen zich veel vaker voor dan het woord ‘bijzonder’ suggereert. Zo is het bij personenschade eigenlijk nooit mogelijk om de benadeelde weer geheel in de situatie van voor het ongeval te plaatsen.

Art. 6:97 BW bepaalt:

“De rechter begroot de schade op de wijze die het meest met de aard ervan in overeenstemming is. Kan de omvang van schade niet nauwkeurig worden vastgesteld, dan wordt zij geschat.”

Dat de begroting dient plaats te vinden op een wijze die het meest met de aard van de schade in overeenstemming is, maakt dat sprake is van (deels) normatieve afwegingen. Vanwege de aard van de schade is in de rechtspraak uitgemaakt dat aan de benadeelde die blijvende letselschade heeft opgelopen in beginsel geen strenge eisen mogen worden gesteld met betrekking tot het te leveren bewijs van de omvang van toekomstige (inkomens)schade. Dit vanuit de gedachte dat de mogelijkheid om zekerheid te verschaffen hem of haar is ontnomen door de aansprakelijke partij.[10]

Met betrekking tot toekomstige schade bepaalt art. 6:105 BW dat begroting van toekomstige schade kan worden uitgesteld of kan plaatsvinden aan de hand van een afweging van goede en kwade kansen. Bij die afweging komt het volgens vaste rechtspraak aan op de redelijke verwachting van de rechter omtrent toekomstige ontwikkelingen.[11] Het gaat bij het bepalen van toekomstschade om een vergelijking van de situatie van een benadeelde met het ongeval met de situatie dat hem geen ongeval zou zijn overkomen. Voor zover het de huidige situatie betreft, gaat het om een feitelijke situatie die door waarheidsvinding gewoon kan worden vast gesteld. Deze kan worden bewezen. Dat geldt echter niet voor de hypothetische situatie zonder ongeval en evenmin voor de op het moment van afwikkeling toekomstige situatie met ongeval. Het gaat daarbij niet om ‘feiten’ die kunnen worden bewezen, maar slechts om veronderstellingen, waaraan slechts een beperkte mate van waarschijnlijkheid ten grondslag kan liggen.[12]

Bij het bepalen van toekomstige (arbeidsvermogens)schade kan veelal een belangrijk aanknopingspunt voor het waarschijnlijkheidsoordeel over de situatie zonder ongeval worden gevonden in de feitelijke situatie op het moment van het ongeval. Wat is de opleiding van de benadeelde, welk inkomen verdiende hij, wat waren zijn ontwikkelingsmogelijkheden, in welke branche werkte hij e.d. Ook statistische gegevens kunnen een rol spelen bij het bepalen van de situatie zonder ongeval.[13] Hartlief schrijft hierover:

“(…) dat de nadruk wordt gelegd op de normale gang van zaken. (…) Uiteindelijk ligt hieraan de idee ten grondslag dat zowel wat betreft de goede als wat betreft de kwade kansen mogelijke scenario’s tegen elkaar kunnen worden weggestreept. In de praktijk wordt dan al snel aan toepassing van een gemiddelde gedacht; in dat gemiddelde zijn immers de kansen op een uitzonderlijk verloop − positief en negatief − verwerkt. Waar mogelijk zal de rechter dan ook zijn toevlucht zoeken tot statistische gegevens. Die geven uiteraard richting, maar zijn nog niet doorslaggevend. De strijd gaat veelal over de vraag welk gemiddelde aan de orde is (de man is geen vrouw, een leraar is geen bouwvakker en een hoogleraar is weer niet te vergelijken met een leraar in het middelbaar onderwijs) en/of over de vraag of er reden is in het concrete geval af te wijken van het betrokken gemiddelde.”[14]

Naarmate er meer concrete aanknopingspunten zijn over hoe de toekomst er zonder ongeval zou hebben uit gezien zal statistiek, en zeker meer algemene, vaak geen of in ieder geval een beperkte rol spelen. Als er geen of nauwelijks concrete aanknopingspunten zijn voor de situatie zonder ongeval ligt het veel meer voor de hand om de waarschijnlijke situatie zonder ongeval in te kleuren met goede zoveel mogelijk op de concrete situatie toegesneden statistiek.

Bij schade van jonge kinderen ontbreekt een concreet referentiekader meestal (vrijwel) volledig. De intellectuele, technische en handvaardigheden van een kind, de opleiding en beroepsmogelijkheden van de ouders en eventuele broers en zusters alsmede de maatschappelijke status van het gezin van dit kind worden dan ten grondslag gelegd aan het ‘berekenen’ van de (arbeidsvermogens)schade.[15] Het behoeft geen betoog dat een dergelijke berekening van de toekomstschade in hoge mate abstract is en niet veel meer kan zijn dan een beredeneerde slag in de lucht. Of zoals Kolder opmerkt:

“Hierbij geldt dat naarmate de looptijd van de schade langer is, het speculatieve gehalte groter wordt. Immers, hoe jonger het slachtoffer, hoe smaller de (historische) feitelijke basis om een fictieve toekomst op te baseren en hoe meer men zich moet bedienen van veronderstellingen over ontwikkelingen qua gezondheid en (keuzemomenten inzake) opleiding/arbeid.”[16]

Tot slot is de heersende leer altijd geweest dat de rechter niet gebonden was aan de regels van stelplicht en bewijs bij de schadevaststelling.[17] Dit werd afgeleid uit de vrijheid van de rechter bij de begroting van de schade en uit art. 6:97 BW. Inmiddels lijkt in zoverre een kentering te hebben plaatsgevonden in de rechtspraak van de Hoge Raad dat niet langer de regel geldt dat de rechter bij de vaststelling van de omvang van de schade niet gebonden is aan de gewone regels van stelplicht en bewijslast, maar dat het feit dat het gaat om begroting van schade de rechter de nodige vrijheid geeft bij de door hem te maken keuzes.[18] Aan de motivering van de schadebegroting worden daarom ook geen hoge eisen gesteld.[19] Voldoende is dat feiten worden gesteld en komen vast te staan waaruit in het algemeen het geleden zijn van schade kan worden afgeleid.

“Alsdan staat het de rechter vrij om, mede in aanmerking genomen de aard van de schade, zonder nader bewijs aannemelijk te achten dat schade is geleden en de omvang hiervan vervolgens te schatten”

aldus de Hoge Raad 28 juni 1991.[20]

2.2 Het belang van statistiek in de rechtspraak

Statistiek is in het recht en ook het aansprakelijkheidsrecht niet meer weg te denken. Mits het goede statistiek is die zoveel mogelijk is toegesneden op de concrete situatie en zij prudent wordt gebruikt kan zij naar mijn mening een goed hulpmiddel zijn. Goede statistiek is statistiek die in ieder geval voldoet aan de eisen van relevantie, kwaliteit en actualiteit en die voldoende kan worden gerelateerd aan de omstandigheden van de benadeelde.

Enkele voorbeelden van mogelijke toepassingen van statistiek in de rechtspraak ter illustratie. Bij het antwoord op de vraag of bepaald gedrag onrechtmatig is, is van groot belang hoe waarschijnlijk het was dat bepaald gedrag zou leiden tot de ontstane schade. Zoals de Hoge Raad het verwoordt:

“Dat niet reeds de enkele mogelijkheid van een ongeval, als verwezenlijking van aan een bepaald gedrag inherent gevaar, dat gedrag onrechtmatig doet zijn, maar dat zodanig gevaarscheppend gedrag slechts onrechtmatig is indien de mate van waarschijnlijkheid van een ongeval (het oplopen van letsel door een ander) als gevolg van dat gedrag zo groot is, dat de dader zich naar maatstaven van zorgvuldigheid van dat gedrag had moeten onthouden.”[21]

In de zogenaamde ‘Kelderluikcriteria’ speelt de mate van waarschijnlijkheid waarmee de niet-inachtneming van de vereiste oplettendheid en voorzichtigheid kan worden verwacht en tevens de hoegrootheid van de kans dat daaruit ongevallen ontstaan.[22]

Zoals Van Boom in zijn artikel ‘Hoe groot is de kans?’ laat zien, is er overtuigend bewijs dat waarschijnlijkheidsoordelen in het aansprakelijkheidsrecht die alleen maar zijn gebaseerd op subjectieve inschatting zonder toetsing aan enige externe maatstaf of zonder referte aan statistische waarschijnlijkheden, er vaak lelijk naast zitten en dat oordelen hierover vaak matig tot slecht gefundeerd zijn. Daarom roept hij juristen op zich meer bewust te worden van de valkuilen die eigen zijn aan subjectieve waarschijnlijkheidsoordelen en meer open te staan voor objectieve(re) oordelen.[23] Lang niet altijd zal deze statistische informatie specifiek en goed genoeg zijn om te worden gebruikt. Om deze zonder meer en a priori te negeren – zoals in procedures veelal gebeurt − is gezien het alternatief, een veelal grotendeels op intuïtie gebaseerd waarschijnlijkheidsoordeel, echter ook niet juist. Over ongevallen en de waarschijnlijkheid daarvan is soms wel degelijk (relevante) informatie voorhanden.[24]

Ook bij causaal verband[25] en bij bijvoorbeeld het leerstuk van de proportionele aansprakelijkheid en het verlies van een kans zoals dat wordt toegepast in medische aansprakelijkheidszaken, wordt de te berekenen kans vaak op uitgebreide en betrouwbare medische statistiek gebaseerd.

