Mechanismen der Corporate Governance

Mechanismen der Corporate Governance

Analysen vor dem Hintergrund

der Unternehmenspublizität,

des Marktes für Unternehmenskontrolle und

der Ausschüttungsbemessung

INAUGURALDISSERTATION

zur

Erlangung der Würde

eines Doktors der

Wirtschaftswissenschaft

der

Fakultät für Wirtschaftswissenschaft

der

Ruhr-Universität Bochum

Kumulative Dissertation, bestehend aus fünf Beiträgen

vorgelegt von

Diplom-Ökonom Maximilian Peer Rowoldt

aus Essen, geboren in Nürnberg

2015

Dekan: Prof. Dr. Helmut Karl

Referent: Prof. Dr. Bernhard Pellens

Koreferent: Prof. Dr. Stephan Paul

Tag der mündlichen Prüfung: 10.02.2016

Inhaltsverzeichnis I

Inhaltsverzeichnis

Inhaltsverzeichnis .................................................................................................I

Abblidungsverzeichnis ....................................................................................... V

Tabellenverzeichnis ........................................................................................... VI

Kapitel I

Einleitung ............................................................................................................ 1

Verzeichnis der verwendeten Literatur ............................................................. 12

Kapitel II

Anwendung des CAPM in der Unternehmenspraxis – Eine Analyse

vor dem Hintergrund praxisbezogener Empfehlungen ..................................... 16

1 Einleitung ....................................................................................................... 17

2 Praxisbezogene Empfehlungen zur Ermittlung der Eigenkapitalkosten ........ 18

2.1 Überblick relevanter Rahmenwerke des IDW ........................................ 18

2.2 Vorgaben und Empfehlungen des IDW zur Ableitung

der Eigenkapitalkostenbestandteile ....................................................... 20

2.2.1 Basiszinssatz ................................................................................. 20

2.2.2 Marktrisikoprämie ........................................................................ 22

2.2.3 Betafaktor ..................................................................................... 24

2.2.4 Erfassung der (Ziel-)Kapitalstruktur ............................................ 26

3 Empirische Analyse publizierter Eigenkapitalkostenkomponenten ............... 27

3.1 Aufbau der Analysen und Datengrundlage ............................................ 27

3.2 Analyse der Eigenkapitalkostenkomponenten ....................................... 29

3.3.1 Basiszinssatz ................................................................................. 29

3.3.2 Marktrisikoprämie ........................................................................ 33

3.3.4 Analyse der Kapitalstruktur .......................................................... 41

3.3.5 Gesamtbetrachtung der Eigenkapitalkosten ................................. 44

4 Zusammenfassung .......................................................................................... 47


Kapitel III

Management Earnings Forecasts, Information-Asymmetry

and Firm Value – The Case of the Fukushima Shock ....................................... 53

Inhaltsverzeichnis II

1 Introduction .................................................................................................... 54

2 Related literature ............................................................................................ 57

3 Institutional background ................................................................................. 59

3 Sample and descritptive statistics ................................................................... 61

3.1 Sample .................................................................................................... 61

3.2 Descriptive statistics ............................................................................... 64

4 Identification strategy ..................................................................................... 66

5 MEF-deferral and information-asymmetry .................................................... 72

6 MEF-deferral and firm value ......................................................................... 77

7 Conclusion ...................................................................................................... 79

Appendix ........................................................................................................... 80


Kapitel IV

Abwehrmaßnahmen, Erfolgswahrscheinlichkeit und Übernahmeprämien –

Eine vergleichende Analyse feindlicher Übernahmeangebote in

Europa und den USA ........................................................................................ 84

1 Einleitung ....................................................................................................... 85

2 Regulatorischer Hintergrund .......................................................................... 87

2.1 Neutralitätspflicht im Rahmen der europäischen Übernahmerichtlinie

............................................................................................................... 87

2.2 Business judgement rule im US-amerikanischen Übernahmerecht ...... 90

3 Abwehrmaßnahmen gegen feindliche Übernahmeversuche .......................... 92

3.1 Präventive Abwehrmaßnahmen.............................................................. 92

3.2 Reaktive Abwehrmaßnahmen ................................................................ 93

4 Deskriptive Analyse ....................................................................................... 96

4.1 Methodik und Daten ............................................................................... 96

4.2 Häufigkeit feindlicher Übernahmeangebote........................................... 97

4.3 Einsatz von Abwehrmaßnahmen .......................................................... 101

4.4 Erfolgswahrscheinlichkeit .................................................................... 104

4.5 Prämien und Angebotserhöhungen....................................................... 106

5 Einfluss der ÜRL auf feindliche Übernahmeangebote in der EU ............... 110

6 Zusammenfassung ........................................................................................ 113

Inhaltsverzeichnis III

Verzeichnis der verwendeten Literatur ........................................................... 115