Zonder volledig te zijn wijs ik er ook op dat ook bij de berekening van de omvang van de schade wel gebruikgemaakt wordt van statistiek. Allereerst wijs ik op de sterftekansen waarmee gerekend wordt en die voor vrouwen en mannen anders liggen. In ‘wrongful birth’ zaken heeft de Hoge Raad uitgemaakt dat voor de kosten van opvoeding van kinderen aansluiting kan worden gezocht bij de normen van het Nationaal Instituut voor Budgetvoorlichting.[26] Voor de berekening van de uitgaven die wegvallen of verminderen als een ouder wegvalt (verschillende inkomens en gezinssamenstellingen) heeft het Nibud in het kader van de nieuwe Richtlijn Overlijdensschade van de Letselschaderaad ook berekeningen gemaakt. Al deze berekeningen zijn gebaseerd op statistiek.[27] Soms is de rechter ook te huiverig om statistiek bij de schadebegroting toe te passen en houdt hij alleen met de gunstige kansen voor de benadeelde rekening. Een voorbeeld daarvan is de uitspraak van het Hof Arnhem van 12 augustus 2003.[28] Het ging in die zaak om een 31-jarige vrachtwagenchauffeur die door een ongeval nooit meer kon werken. Hij had een verleden met rug- en knieklachten. Uit door de aansprakelijke partij overgelegde statistische gegevens bleek dat 18% van de werknemers die werken in ‘overig goederenvervoer te land en in de lucht’ en tussen 45-55 jaar oud zijn arbeidsongeschikt is en 49% van de werknemers met een leeftijd tussen de 55-65 jaar. Het hof oordeelt dat de benadeelde zonder ongeval weliswaar op 55-jarige leeftijd een ‘meer dan geringe kans’ zou lopen om arbeidsongeschikt te worden, maar dat daarmee nog niet gegeven is dat dit lot hem persoonlijk zou treffen. Daarmee poetst het hof ten onrechte een substantiële kans van 49% geheel weg in plaats van daarmee rekening te houden bij een reductie van de schadevergoeding.

Kortom, zowel bij het vaststellen van aansprakelijkheid, causaal verband en schade kan statistiek een nuttig hulpmiddel zijn, waarbij uiteraard kritisch moet worden bekeken of deze van voldoende kwaliteit is en toegesneden op de specifieke situatie. Als deze statistiek verschillend uitpakt bij mannen of vrouwen lijkt er geen reden te zijn daarvan geen gebruik te maken. Zoals uit de volgende paragraaf blijkt lijkt de rechtspraak daar ook geen bezwaar tegen te hebben.

2.3 Enige rechtspraak over het bepalen van de toekomstschade bij mannen en vrouwen[29]

Bij de concrete schadebegroting en het in dat kader afwegen van goede en kwade kansen, wordt door de rechter rekening gehouden met persoonlijke omstandigheden, waaronder met enige regelmaat geslacht.[30] Voordat ik hier op inga past de waarschuwing dat het oordeel van de rechter in feitelijke instanties ingekleurd wordt door het debat van partijen. Een voorbeeld daarvan is dat hetgeen de ene partij aan feiten stelt en de andere niet of niet voldoende betwist, in rechte in beginsel vast staat.[31] Daar komt bij dat de rechter beslist over alles wat is gevorderd en dat hij de feiten niet mag aanvullen. Hij is in beginsel lijdelijk. Of een rechter in zijn oordeel waarde hecht aan bepaalde statistische gegevens van man en vrouw hangt dus mede af van het gevoerde debat. Men moet dus oppassen te verstrekkende conclusies te verbinden aan een motivering van de rechter op basis van die statistische gegevens.

Feiten of omstandigheden van algemene bekendheid, alsmede algemene ervaringsregels mogen door de rechter weliswaar aan zijn beslissing ten grondslag worden gelegd, maar daarvan is niet al te snel sprake.[32] Het moet dan immers gaan om “notoire feiten die ieder normaal ontwikkeld mens kent of uit voor ieder toegankelijke bronnen kan kennen”.[33]

Bij de begroting van nog niet ingetreden inkomensschade wordt met name rekening gehouden met geslacht bij het bepalen van de pensioenleeftijd en de gevolgen van een (eventuele) kinderwens. Ook speelt de sterftekanscorrectie een rol.

Rechters zoeken daarbij houvast in voor de persoon van de benadeelde relevante – al dan niet geslacht-specifieke – maatschappelijke gebruiken en tendensen, feiten van algemene bekendheid, ervaringsregels en/of (branche-specifieke) statistiek. Van algemeenheden en gemiddelden wordt afgeweken wanneer persoonlijke omstandigheden daartoe aanleiding geven. Zo oordeelde de Hoge Raad in 2000 dat het hof er op basis van CBS-gegevens – waaruit bleek dat het aantal vrouwelijke leerkrachten dat met een leeftijd van 58 jaar bleef doorwerken verwaarloosbaar klein is – van uit mocht gaan dat een op het moment van het ongeval 46-jarige vrouwelijke typelerares niet tot haar 65e zou zijn blijven werken wanneer zij daartoe in staat was geweest “tenzij in de persoonlijke omstandigheden van [eiseres] reden wordt gevonden het tegendeel aan te nemen”.[34] Dat zij (als herintreedster) sterk gemotiveerd was door te werken achtte het hof daarvoor onvoldoende. In afwijking van de CBS-statistiek ging het hof ervan uit dat eiseres vanaf haar 61e gebruik zou maken van een systeem van flexibel pensioen en uittreden. Ik heb dit altijd een goed gemotiveerde uitspraak gevonden die enerzijds recht doet aan de afweging van goede en kwade kansen in de zin van art. 6:105 BW en anderzijds de benadeelde ten opzichte van de in de procedure gehanteerde CBS-gegevens een zeker voordeel van de twijfel wordt gegeven. Dat de vrouw in kwestie voordat het ongeval haar op 46e jarige leeftijd overkwam vast van plan was om door te werken tot 65 jaar heeft op zich onvoldoende voorspellende waarde. Bij het wegen van deze uitspraak is wel van belang dat de juistheid van de CBS-gegevens als zodanig in de procedure niet door eiseres waren bestreden.

Omdat aan een benadeelde die blijvende letselschade heeft opgelopen geen strenge eisen mogen worden gesteld met betrekking tot het te leveren bewijs van de omvang van de (inkomens)schade, oordeelde de Rechtbank Amsterdam in 2008 dat een verwijzing naar feiten van algemene bekendheid en statistieken niet zonder meer genoeg zijn om het standpunt van de verzekeraar te kunnen onderbouwen dat de pensioenleeftijd van een vrouwelijke benadeelde voor de situatie zonder ongeval op 55 jaar zou moeten worden gesteld.[35]

Op 7 december 2005 moest de Rechtbank Zwolle oordelen over de arbeidsvermogensschade van een ten tijde van een ongeval 21-jarige productiemedewerkster die uiteindelijk vanwege het ongeval volledig uitviel.[36] Partijen verschilden van mening over de deeltijdfactor die eiseres zonder ongeval zou hebben gewerkt vanwege de na het ongeval op 25- (in 2001) en 27- (in 2003) jarige leeftijd gekregen kinderen. Eiseres meende dat zij vanwege de kinderen zonder ongeval van 2003 tot 2008 50% zou hebben gewerkt en vervolgens tot 55-jarige leeftijd 80%. De rechtbank volgt echter het standpunt van de verzekeraar:

“3.13

(…) Wanneer in aanmerking wordt genomen dat [eiseres] gezien haar arbeidsverleden (ondanks het behalen van een MEAO-diploma) gericht was op productiewerk, dat dit werk lichamelijk belastend is en dat het bij dit soort werk minder dan elders gebruikelijk is dat vrouwen na de geboorte van hun kind weer betrekkelijk snel (nagenoeg) fulltime aan de slag gaan, is het redelijk om uit te gaan van de verwachting dat [eiseres] in de hypothetische situatie zonder ongeval vanaf de geboorte van haar eerste kind tot 4 jaar na de geboorte van haar jongste kind 2 dagen in de week (derhalve 40%) gewerkt zou hebben en nadien tot aan het bereiken van de 12-jarige leeftijd door het jongste kind 3 dagen (derhalve 60%) in de week. Bij de begroting van de schade zal de rechtbank dit uitgangspunt toepassen.”

Statistiek komt bij dit redelijkheidsoordeel van de rechtbank dus niet aan de orde. Relevant is dat partijen het weliswaar niet eens waren over de hoogte van de deeltijdfactor maar wel over het feit dat zij zonder ongeval minder zou zijn gaan werken vanwege de komst van de kinderen.

De Rechtbank Amsterdam boog zich op 30 januari 2008 over de zaak van een ten tijde van het ongeval 45-jarige vrouw die door een ongeval volledig arbeidsongeschikt werd voor haar werk als afdelingsassistente bij KPN. Zij stelt dat zij zonder ongeval tot 65-jarige leeftijd zou hebben doorgewerkt. De aansprakelijke partij betwist dit en meent onder meer dat niet slechts uitgegaan mag worden van de goede kansen en dat ook rekening moet worden met het feit van algemene bekendheid dat veel beroepsgroepen worden geconfronteerd met uitval, er veelvuldig parttime wordt gewerkt en zeer veelvuldig vroegtijdig met pensioen wordt gegaan. Tevens wijst zij erop dat uit statistische gegevens blijkt dat slechts een zeer klein deel van de beroepsbevolking ouder dan 55 jaar nog werkzaam is, hetgeen in het bijzonder geldt voor vrouwen. Met verwijzing naar de concrete omstandigheden van de vrouw (geen fysiek zwaar werk; geen kinderen en een echtgenoot die eveneens fulltime werkt; de intentie om door te werken) verwerpt de rechtbank dit verweer. Zij oordeelt dat de door gedaagde aangevoerde feiten van algemene bekendheid en de (algemene) statistische gegevens tegenover de concrete aanwijzingen die een andere richting op wijzen onvoldoende gewicht in de schaal leggen. Deze algemene gegevens lijken mij daarvoor inderdaad onvoldoende toegesneden op de omstandigheden van het geval. Terzijde merk ik op dat ook bij mannen niet altijd ervan wordt uitgegaan dat zij zonder ongeval tot 65 jaar zouden hebben gewerkt.[37]

Tot slot wijs ik op een vrij recente uitspraak van het Hof Arnhem-Leeuwarden van 5 augustus 2014.[38] In die zaak strijden de benadeelde van een medische kunstfout en het aansprakelijke ziekenhuis over het antwoord op de vraag in hoeverre zij, een verpleegster, zonder ongeval en na de geboorte van haar autistische zoon zou zijn blijven werken. Benadeelde motiveerde uitvoerig waarom zij in haar concrete situatie fulltime zou zijn blijven werken:

“2.4.

(…) dat zij zonder de medische fout in Rotterdam zou zijn gaan wonen, waar haar ouders woonden en een goede vriendin, die in dezelfde situatie verkeerde als zijzelf (een alleenstaande ouder, werkzaam als verpleegkundige). In die situatie zou zij (vanaf 1 januari 1997) een fulltime baan hebben kunnen combineren met de zorg voor haar in 1995 geboren zoon. Haar ouders konden een deel van de opvang voor hun rekening nemen en met de vriendin konden afspraken worden gemaakt over het over en weer opvangen van elkaars kind en het daarop afstemmen van de roosters. Bovendien beschikte het ziekenhuis over kinderopvang en bood het werk in avond- en nachtdiensten ook de mogelijkheid overdag thuis te zijn. (…)”

Het ziekenhuis stelt hier onder meer statistische informatie tegenover waaruit zou volgen dat in Nederland maar één op de vijf alleenstaande moeders een fulltime baan heeft. Interessant is allereerst de overweging van het hof over de redelijke verwachtingen zonder ongeval:

“2.5.

(…) Die redelijke verwachtingen zullen doorgaans overeenkomen met de realistische verwachtingen, de verwachtingen die zijn gebaseerd op de normale gang van zaken bij de benadeelde. De partij die een afwijking van deze normale gang van zaken bepleit, dient die afwijking deugdelijk te onderbouwen. Het hof zal daarvan uitgaande de stellingen van partijen over het al dan niet fulltime werken van [appellante] in de hypothetische situatie bespreken.”

Dat wanneer de aansprakelijkheidsgrond eenmaal is gegeven, de bewijslast – in de zin van aannemelijk maken − met betrekking tot de vergelijkingshypothese in beginsel op degene rust die zich beroept op een afwijking van de gewone gang van zaken is in 2009 al eens verdedigd door Akkermans.[39] Aan dat laatste bewijs zouden geen strenge eisen mogen worden gesteld omdat het bij de vergelijkingshypothese niet gaat om ‘feiten’ die in principe sluitend kunnen worden bewezen, maar om veronderstellingen waaraan slechts een beperkte mate van waarschijnlijkheid ten grondslag kan liggen. Omdat het uitgangspunt dat de bewijslast op de benadeelde rust voor deze hypothetische situatie met dit systeem als zodanig zou zijn verlaten, is er ook geen reden meer om lagere eisen aan dit bewijs te stellen wanneer het op de benadeelde rust en niet op de aansprakelijke partij.[40]

Naar mening van Akkermans zou deze regel moeten zien op de vergelijkingshypothese ongeacht of deze ziet op het bewijs van schade of causaal verband. Dat hangt samen met het feit dat sprake is van uitwisselbaarheid van perspectieven: ‘causaal verband’ bestaat altijd met iets, ‘schade’ altijd door iets. De bewijslast met betrekking tot de (historische) bestaande situatie zou wel conform art. 150 Rv op de benadeelde moeten blijven rusten, omdat die gewoon bewezen kan worden (waarbij aan dit bewijs geen strenge eisen worden gesteld).

Naar mijn mening gaat het hier om een aantrekkelijke gedachte. Mits voldoende gegevens voorhanden zijn voor het vaststellen van ‘de normaal situatie’ leidt het tot minder discussie zonder dat enige partij wordt benadeeld. Ik wijs erop dat de benadeelde ook zonder dit uitgangspunt zijn schade aannemelijk zal moeten maken.

Het hof oordeelt vervolgens:

“2.6.

(…) dat statistische gegevens over een breed samengestelde groep − zoals, in dit geval, de groep van alleenstaande moeders − niet doorslaggevend zijn bij het antwoord op de vraag naar de omvang van de functie in de hypothetische situatie zonder ongeval. Het gaat om de begroting van de schade van [appellante]. Voor de begroting van die schade dient haar specifieke situatie het uitgangspunt te vormen en niet de situatie van de grootste gemene deler van een breed samengestelde groep waarvan zij (ook, naast andere groepen) deel uitmaakt.”

Dat lijkt mij juist. De ene statistiek is de andere niet. Als binnen een groep veel variatie bestaat, omdat deze groep ‘breed is samengesteld’ zoals het hof het formuleert, zegt het gemiddelde over deze groep (hier: alle alleenstaande moeders) minder over de individuen waaruit zij is samengesteld, dan wanneer een groep homogener is (bijvoorbeeld alleenstaande moeders in een bepaald beroep). Een schade moet zo concreet mogelijk worden berekend. Het hof meent dat de gegevens waarop het ziekenhuis zich beroept niet eenduidig zijn en eiseres daarentegen specifiek heeft aangegeven hoe zij de opvang van haar kind zonder ongeval zou hebben geregeld. Ook acht het hof het realistisch dat eiseres er zoveel mogelijk naar zou hebben gestreefd fulltime te werken. Vanwege de extra zorg en kosten die haar autistische zoon vergen acht het hof het anderszins niet realistisch te verwachten dat eiseres in de hypothetische situatie zonder ongeval gedurende de gehele kinder- en jeugdjaren de (extra) zorg voor zoon, naast de gewone zorgtaken, zou hebben kunnen combineren met een fulltime baan in de verpleging. Alles afwegend komt het hof tot de conclusie dat tot en met het jaar 1999 rekening moet worden houden met een dienstverband van 60%, tot en met het jaar 2007 (het jaar dat zoon middelbaar onderwijs kon gaan volgen) met een dienstverband van 80% en vanaf het jaar 2008 (tot aan het bereiken door eiseres van de leeftijd van 61 jaar) met een fulltime dienstverband.

2.4 Tussenconclusie

Statistiek speelt met enige regelmaat een rol in de civiele (maar ook strafrechtelijke) rechtspraak. Zowel bij beantwoording van aansprakelijkheids-, causaliteits- en schadevragen kan statistiek een nuttige rol als hulpmiddel spelen, zeker wanneer een hypothetische situatie moet worden vast gesteld. Deze is niet te bewijzen maar slechts met een bepaalde mate van waarschijnlijkheid vast te stellen.

In de rechtspraak wordt het vorenstaande onderkend. Aangezien als uitgangspunt geldt dat een (letselschade)vergoeding zoveel mogelijk concreet moet worden vast gesteld zullen algemene statistische gegevens lang niet altijd op een concrete situatie kunnen worden toegepast. Concrete schadeberekening brengt immers met zich dat per individueel geval moet worden bekeken of statistiek en andere algemene gegevens van toepassing zijn op de benadeelde in kwestie. Daarnaast wordt in beginsel het uitgangspunt gehanteerd dat de bewijslast van het tegendeel niet eenzijdig bij de benadeelde mag worden gelegd.

In de volgende paragraaf geef ik enkele voor seksediscriminatie relevante bepalingen van de Algemene wet gelijke behandeling (‘AWGB’) weer en vervolgens de omstreden uitspraak van de Rechtbank Den Haag en tot slot het oordeel van het College voor de Rechten van de Mens.

3 Direct en indirect onderscheid in de zin van de Algemene wet gelijke behandeling (‘AWGB’), de omstreden uitspraak van de Rechtbank Den Haag en het oordeel van het College voor de Rechten van de Mens

3.1 Direct en indirect onderscheid naar geslacht in de zin van de AWGB

Art. 7 lid 1 onderdeel a AWGB bevat, in samenhang met art. 1 AWBG, een verbod op onderscheid op grond van (onder meer) geslacht bij het aanbieden van goederen of diensten en bij het sluiten, uitvoeren of beëindigen van dergelijke overeenkomsten, indien dit geschiedt in de uitoefening van beroep of bedrijf. Op grond van art. 10 AWGB is het aan de verzoek(st)er om feiten aan te voeren die onderscheid op de voet van geslacht kunnen doen vermoeden. Vervolgens is het aan verweerder te bewijzen dat hier geen sprake van is.