Verzeichnis der verwendeten Rechtsnormen .................................................. 121

Kapitel V

The Role of Governments in Hostile Takeovers – Evidence from

Regulation, Anti-Takeover Provisions and Government Interventions .......... 122

1 Introduction .................................................................................................. 123

2 Background and related literature ................................................................ 126

3 Hypothesis development .............................................................................. 130

4 Sample description ....................................................................................... 133

5 Multivariate analysis .................................................................................... 140

5.1 Results .................................................................................................. 140

5.2 Limitations ............................................................................................ 155

6 Conclusion .................................................................................................... 157


Kapitel VI

German Retail Investors’ Payout Preferences – Insights From A Large

Survey ............................................................................................................. 168

1 Introduction .................................................................................................. 169

2 Theories about payout preferences and expectations ................................... 172

3 Survey design and sample construction ....................................................... 176

4 Variables and descriptive statistics .............................................................. 178

4.1 Variable definitions .............................................................................. 178

4.2 Sample description ............................................................................... 181

5 Empirical analysis ........................................................................................ 183

5.1 Research design .................................................................................... 183

5.2 Results .................................................................................................. 184

5.2.1 Irrelevance theory ....................................................................... 184

5.2.2 Influence of taxes ........................................................................ 186

5.2.3 Influence of risk aversion............................................................ 190

5.2.4 Influence of transaction costs ..................................................... 192

5.2.5 Influence of self-control problems .............................................. 194

5.2.6 Influence of agency costs ............................................................ 196

Inhaltsverzeichnis IV

5.2.7 Signaling theory .......................................................................... 199

6 Limitations and robustness checks ............................................................... 201

7 Conclusion .................................................................................................... 203


Abbildungsverzeichnis V

Abbildungsverzeichnis

Abbildung 1-I: Untersuchte Mechanismen der Corporate Governance .......... 3

Abbildung 1-II: Durchschnittlich verwendete Basiszinssätze im Vergleich

zu Basiszinssätzen gem. empfohlener Vorgehensweise

des FAUB und Zinssätzen 30-jähriger Bundesanleihen ....... 32

Abbildung 2-II: Differenz zwischen historischen und

Ziel Verschuldungsgraden .................................................... 43

Abbildung 3-II: Historische und Ziel-Verschuldungsgrade der E.ON SE,

Henkel AG & Co. KGaA sowie der Wacker Chemie AG .... 44

Abbildung 1-III: Chronology of events underlying the research design .......... 60

Abbildung 1-IV: Zeitliche Verteilung feindlicher Übernahmeangebote .......... 98

Abbildung 2-IV: Häufigkeiten der verwendeten Abwehrmaßnahmen ........... 103

Tabellenverzeichnis VI

Tabellenverzeichnis

Tabelle 1-II: Im Rahmen von Goodwill-Impairment-Tests

und wertorientierten Steuerungssystemen

verwendete Basiszinssätze .................................................... 31

Tabelle 2-II: Für Goodwill-Impairment-Tests und

interne Managementkalküle angesetzte

Marktrisikoprämien sowie gem. FAUB-Empfehlungen

zu verwendende Marktrisikoprämien ................................... 35

Tabelle 3-II: Beispiele zu Kompensationseffekten zwischen der

Entwicklung von Basiszinssatz und Marktrisikoprämie ...... 36

Tabelle 4-II: Berichtete und Mittelwerte selbst erhobener Betafaktoren ... 39

Tabelle 5-II: Ziel-Verschuldungsgrade der HDAX-Unternehmen ............ 41

Tabelle 6-II: „Durchschnittliche“ Eigenkapitalkostensätze

der HDAX-Unternehmen ...................................................... 45

Tabelle 1-III: Variable definitions and data sources ................................... 63

Tabelle 2-III: Descriptive statistics ............................................................. 65

Tabelle 3-III: Intensity of the Fukushima shock and deferral of MEF ....... 68

Tabelle 4-III: Influence of the Fukushima shock and PGA

on liquidity at the time of MEF-deferrals ............................. 71

Tabelle 5-III: Regressions of information-asymmetry proxies

on MEF-deferrals ignoring endogeneity ............................... 73

Tabelle 6-III: Regressions of information asymmetry proxies

on instrumented MEF-deferrals ............................................ 76

Tabelle 7-III: Regressions of changes in price to book ratios

on instrumented MEF-deferrals ............................................ 78

Tabelle A1-III: Industry distribution .............................................................. 80

Tabelle 1-IV: Umsetzung der Übernahmerichtlinie in den

EU-Mitgliedstaaten vor dem Hintergrund

der Verhinderung von Abwehrmaßnahmen .......................... 89

Tabelle 2-IV: Übersicht ausgewählter präventiver Abwehrmaßnahmen .... 92

Tabelle 3-IV: Übersicht ausgewählter reaktiver Abwehrmaßnahmen ........ 94

Tabellenverzeichnis VII

Tabelle 4-IV: Verteilung feindlicher Angebote nach Jurisdiktion .............. 99