In art. 1 en 2 AWGB wordt verschil gemaakt tussen een direct en een indirect onderscheid. Dit verschil, en de daarmee samenhangende verschillende toetsingskaders, zijn als volgt uitgewerkt in een verkennend onderzoek van de voorloper van het College, de Commissie gelijke behandeling (‘CGB’), uit 2012:[41]

“Onderscheid kent twee vormen: direct onderscheid en indirect onderscheid. Van direct onderscheid is sprake als een verschil in behandeling direct is gekoppeld aan een discriminatiegrond, zoals geslacht. Dat is bijvoorbeeld het geval als vanwege een aanname die is gebaseerd op seksestereotypen – zoals dat alle vrouwen kinderen krijgen of dat mannen geen huishoudelijk werk doen – de hoogte van de uitkering bij letselschade wordt gematigd. Van indirect onderscheid is sprake als een verschillende behandeling die is gebaseerd op een neutraal criterium dat niet refereert aan geslacht, direct onderscheid op grond van (onder andere) geslacht tot gevolg heeft omdat ofwel mannen ofwel vrouwen nadelig door dat criterium worden getroffen. Zo zou bijvoorbeeld lengte als criterium bij de berekening van de hoogte van premies of uitkeringen indirect onderscheid kunnen opleveren, aangezien vrouwen gemiddeld kleiner zijn dan mannen.

Direct onderscheid op grond van geslacht is verboden, behalve in een aantal in de wet omschreven uitzonderingsgevallen, zoals wanneer het onderscheid is bedoeld ter bescherming van zwangere vrouwen. Indirect onderscheid is alleen verboden als daarvoor geen objectieve rechtvaardiging bestaat. Van een objectieve rechtvaardiging is sprake als het doel waarvoor het onderscheid wordt gemaakt, legitiem is en het onderscheid een geschikt en noodzakelijk middel is om dat doel te bereiken.”

Van direct onderscheid is dus sprake als dit uitsluitend voortvloeit uit het geslacht. Bij indirect onderscheid gaat het om het gebruik van een ogenschijnlijk neutrale bepaling, maatstaf of handelwijze die leidt tot benadeling van personen van een bepaald geslacht. Daarbij is dan geen sprake van het rechtstreeks refereren aan het geslacht, maar het gevolg is wel een direct onderscheid.

Dit onderscheid is van belang omdat voor direct onderscheid bij de vaststelling van (inkomens)schade geen wettelijke uitzondering bestaat. Daarmee is dergelijk onderscheid op grond van de AWGB verboden, ongeacht het al dan niet bestaan van rechtvaardigende statistiek. Art. 2 lid 1 AWGB bepaalt dat het verbod van onderscheid niet geldt ten aanzien van indirect onderscheid indien dat onderscheid objectief gerechtvaardigd wordt door een legitiem doel en de middelen voor het bereiken van dat doel passend en noodzakelijk zijn. Zoals bij de bespreking van de uitspraak van de CGB van 5 november 1996, oordeel 1996-90 in par. 4 nog aan de orde zal komen is het vast stellen van toekomstschade met gebruik van statistische gegevens in beginsel legitiem. Van een geschikt middel is echter alleen dan sprake wanneer de gegevens voldoen aan de eisen van relevantie, kwaliteit en actualiteit en deze worden gerelateerd aan de omstandigheden van de benadeelde.[42] Als dergelijke statistiek bestaat, dan is niet langer sprake van een seksestereotypering. In een concreet geval zal de vraag steeds zijn wanneer statistische gegevens zo ‘hard’ zijn, dat niet langer gezegd kan worden dat van direct onderscheid sprake is. Het onderscheid vloeit dan immers niet langer uitsluitend voort uit geslacht, maar uit een objectief gegeven.

3.2 De uitspraak van de Rechtbank Den Haag van 23 juli 2013

De zaak die de Rechtbank Den Haag en het College te behandelen kregen draaide om een vrouw die in 2003 als 10-jarig kind werd aangereden door bij verzekeraar verzekerde motorbestuurder, hersenletsel opliep en als gevolg daarvan nooit meer zal kunnen werken. Haar leerkrachten geven aan dat zij een zwakke leerling was maar dat zonder ongeval een VMBO basis/kader beroepsgerichte leerweg met leerwegondersteunend onderwijs wel tot de mogelijkheden had behoord. Zij noemen als mogelijke beroepen voor haar in de winkel achter de toonbank, achter de kassa en kapster. Op zesjarige leeftijd heeft benadeelde zelf ook kapster als mogelijk beroep genoemd.

Met betrekking tot de inkomensschade heeft verzekeraar een regelingsvoorstel gedaan met als uitgangspunt dat de vrouw – het ongeval weggedacht – van haar 17e tot en met haar 26e (in 2019) voltijds zou hebben gewerkt, vervolgens 10 jaar niet en aansluitend 50% tot haar 67e. Dit scenario baseerde verzekeraar op de verwachting dat benadeelde een partner zou hebben gevonden en kinderen zou hebben gekregen, gekoppeld aan voor die verwachting relevante statistische gegevens over 2005 afkomstig van de Pensioenverzekeraar in de kappersbranche.

In het deelgeschil dat over de kwestie is gevoerd, oordeelde de rechtbank allereerst dat benadeelde, ondanks twijfels van verzekeraar daarover, een VMBO-opleiding op gemiddeld niveau had kunnen afronden en vervolgens na 10 jaar werken een modaal inkomen zou hebben verdiend. Dat benadeelde op 6-jarige leeftijd als beroepswens kapster had aangegeven rechtvaardigt volgens de rechtbank niet om op basis daarvan een berekening te maken.

In de overige uitgangspunten voor het berekenen van de arbeidsvermogensschade van verzekeraar kan de rechtbank zich wel vinden.[43] In haar beschikking stelt zij voorop (r.o. 4.2) dat het bij de vergelijking van de feitelijke inkomenssituatie na het ongeval met de hypothetische situatie zonder ongeval aankomt op een schatting naar redelijkheid van de goede en kwade kansen. Vervolgens volgt de overweging dat aan een benadeelde die blijvende letselschade heeft opgelopen geen strenge eisen mogen worden gesteld met betrekking tot het te leveren bewijs. Ten aanzien van het aantal uren dat zonder ongeval zou zijn gewerkt overweegt de rechtbank (r.o. 4.10):

“De rechtbank acht het redelijk te veronderstellen dat [C], als vrouw in Nederland en gegeven haar culturele achtergrond en persoonlijke omstandigheden, een partner zou hebben gevonden en rond haar 26e levensjaar (in het jaar 2019) kinderen zou hebben gekregen. Gezien de huidige en te verwachten economische situatie, ook in de kinderopvang, is het redelijk te veronderstellen dat [C] in verband met de geboorte van haar kinderen gedurende 10 jaar niet zou hebben gewerkt en vervolgens vanaf haar 36e levensjaar tot haar 67e levensjaar, conform de door [verzekeraar] voorgestelde 50% ofwel 20 uur per week werkzaam zou geweest. Het is immers een feit van algemene bekendheid dat slechts een kleine groep vrouwen na de geboorte van kinderen fulltime blijft werken en derhalve de verzorging en opvoeding van die kinderen voor een belangrijk deel aan derden over laat, terwijl niet is onderbouwd dat [C] tot deze kleine groep vrouwen behoort.”

Daarbij geeft de Rechtbank Den Haag aan dat haar schatting is gebaseerd op de beschikbare statistische gegevens en de persoonlijke omstandigheden van de vrouw, en dat daarmee geen sprake is van seksestereotypering (r.o. 4.10):

“(…) De rechtbank dient, rekening houdend met de beschikbare statistische gegevens en de persoonlijke omstandigheden van [C], te schatten hoe het leven van [C] er, het ongeval weggedacht, zou hebben uitgezien. Daarbij is het onvermijdelijk dat rekening wordt gehouden met de omstandigheid dat [C] een vrouw is, maar dit maakt nog niet dat de aannames daarmee discriminerend zijn. De aannames laten immers alle ruimte om in afwijking van de statistische gegevens uit te gaan van een fulltime dienstverband wanneer daartoe op basis van de persoonlijke omstandigheden van [C] voldoende aanleiding is. Zoals de rechtbank hiervoor reeds heeft overwogen, bestaat daartoe geen aanleiding.”

3.3 Uitspraak College voor de Rechten van de Mens

Bijna een jaar later klaagt benadeelde bij het College dat de verzekeraar bij de berekening van de letselschadevergoeding een (verboden) direct onderscheid op grond van geslacht heeft gemaakt.[44] Het is, aldus benadeelde:

“Onjuist om er in deze tijd vanuit te gaan dat een vrouw automatisch een aantal jaren zal stoppen met werken vanwege de komst van kinderen en slechts in deeltijd zal gaan werken als de kinderen groter zijn. Hiermee is sprake van seksestereotypering omdat dergelijke uitgangspunten niet bij een man worden gehanteerd. Dat geldt ook voor de aanname dat alle vrouwen kinderen krijgen.”

De door het College te beantwoorden vraag is dus een andere dan de rechter in Den Haag had te beantwoorden: het vaststellen van de uitgangspunten voor de schadevergoeding. Als geen hoger beroep zou zijn ingesteld tegen de uitspraak van de rechtbank – ik begrijp dat dit wel het geval is − staat het oordeel van de rechter ongeacht de uitkomst van een klacht bij het College vast. Het oordeel van het College is ook niet bindend maar een advies.

Het College acht het niet aannemelijk (par. 3.11) dat verzekeraar het bij de berekening van de inkomensschade van de vrouw gehanteerde uitgangspunt – dat zij achtereenvolgens voltijds, helemaal niet en voor 50% zou hebben gewerkt – ook zou hebben gebruikt wanneer zij een man was geweest. Dit levert volgens het College een vermoeden van direct onderscheid op grond van geslacht op dat door verzekeraar niet is weerlegd. Vervolgens ligt het, aldus het College, op de weg van de verzekeraar om te bewijzen dat zij niet in strijd met de AWGB heeft gehandeld. Daarover overweegt het College in met name par. 3.16 en 3.17 van de uitspraak:

“Dat verweerster met hetgeen zij heeft gesteld over de statistiek van de kappersbranche 2005 niet bewijst dat zij geen direct onderscheid op grond van geslacht heeft gemaakt bij het hanteren van het uitgangspunt dat de dochter tot haar 27ste jaar voltijds zou werken, daarna tien jaar niet en vervolgens 50% zou werken. Allereerst ziet deze statistiek uitsluitend op aantallen kappers per leeftijdsgroep en dus niet op de (gemiddelde) betrekkingsomvang per leeftijdsgroep, terwijl dit laatste de essentie is van het uitgangspunt dat de dochter gedurende zekere leeftijdsfasen respectievelijk 100%, 0% en 50% gewerkt zou hebben. Voorts kan uit het afnemen van de aantallen kappers per leeftijdsgroep niets worden afgeleid over de arbeidsparticipatie van degenen die kennelijk uit het kappersvak zijn vertrokken. Tenslotte kan de stelling dat de statistiek ook op mannelijke kappers ziet, wat daarvan ook zij, niet het gevestigde vermoeden weerleggen, gezien de aard van de feiten waarop dit vermoeden is gebaseerd.

Ook overigens is het College van oordeel dat verweerster niet heeft bewezen dat zij geen direct onderscheid op grond van geslacht heeft gemaakt bij de vaststelling van de hoogte van de letselschadevergoeding, meer specifiek bij de berekening van de schade wegens verlies aan verdienvermogen. Het maken van direct onderscheid op grond van geslacht is verboden, tenzij een wettelijke uitzondering van toepassing is. Gesteld noch gebleken is dat dat het geval is. Het College oordeelt daarom dat verweerster jegens de dochter van verzoekers verboden direct onderscheid op grond van geslacht heeft gemaakt.”

Het College oordeelt onder meer dat de statistiek waar verzekeraar naar verwijst, het door verzekeraar gehanteerde uitgangspunt dat de vrouw langdurig niet of voor de helft zou werken, niet kan dragen. Uitgaande van de vaststelling van het College dat gegevens over de gemiddelde betrekkingsomvang van kappers per leeftijdscategorie in deze cijfers ontbreken, is het oordeel van het College goed te volgen. Zonder die gegevens kan immers niets worden gezegd over de gemiddelde betrekkingsomvang van kappers in verschillende leeftijdsfasen. Ook de opmerking van het College dat uit het afnemen van de aantallen kappers per leeftijdscategorie niets kan worden afgeleid over de arbeidsparticipatie van degenen die zijn vertrokken, snijdt hout. Daarmee is immers niet gezegd dat kappers die het vak voor het bereiken van de pensioengerechtigde leeftijd verlaten, geen andere arbeid meer zullen verrichten.

In de visie van het College zou geen sprake zijn geweest van direct onderscheid wanneer wel deugdelijke statistieken zouden zijn gebruikt, maar van een indirect onderscheid waarvoor dan een objectieve rechtvaardiging bestaat. Ik wijs echter op de overweging van het College dat verzekeraar “met hetgeen zij heeft gesteld over de statistiek van de kappersbranche 2005” niet bewijst dat direct onderscheid op grond van geslacht niet aan de orde is. Kortom nu de statistische gegevens onvoldoende ‘hard’ waren was van het maken van een verboden direct onderscheid sprake.

4 Verhouding tot eerdere uitspraken van de Commissie Gelijke Behandeling

De toelaatbaarheid van het maken van onderscheid tussen mannen en vrouwen bij de vaststelling van inkomensschade op grond van statistische gegevens is in 1996 en 2009 aan de orde geweest in uitspraken van de Commissie Gelijke Behandeling (‘CGB’).[45]

CGB 5 november 1996, oordeel 1996-90

In 1996 heeft het College geoordeeld dat een verzekeraar direct onderscheid op grond van geslacht maakte door aan een vrouw vragen te stellen over een kinderwens, terwijl die vraag niet werd gesteld aan mannen. Daarnaast werd volgens het College bij het berekenen van de inkomensschade indirect onderscheid gemaakt naar geslacht door rekening te houden met algemene sekse-specifieke, statistische gegevens. De Commissie overweegt daartoe in par. 4.6 van de uitspraak onder meer:

“Het is gebruikelijk dat bij schaderegelingen, hoewel zoveel mogelijk wordt aangesloten bij de concrete individuele omstandigheden van het slachtoffer, rekening wordt gehouden met algemene statistische gegevens. Deze gegevens worden toegepast bij de toekomstverwachtingen, c.q. de verdiencapaciteit van het slachtoffer bij een leven zonder de schadeoorzaak. De vraag rijst, of algemene statistische gegevens waaruit blijkt dat vrouwen een geringere arbeidsparticipatie kennen dan mannen, (in het onderhavige geval) mogen worden gehanteerd.

Het rekening houden met statistische gegevens bij schadeberekening is op zichzelf een neutraal middel. Nu het echter een algemeen bekend feit is, dat de arbeidsparticipatie van vrouwen lager is dan van mannen, zullen vooral vrouwen benadeeld worden door het betrekken van statistische informatie bij de schadeberekening. De Commissie is daarom van oordeel dat het hanteren van statistieken bij de berekening van inkomensschade een verboden indirect onderscheid naar geslacht oplevert.

Ingevolge artikel 2 lid 1 AWGB geldt het verbod van indirect onderscheid niet, indien dit onderscheid objectief gerechtvaardigd is. […]

Het doel van het gebruik van statistische gegevens is gelegen in de noodzaak om voorspellingen te doen omtrent de vermoedelijke inkomensontwikkeling die zou hebben plaatsgevonden als het feit dat de schade heeft veroorzaakt er niet was geweest. Aan dit doel is iedere discriminatie vreemd.

De vraag is dan of het gekozen middel geschikt en noodzakelijk is, om dat doel te bereiken.

De Commissie is van oordeel dat het middel niet zonder meer geschikt geacht kan worden, daar algemene statistische gegevens niet per definitie van toepassing geacht kunnen worden op ieder individueel geval. Concrete schadeberekening impliceert reeds, dat niet bij voorbaat algemene − op het verleden gebaseerde − statistische gegevens doorslaggevend kunnen zijn, zeker niet bij de huidige veranderingen in de arbeidsparticipatie van vrouwen. De betekenis van algemene statistische gegevens voor het concrete geval is afhankelijk van de vraag of deze gegevens een juiste afspiegeling zijn van de groep waar de betrokkene toe behoort en of aannemelijk is gemaakt dat de situatie van de betrokkene niet afwijkt van die welke aan het landelijk gemiddelde ten grondslag ligt.

In het onderhavige geval is niet vast komen te staan dat dit laatste het geval is en acht de Commissie derhalve het middel niet geschikt. De Commissie merkt daarbij op, dat statistische gegevens over de arbeidsparticipatie die bij de schadeberekening worden betrokken niet die betekenis mogen hebben, dat zij telkens als uitgangspunt worden gehanteerd, waarbij van een vrouwelijk slachtoffer wordt verlangd dat zij het bewijs levert van (verwachte) andere concrete omstandigheden.”

Het gebruik van algemene sekse-specifieke, statistische gegevens bij het berekenen van inkomensschade wordt in deze uitspraak gekwalificeerd als indirect onderscheid.[46] Gebruik van statistiek wordt vervolgens niet in absolute zin afgewezen. De CGB ziet de noodzaak in om voorspellingen te doen omtrent vermoedelijke inkomensontwikkelingen. Ook geeft de CGB expliciet aan dat het daartoe gebruiken van statistiek vrij is van discriminatie. Vanuit de gedachte dat concrete schadeberekening maatwerk is, heeft de CGB wel moeite met het zonder meer toepassen van algemene statistische gegevens op ieder individueel geval. Daarbij speelt expliciet een rol dat statistische gegevens op het verleden zijn gebaseerd en de arbeidsparticipatie van vrouwen aan verandering onderhevig is. Ik kom hier zo dadelijk nog op terug. De toepasselijkheid van algemene statistische gegevens op een concreet geval moet volgens de CGB steeds aannemelijk worden gemaakt, waarbij de bewijslast dat sprake is van verwachte andere concrete omstandigheden in eerste instantie niet bij de benadeelde mag liggen.

In haar recente oordeel uit 2014 lijkt de Commissie een vergelijkbaar toetsingskader te hanteren. Dat wordt weliswaar niet expliciet overwogen, maar het is duidelijk dat de Commissie inhoudelijk beoordeelt of de door de verzekeraar naar voren gebrachte statistieken de door haar gehanteerde uitgangspunten in het concrete geval kunnen onderbouwen.