Tabelle 5-IV: Verteilung feindlicher Angebote nach Branche .................. 100

Tabelle 6-IV: Ausgewählte Charakteristika feindlicher Angebote ........... 101

Tabelle 7-IV: Verteidigung ggü. feindlichen Übernahmeangeboten

nach Jurisdiktion ................................................................ 102

Tabelle 8-IV: Erfolgswahrscheinlichkeit feindlicher Angebote ................ 104

Tabelle 9-IV: Erfolg feindlicher Angebote in Abhängigkeit

des Einsatzes von Abwehrmaßnahmen ............................... 105

Tabelle 10-IV: Initiale und finale Prämien feindlicher Übernahmeangebote

............................................................................................ 107

Tabelle 11-IV: Angebotserhöhungen im Rahmen feindlicher Angebote ... 108

Tabelle 12-IV: Prämien feindlicher Angebote in Abhängigkeit

der Verteidigung ................................................................. 109

Tabelle 13-IV: Anzahl feindlicher Übernahmen

und Transaktionsvolumen vor bzw. nach der Umsetzung

der ÜRL in den einzelnen EU-Mitgliedstaaten ................... 111

Tabelle 14-IV: Entwicklung ausgewählter Charakteristika

feindlicher Übernahmeangebote vor

bzw. nach der Umsetzung der ÜRL in den einzelnen

EU-Mitgliedstaaten ............................................................. 113

Tabelle 1-V: Sample distribution by target nation and

by board neutrality ............................................................. 134

Tabelle 2-V: Government interventions ................................................... 136

Tabelle 3-V: Takeover premium and sucess by target nation .................. 138

Tabelle 4-V: Descriptive statistics ........................................................... 139

Tabelle 5-V: Relation of shareholder protection and hostile

cross-border takeover offers ............................................... 141

Tabelle 6-V: Relation of shareholder protection and the

application of ATPs ............................................................ 144

Tabelle 7-V: ATPs and bid increases ....................................................... 147

Tabelle 8-V: The relation of ATPs and final takeover premium ............. 148

Tabelle 9-V: The relation of ATPs and takeover success ........................ 151

Tabellenverzeichnis VIII

Tabelle 10-V: Determinants of government intervention .......................... 153

Tabelle A1-V: Variable definitions and data sources ................................. 160

Tabelle 1-VI: Sample composition and response rate ............................... 178

Tabelle 2-VI: Questions and corresponding scales ................................... 180

Tabelle 3-VI: Sample distribution ............................................................. 182

Tabelle 4-VI: Relevance of dividends as a source of shareholder return .. 184

Tabelle 5-VI: Retail investors‘ payout preferences ................................... 185

Tabelle 6-VI: Dividend preferences of long- and short-term investors

before and after the German tax reform ............................. 188

Tabelle 7-VI: Risk aversion and payout preferences ................................ 191

Tabelle 8-VI: Relevance of steady income streams and payout

preferences I ........................................................................ 192

Tabelle 9-VI: Relevance of steady income streams and payout

preferences II ..................................................................... 193

Tabelle 10-VI: Importance of steady income streams ................................. 194

Tabelle 11-VI: Age and payout preferences I ............................................. 195

Tabelle 12-VI: Age and payout preferences II ............................................ 196

Tabelle 13-VI: Agency-problems and payout preferences I ....................... 197

Tabelle 14-VI: Agency-problems and payout preferences II ...................... 198

Tabelle 15-VI: Signaling theory .................................................................. 200

Tabelle A1-VI: Correlation matrix ............................................................... 205

Tabelle A2-VI: Variable definitions ............................................................. 206

Kapitel I Einleitung 1

Kapitel I

Einleitung

Aus der Trennung von Unternehmenskontrolle und -eigentum resultieren Inte-

ressenkonflikte zwischen der Unternehmensleitung und den Anteilseignern.1

Gemäß dem in der wirtschaftswissenschaftlichen Literatur vielfach diskutierten

Prinzipal-Agenten-Ansatz2, kann die Unternehmensleitung ihren eigenen Nut-

zen aufgrund unvollständiger Verträge und eines Informationsvorsprungs ge-

genüber den Anteilseignern auf Kosten der Aktionäre maximieren. Unterneh-

mensskandale der vergangenen Jahre zeigen, dass dieses theoretische Kon-

strukt weitreichende praktische Relevanz besitzt. So täuschte das Management

des US-amerikanischen Telekommunikationsunternehmens Worldcom seine

Investoren durch eine fehlerhafte Unternehmensberichterstattung3, was in der

Folge zu einer der größten Unternehmensinsolvenzen der Geschichte führte.