CGB 1 december 2009, oordeel 2009-117

In 2009 is de CGB tot het oordeel gekomen dat een verzekeraar direct onderscheid had gemaakt op grond van geslacht. De verzekeraar had in een brief aan een vrouwelijke benadeelde aangegeven dat het schadebedrag gematigd werd naar aanleiding van – onder meer – een veronderstelde kinderwens. Ter zitting had de verzekeraar daarnaast aangegeven dat CBS-gegevens over veranderingen in de arbeidsparticipatie van mannen en vrouwen na de geboorte van een eerste kind, bij (een vermoeden van) een kinderwens bij vrouwen in veel gevallen aanleiding zal zijn tot matiging en bij mannen zelden of nooit. De CGB overweegt in par. 3.10 en 3.14:

“De Commissie oordeelt dat de brief van verweerster van 5 mei 2009, in combinatie met de verklaring van verweerster over de gehanteerde methode bij het schatten van de omvang van de inkomensschade, direct onderscheid op grond van geslacht kan doen vermoeden. Immers, op grond van de brief van verweerster bestaat het vermoeden dat de veronderstelde kinderwens van verzoekster een rol heeft gespeeld bij de bepaling van de hoogte van de (partiële) schade-uitkering. Uit de verklaring van verweerster blijkt dat een (vermoeden van een) kinderwens bij vrouwen in veel gevallen aanleiding zal zijn tot matiging, terwijl dat bij mannen zelden tot nooit het geval zal zijn. […]

Nu verweerster er niet in is geslaagd het vermoeden van onderscheid op grond van geslacht te weerleggen, oordeelt de Commissie dat verweerster direct onderscheid op grond van geslacht heeft gemaakt […]. Direct onderscheid is niet toegestaan, behoudens in de wet genoemde uitzonderingen. Verweerster heeft verklaard dat CBS-gegevens een significant verschil in arbeidsparticipatie laten zien tussen mannen en vrouwen, nadat zij kinderen hebben gekregen (zie 3.8 en 3.9). In de wet is echter geen uitzondering opgenomen, waardoor het verbod op onderscheid niet van toepassing zou zijn op de bepaling van inkomensschade. De Commissie oordeelt dan ook dat geen van de wettelijke uitzonderingen van toepassing is en dat verweerster daarom jegens verzoekster verboden onderscheid op grond van geslacht heeft gemaakt.”

Net als in de recente uitspraak van het College oordeelt de CGB in deze uitspraak dus dat sprake is van directonderscheid. In deze zaak lijkt moeilijker verdedigbaar dat het onderscheid als indirect zou kunnen worden gekwalificeerd. Waar het om lijkt te gaan is dat hetzelfde bevestigende antwoord op een kinderwensvraag voor mannen andere gevolgen heeft dan voor vrouwen.

4.1 Tussenconclusie

Direct onderscheid naar geslacht bij de berekening van (inkomens)schade is op grond van de AWGB verboden. Statistieken kunnen daar niet aan afdoen. Het CGB en het College toetsen voorts kritisch of indirect onderscheid objectief wordt gerechtvaardigd door een legitiem doel en de middelen voor het bereiken van dat doel passend en noodzakelijk zijn. Het gebruik van statistiek voor het bepalen van toekomstige schade is op zich legitiem, maar CGB en College zullen kritisch bezien of voldaan is aan de eisen van relevantie, kwaliteit en actualiteit. In ieder geval staat de CGB en het College niet zonder meer onwelwillend tegenover het gebruik van (sekse-specifieke) statistiek.

5 De motivering van de Rechtbank Den Haag gewogen en te licht bevonden

Zoals aangegeven zijn de oordelen van het CGB en het College juridisch niet bindend en kunnen zij in de rechtspraak zonder nadere motivering worden genegeerd. Daartegenover staat dat de rechter zich ook rekenschap moet geven van de AWGB en zijn uitspraak afdoende moet motiveren. Die motivering is niet erg geslaagd.

De rechtbank gaat er vrij gemakkelijk van uit dat de benadeelde een partner zou hebben gevonden en rond haar 26ste kinderen zou hebben gekregen. Daartoe wordt enkel overwogen dat zij een vrouw is en in zijn algemeenheid gewezen op haar “culturele achtergrond en persoonlijke omstandigheden”.

Vervolgens stelt de rechtbank dat het “gezien de huidige en te verwachte economische situatie, ook in de kinderopvang” redelijk is te veronderstellen dat de vrouw, zoals door de verzekeraar betoogd, in verband met de geboorte van kinderen (in 2019) 10 jaar niet en vervolgens voor 50% werkzaam zou zijn geweest. Ook tegen die onderbouwing is wel wat in te brengen. Ten aanzien van de kinderopvang in relatie met werken oordeelt het CBS op 12 februari 2015 in ieder geval: “Hogere kosten voor kinderopvang, maar arbeidsdeelname van ouders daalt niet”.[47] Daaruit volgt dus niet dat de vrouw daardoor minder zou gaan werken, en al helemaal niet dat dit in 2019 ook zo zou zijn. Over de economische situatie in 2019 lijkt ook niet veel te zeggen. Voorts valt op dat de rechtbank zijn aanname doet voor de verre toekomst (2019) en dat zij het betoog van verzekeraar dat onvermijdelijk is gebaseerd op statistiek uit het verleden volgt. Dat is zeker bij een ten aanzien van de arbeidsparticipatie van man en vrouw veranderende maatschappij een hachelijke onderneming. In zijn noot bij de uitspraak van de Rechtbank Den Haag wijst Dute in dit verband op cijfers van het CBS waaruit onder meer blijkt dat bijna de helft van de moeders met een kind werkt en dat het percentage moeders met jonge kinderen die aan het werk gaan al een decennium lang stijgt.[48,49] Uit de Emancipatiemonitor 2014 van het CBS blijkt dat vrouwen in 2013, net als in 2011, gemiddeld 26,4 uur per week werkten. Bij mannen was dat 37,6 uur, iets minder dan in 2011 (38,2 uur). Voorts liep de netto arbeidsdeelname van mannen terug van 81% in 2009 tot 78% in 2013 waarbij die voor vrouwen stabiel 64% is. De verschillen in arbeidsparticipatie tussen mannen en vrouwen zijn in ieder geval in sommige opzichten dus kleiner dan men wellicht op het eerste gezicht zou denken.

Toegespitst op werkende vrouwen vermeldt de Emancipatiemonitor 2014 het volgende:[50]

“Steeds meer moeders werken

Een alsmaar groter deel vrouwen blijft na de geboorte van het eerste kind evenveel uren werken als daarvoor. Tussen 2011 en 2013 steeg het percentage van 54% naar 58%, terwijl het percentage vrouwen dat minder ging werken daalde van 35% naar 31%. Minder dan één op de tien vrouwen stopt tegenwoordig nog met werken na de geboorte van het eerste kind.

De zorg voor gezin is voor vrouwen steeds minder vaak een reden om niet te willen werken. Wel verwachten vrouwen veel vaker (47%) dan mannen (16%) dat hun kansen op de arbeidsmarkt zullen afnemen met de geboorte van een kind.”

Ook hier komt een ander beeld uit naar voren dan waarvan de rechtbank is uitgegaan. Nu kan het natuurlijk zo zijn dat de culturele (Turkse) achtergrond maakt – zoals de Haagse rechter impliciet lijkt te suggereren − dat op grond daarvan verwacht zou mogen worden dat de benadeelde in de Haagse zaak zonder ongeval minder zou werken dan een autochtone moeder. Maar daar wordt in het vonnis geen enkel bewijs van aangehaald. Gegevens van het CBS ondersteunen het oordeel van de rechtbank in ieder geval niet zonder meer. In 2013 trok het CBS de volgende conclusies over alle werkende allochtone vrouwen tezamen (moeder en niet-moeder):[51]

− Het aandeel met een baan is bij deze tweede generatie vrouwelijke niet-westerse allochtonen met 68% even groot als bij autochtone vrouwen.

− Van de vrouwen uit de eerste generatie is minder dan de helft aan het werk. Van de tweede generatie hebben vrouwen van Turkse herkomst met 54% het minst dikwijls een betaalde baan, gevolgd door de Marokkaanse vrouwen met 64%. Onder vrouwen met een Surinaamse, Antilliaanse of Arubaanse achtergrond is de arbeidsdeelname met 75% hoger dan onder autochtone vrouwen.

− Werkende vrouwen van niet-westerse herkomst hebben vaker een voltijdbaan dan autochtone vrouwen. Dat geldt vooral voor de tweede generatie. In 2012 had van de eerste generatie 36% en van de tweede generatie 46% een voltijdbaan, tegenover 27% van de autochtonen.

De rechtbank verwijst bij haar oordeel verder nagenoeg niet naar de door verzekeraar gebruikte statistiek, waarop het nodige commentaar mogelijk lijkt. Zoals hiervoor aangegeven, lijkt uit de uitspraak van het College te volgen dat deze statistieken het uitgangspunt dat de benadeelde na de geboorte van kinderen 10 jaar niet en vervolgens 50% werkzaam zou zijn geweest niet kunnen dragen.[52] De rechtbank overweegt op dit punt slechts in algemene bewoordingen dat zij “rekening houdend met de beschikbare statistische gegevens” dient in te schatten hoe het leven van de vrouw eruit zou hebben gezien, het ongeval weggedacht.

Door te blijven steken in de hiervoor genoemde algemeenheden lijkt de Rechtbank Den Haag bovendien een (te) zware bewijslast bij de benadeelde te leggen. Zonder dat expliciet te stellen, lijkt het erop dat zij volgens de rechtbank dient te bewijzen dat haar persoonlijke omstandigheden tot andere conclusies leiden, dan op grond van algemene gegevens mag worden verwacht.

Al met al dus niet zo’n overtuigende motivering die de rechtbank ten grondslag legt aan zijn oordeel. Het oordeel lijkt in ieder geval voor een (belangrijk) deel gebaseerd op stereotype denkbeelden. Ook kan het oordeel van de rechtbank eveneens ingegeven zijn door onvoldoende betwisting door benadeelde van de door verzekerde overgelegde cijfers, waardoor de rechtbank van de juistheid ervan moest uitgaan. Uit de gepubliceerde uitspraak blijkt dit niet.

6 Conclusies

Rechters en partijen dienen de schade van een letselslachtoffer zo concreet mogelijk te berekenen. Ten aanzien van toekomstschade kan dat niet anders dan door gebruik te maken van veronderstellingen, waaraan slechts een beperkte mate van waarschijnlijkheid ten grondslag kan liggen. De toekomst kan immers niet worden bewezen. Daarbij is er naar mijn mening wat voor te zeggen om, zoals het Hof Arnhem-Leeuwarden oordeelde op 5 augustus 2014 als uitgangspunt te nemen dat de partij die een afwijking van de normale gang van zaken in de toekomst bepleit, die afwijking deugdelijk dient te onderbouwen.[53] Het gaat daarbij om aannemelijk maken, waaraan geen strenge eisen kunnen worden gesteld. Om de normale situatie in kaart te brengen kan statistiek een goed hulpmiddel zijn mits zij voldoet aan de eisen van relevantie, kwaliteit en actualiteit en zij voldoende kan worden gerelateerd aan de omstandigheden van de benadeelde, waarbij het voor de hand ligt om deze enigszins in het voordeel van de benadeelde te hanteren. Dat is niet anders wanneer men ervan uit zou blijven gaan dat – zoals de Hoge Raad in ‘Vehof/Helvetia’ overwoog − in beginsel geen strenge eisen mogen worden gesteld met betrekking tot het door de benadeelde te leveren bewijs van de omvang van toekomstige (inkomens)schade. Ook dan kan juiste statistiek een goed hulpmiddel zijn. Maar ook dan geldt dat statistische gegevens over een breed samengestelde groep niet en zeker niet zonder meer doorslaggevend kunnen zijn bij het antwoord op de vraag naar de omvang van de schade in de hypothetische situatie zonder ongeval. Het gaat om de begroting van de schade van een specifieke benadeelde. Voor de begroting van die schade dient de concrete situatie het uitgangspunt te vormen en niet de situatie van de grootste gemene deler van een breed samengestelde groep. Naarmate er echter weinig concreets te melden is, zoals bij een benadeeld kind, zal de relevantie van goede statistiek bij de schadebegroting toenemen.

Het vorenstaande geldt naar mijn mening onverkort bij goede statistiek die specifiek ziet op mannen of vrouwen en, bijvoorbeeld bij hun arbeidsparticipatie, significante verschillen laat zien. Met deze moet op dezelfde manier prudent worden omgegaan. Als zij voldoet aan de eisen van relevantie, kwaliteit en actualiteit en zij voldoende kan worden gerelateerd aan de omstandigheden van de benadeelde kan zij bij de toekomstige schaderegeling een rol spelen. De uitspraak van het College geeft naar mijn idee dan ook geen aanleiding om te kiezen voor een ‘neutrale maatmens (geabstraheerd van godsdienst, levensovertuiging, politieke gezindheid, ras, geslacht, of andere constitutioneel gevoelig eigenschappen)’ zoals Loth zich afvraagt.[54] Dat laat onverlet dat er vanuit het belang van een snelle en adequate afwikkeling wel redenen kunnen zijn om te pleiten voor meer ruimte voor abstracte vormen van begroting van personenschade.[55] Evenmin nopen de aan orde gekomen uitspraken tot een andere wijze van letselschaderegeling van man en vrouw in Nederland dan tot op dit moment gebruikelijk.

Het oordeel van de Rechtbank Den Haag zie ik met name in de sleutel van het trekken van te snelle conclusies op basis van te magere, inadequate en verouderde statistiek, met als (onbedoeld) effect een verboden onderscheid tussen man en vrouw. Voor de verzekeraar geldt dit eveneens, waarbij ik in zoverre mild wil zijn dat partijen in het heetst van de strijd regelmatig argumenten aandragen die minder uitgebalanceerd zijn. De door verzekeraar aangedragen statistiek kon, aldus het College, haar standpunt dat de benadeelde na de geboorte van kinderen 10 jaar niet en vervolgens 50% werkzaam zou zijn geweest niet dragen. Daarmee is nog niet gezegd dat de stelling van benadeelde dat zij zonder ongeval onafgebroken fulltime zou hebben gewerkt tot haar pensioengerechtigde leeftijd juist is. Ook daarop lijkt even geabstraheerd van de mij niet bekende concrete omstandigheden van het geval het een en ander af te dingen. Kennelijk is de arbeidsparticipatie van Turkse vrouwen op dit moment, althans volgens het CBS, in Nederland 54%. Voorts is er volgens datzelfde CBS een aanzienlijk deel vrouwen (31%) die op het moment van het krijgen van kinderen gedurende een bepaalde tijd niet stopt met werken maar wel minder gaat werken, waarbij de trend wel naar beneden gaat.

Er veronderstellenderwijze vanuit gaande dat deze cijfers voldoen aan relevantie, kwaliteit en actualiteit – ik kan dat niet beoordelen – moet men nog steeds voorzichtig zijn bij het gebruik van dergelijke cijfers. Niet alleen omdat gegevens uit het verleden geen garantie geven voor de toekomst, maar ook omdat aan de benadeelde die blijvende letselschade heeft opgelopen in beginsel geen strenge eisen mogen worden gesteld met betrekking tot het te leveren bewijs van de omvang van toekomstige (inkomens)schade. Maar om een dergelijk hoog percentage van 31% van de vrouwen die bij het krijgen van kinderen minder gaat werken of van 46% van de vrouwen van Turkse afkomst die überhaupt niet werkt − als die percentages juist zijn en er in de concrete omstandigheden van het geval geen contra-indicaties zijn − geheel te negeren lijkt ook niet zonder meer juist, omdat dan alleen rekening zou worden gehouden met de goede en niet met de kwade kansen. Evenmin als het, zoals het Hof Arnhem op 12 augustus 2003 deed,[56] redelijk voorkomt om bij een 31-jarige vrachtwagenchauffeur die door een ongeval nooit meer kon werken ervan uit te gaan dat hij zonder ongeval van 55- tot 65-jarige leeftijd volledig zou hebben gewerkt, terwijl 49% van de werknemers die hetzelfde werk doen tegen die tijd arbeidsongeschikt waren.

Tot slot onderschrijf ik geheel de waarschuwing die de Commissie Gelijke Behandeling (‘CGB’) in 2012 gaf:

“Het gaat er dus om dat alle partijen bij de onderhandelingen zich bewust zijn van dergelijke stereotypen en vooroordelen over rolpatronen en toekomstverwachtingen, dat statistieken niet worden gebruikt zonder dat wordt bekeken of de daarin opgenomen gegevens wel van toepassing zijn op het individuele geval van de betrokkene en dat rekening wordt gehouden met recentere maatschappelijke ontwikkelingen. Als deze uitgangspunten worden gehanteerd, zal minder snel verboden onderscheid worden gemaakt tussen mannen en vrouwen.”[57]

7 Eindnoten

1. De auteur is advocaat bij Kennedy van der Laan te Amsterdam. Met dank aan Aafke Morssinkhof van datzelfde kantoor. Citeerwijze: Chr. H. van Dijk, ‘Statistiek, verboden onderscheid tussen mannen en vrouwen en concrete schadeberekening’, AV&S 2015/19, afl. 4.

2. College voor de Rechten van de Mens van 19 augustus 2014, oordeel 2014-97.

3. Rb. Den Haag 23 juli 2013, ECLI:NL:RBDHA:2013:9276, JA 2013/171, m.nt. J.C.J. Dure.

4. ‘Stop discriminatie van vrouwen bij vaststellen letselschadevergoeding’, Joop.nl, 20 augustus 2014.

5. 'Turk zijn kost geld', A. Lamain, powned.tv, 23 augustus 2013.

6. Aangezien het hier een deelgeschil betrof kan dat niet zomaar. Art. 1019bb Rv. bepaalt dat tegen een beschikking op een deelgeschilverzoek geen voorziening openstaat, onverminderd art. 1019cc lid 3 Rv. Dat laatste artikel(lid) bepaalt dat het hoger beroep kan worden ingesteld in de procedure ten principale mits de rechter in die procedure het beroep (voor de einduitspraak) tussentijds heeft opengesteld. Vgl. HR 19 juni 2015, ECLI:NL:HR:2015:1689.

7. M.A. Loth, ‘Schadebegroting en mensenrechten’, AV&S 2014/17.

8. Vgl. HR 26 maart 2010, ECLI:NL:HR:2010:BL0539.

9. Vgl. HR 5 december 2008, ECLI:NL:HR:2008:BE9998, NJ 2009/387.

10. HR 15 mei 1998, NJ 1998/624 (Vehof/Helvetia).

11. HR 15 mei 1998, NJ 1998/624 (Vehof/Helvetia).

12. Aldus terecht Akkermans ‘Wedden op een uit de race genomen paard: naar een bijzondere bewijsregel voor het bewijs van schade en causaliteit’, p. 95, in: T. Hartlief en S.D. Lindenbergh (red.) ‘Tien pennenstreken over personenschade’, Den Haag: SDU 2009, p. 87-105.

13. Zie ook A. Kolder, ‘Letselschade: de hypothetische situatie zonder ongeval’, TvP 2015/2.

14. T. Hartlief, ‘Prognoses in het personenschaderecht’, AV&S 2005/27, par. 4: ‘Hoe gaan rechters net de toekomst om?’.

15. Vgl. S.C.P. Giesen en R.P.J.L. Tjittes, ‘De rekening van het kind – begroting van arbeidsvermogensschade en smartengeld bij jonge kinderen met blijvend ernstig letsel’, in: S.D. Lindenbergh e.a. (red.) Schade: vergoeden of beperken? (Letselschadereeks, deel 15), Den Haag: SDU 2004, p. 73-90 en F.Th. Kremer, ‘Berekening van (toekomst)schade van ernstig gewonde jonge kinderen’, in: F.T. Oldenhuis (red.), Toekomstschade: wat is een mensenleven waard? (CRBS-reeks, deel 16), Den Haag: BJU 2008, p. 38-46; zie ook Bolt, GS Schadevergoeding, artikel 6:107 BW, Inkomensontwikkeling van jonge kinderen.

16. A. Kolder, ‘Letselschade: de hypothetische situatie zonder ongeval’, TvP 2015/2.

17. Zie W.D.H. Asser, Bewijslastverdeling (BPP nr.3), Deventer: Kluwer 2004.

18. Zie G. de Groot en A.J. Akkermans, ‘Schadevaststelling, bewijslastverdeling en deskundigenbericht’, NTBR 2007/72, p. 501-509 en A.J. Akkermans, ‘Wedden op een uit de race genomen paard: naar een bijzondere bewijsregel voor het bewijs van schade en causaliteit’, p. 87-105 in: T. Hartlief en S.D. Lindenbergh (red.), ‘Tien pennenstreken over personenschade’, Den Haag: SDU 2009 waaruit blijkt dat de Hoge Raad wel degelijk bij de schadevaststelling vanwege de aard van de schade regelmatig gebruikmaakt van hoofdregels van stelplicht en bewijslast.

19. GS Schadevergoeding, art. 97, aant. 16 en 19. Zie o.a. HR 17 februari 2006, ECLI:NL:HR:2006:AU9717, NJ 2006/378, m.nt. M.M. Mendel.

20. HR 28 juni 1991, NJ 1991/746.

21. HR 9 december 1994, NJ 1996/403, r.o. 3.4.

22. Vgl. HR 5 november 1965, ECLI:NL:HR:1965:AB7079.

23. W.H. van Boom, ‘Hoe groot is de kans?’ in: W.H. van Boom en M.J. Borgers (red.), De rekenende rechter, Den Haag: BJU 2004.

24. Vgl. sites als veiligheid.nl en het Nationaal kompas Volksgezondheid; W.H. van Boom, ‘Hoe groot is de kans?’ in: W.H. van Boom en M.J. Borgers (red.), De rekenende rechter, Den Haag: BJU 2004, die suggereert (p. 44) om, indien mogelijk, aan te sluiten bij die groep gebeurtenissen, waarvan kwantitatieve data voorhanden zijn en die het nauwst aansluiten bij het gegeven geval.

25. Zie ook A.J. Akkermans, ‘Statistisch bewijs van causaal verband tussen een rampzalige gebeurtenis en gezondheidsklachten’ in: A. Akkermans en E. Brans (red.), Aansprakelijkheid en schadeverhaal bij rampen, Nijmegen: Ars Aequi Libri 2002, p. 303 e.v.

26. Vgl. HR 21 februari 1997, NJ 1999/145. Vgl. ook Rb. Utrecht 8 augustus 2007,  ECLI:NL:RBUTR:2007:BB1420.

27. Zie de www.deletselschaderaad.nl.

28. Tevens in die zin besproken door W.H. van Boom, ‘Hoe groot is de kans?’ in: W.H. van Boom en M.J. Borgers (red.), De rekenende rechter, Den Haag: BJU 2004, p. 34-35 en T. Hartlief, ‘Prognoses in het personenschaderecht’, AV&S 2005/27, par. 4.

29. Zie voor een overzicht van rechtspraak CGB, ‘Onderscheid naar geslacht bij de vaststelling van letselschade. Een verkennend onderzoek’, 2012, p. 12 e.v.

30. Zie voor meer rechtspraak, Bolt, GS Schadevergoeding, art. 6:107, aant. 14.7.

31. Art. 149 lid 1 Rv.

32. Art. 149 lid 2 Rv.

33. Parl. Gesch. Nieuw bewijsrecht p. 79.

34. HR 14 januari 2000, ECLI:NL:HR:2000:AA4277, NJ 2000/437 (Van Sas/Interpolis).

35. Rb. Amsterdam, 30 januari 2008, ECLI:NL:RBAMS:2008:BG3861.

36. Rb. Zwolle 7 december 2005, ECLI:NL:RBZLY:2005:AV4128.

37. Vgl. Rb. Den Haag 5 september 2001, LJN AK4561 (62 jaar) en Rb. 's-Hertogenbosch 11 oktober 2006,  ECLI:NL:RBSHE:2006:AZ0113 (62 jaar en 9 maanden).

38. Hof Arnhem-Leeuwarden 5 augustus 2014, ECLI:NL:GHARL:2014:6223.

39. A.J. Akkermans, ‘Wedden op een uit de race genomen paard: naar een bijzondere bewijsregel voor het bewijs van schade en causaliteit’, p. 103, in: T. Hartlief en S.D. Lindenbergh (red.), Tien pennenstreken over personenschade, Den Haag: SDU 2009, p. 87-105.

40. A.J. Akkermans, ‘Wedden op een uit de race genomen paard: naar een bijzondere bewijsregel voor het bewijs van schade en causaliteit’, p. 105, in: T. Hartlief en S.D. Lindenbergh (red.), Tien pennenstreken over personenschade, Den Haag: SDU 2009, p. 87-105.

41. CGB, ‘Onderscheid naar geslacht bij de vaststelling van letselschade. Een verkennend onderzoek’, 2012, p. 9.

42. Zie de noot van J.C.J. Dute bij Rb. Den Haag 23 juli 2013, ECLI:NL:RBDHA:2013:9276, JA 2013/171.

43. Rb. Den Haag 23 juli 2013, ECLI:NL:RBDHA:2013:9276.

44. College voor de Rechten van de Mens 19 augustus 2014, oordeel 2014-97.

45. Naast de hierna te bespreken uitspraken is er nog een uitspraak met hetzelfde onderwerp (CGB 1 april 2004, oordeel 2004-37). Aangezien de verzekeraar in die kwestie ontkende dat statistische informatie ten grondslag lag aan de schadeberekening, gaat de Commissie niet inhoudelijk in op de toelaatbaarheid daarvan.

46. Het oordeel van de CGB in de onderhavige zaak is uiteindelijk dat sprake is van een verboden direct onderscheid naar geslacht.

47. 'Hogere kosten voor kinderopvang, maar arbeidsdeelname van ouders daalt niet', cbs.nl, webmagazine 12 februari 2015.

48. Noot J.C.J. Dute bij Rb. Den Haag 23 juli 2013, ECLI:NL:RBDHA:2013:9276, JA 2013/171.

49. Ook de waarde van statistische gegevens moet overigens niet worden overschat. In de 19de eeuw werd al gesproken over “Lies, damn lies and statistics”. Statistieken brengen een schijn van zekerheid met zich die niet altijd terecht is.

50. Zie Emancipatiemonitor 2014, cbs.nl.

51. 'Niet-westerse vrouwen hebben vaker voltijdbaan dan autochtone vrouwen', cbs.nl, 25 september 2013.

52. College voor de Rechten van de Mens 19 augustus 2014, oordeel 2014-97, par. 3.16 en 3.17.

53. Hof Arnhem-Leeuwarden 5 augustus 2014, ECLI:NL:GHARL:2014:6223.

54. M.A. Loth, ‘Schadebegroting en mensenrechten’, AV&S 2014/17.

55. Zie T. Hartlief, ‘Recht doen met abstracte schadeberekening’, NJB 2012/2463.

56. Tevens in die zin besproken door W.H. van Boom, ‘Hoe groot is de kans?’, in: W.H. van Boom en M.J. Borgers (red.), De rekenende rechter, Den Haag: BJU 2004, p. 34-35 en T. Hartlief, ‘Prognoses in het personenschaderecht’, AV&S 2005/27, par. 4.

57. CGB, ‘Onderscheid naar geslacht bij de vaststelling van letselschade. Een verkennend onderzoek’, 2012, p. 9.

Titel, auteur en bron

Titel

Statistiek, verboden onderscheid tussen mannen en vrouwen en concrete schadeberekening

Permanente link

Huidige versie

https://www.openrecht.nl?jcdi=JCDI:ALT379:1