Jüngst geriet der deutsche Automobilhersteller Volkswagen durch die Manipu-

lation von Abgasmessungen seiner Dieselfahrzeuge in die Schlagzeilen, wo-

raufhin der Kurs der Vorzugsaktien um ca. 40% nachgab. Entsprechenden Un-

ternehmensskandalen wird stets eine weitreichende öffentliche Beachtung ge-

schenkt. Sie stellen jedoch nur die „Spitze des Eisbergs“ möglichen opportu-

nistischen Handelns der Unternehmensführung dar. So sind Manager aufgrund

ihrer Position kontinuierlich in Versuchung ihre unternehmerische Verfügungs-

freiheit auf Kosten der Aktionäre zum persönlichen Konsum, der Realisierung

1 Vgl. Jensen/Meckling (1976), S. 312f.; Die folgende Diskussion ist auf den Konflikt

zwischen Unternehmensleitung und Aktionären beschränkt. Weitere Perspektiven der

Corporate Governance umfassen beispielsweise die Beziehung von Unternehmenslei-

tung und Fremdkapitalgebern sowie Arbeitgebern. 2 Für eine ausführliche Diskussion der Thematik vgl. Jensen/Meckling (1976).

3 Vgl. für eine detaillierte Darstellung des Worldcom-Fall die Klage der SEC aus dem

Jahr 2002. Online abrufbar unter:

https://www.sec.gov/litigation/complaints/comp17829.htm (abgerufen am 21.10.2015).


persönlich präferierter Projekte4, der egostimulierenden Vergrößerung des Un-

ternehmens und der Sicherstellung ihrer eigenen Machtposition zu nutzen5.

Die Mechanismen der Corporate Governance sollen ein entsprechend opportu-

nistisches und aktionärsschädigendes Verhalten der Unternehmensleitung

durch einen rechtlichen und faktischen Rahmen der Unternehmensüberwa-

chung verhindern.6 Als externer Mechanismus der Corporate Governance wird

dabei im Schrifttum die Disziplinierungsfunktion unterschiedlicher Märkte,

wie z.B. des Marktes für Unternehmenskontrolle, für Manager oder des Gü-

termarktes, verstanden.7 Diese Märkte disziplinieren die Unternehmensleitung

zu einer effizienten Führung. Somit wäre grundsätzlich kein staatliches Ein-

greifen in Form einer Regulierung notwendig.

Wettbewerb alleine schließt aktionärsschädigendes Verhalten der Unterneh-

mensführung jedoch nicht grundsätzlich aus. Insbesondere nach der Überlas-

sung von Kapital (ex-post) gilt es sicherzustellen, dass die Aktionäre ihren

Wunsch auf eine Kapitalverzinsung nicht durch opportunistisches Verhalten

der Unternehmensleitung verlieren. Sofern dies gelingt, sind Investoren auch

ex-ante bereit mehr Kapital zur Verfügung zu stellen.8 Zur Verfolgung dieses

Ziels beeinflussen Regierungen die nationale Corporate Governance unmittel-

bar und mittelbar durch gesetzliche Vorschriften bzw. untergesetzliche Stan-

dards.9 Darüber hinaus legen Unternehmen teilweise selbst individuelle Leitli-

nien der Governance fest, die beispielsweise in der Geschäftsordnung des Vor-

stands und Aufsichtsrats verankert sein können.10

In Deutschland wurde im Jahr 2002 der Deutsche Corporate Governance Ko-

dex (DCGK) von einer speziell eingerichteten Regierungskommission mit dem

Ziel beschlossen, die bestehende gesetzliche Corporate Governance für bör-

sennotierte Gesellschaften in Deutschland zu kommunizieren und durch ergän-

4 Vgl. Jensen (1986).

5 Vgl. Shleifer/Vishny (1989); Jensen/Ruback (1983).

6 Vgl. Hopt/Prigge (1998), S. v; von Werder (2009), S. 4.

7 Vgl. von Werder (2009), S. 16f., Cuervo (2002), S. 84.

8 Vgl. Williamson (1985); Grossman/Hart (1986).

9 Vgl. von Werder (2009), S. 20f. für eine Definition der einzelnen Regulierungsebenen.

10 Vgl. Hommelhoff/Schwab (2009), S. 111.


zende Handlungsempfehlungen zu verbessern.11

Seit der erstmaligen Veröf-

fentlichung wurde der DCGK kontinuierlich angepasst. Er umfasst dabei eine

Wiedergabe des bestehenden Rechts, über das bestehende Recht hinausgehen-

de, aus der Unternehmenspraxis abgeleiteten Handlungsempfehlungen sowie

Anregungen. Dabei werden explizit folgende Kategorien im Rahmen des

DCGK diskutiert: Aktionäre und Hauptversammlung, Zusammenwirken von

Vorstand und Aufsichtsrat, Vorstands- und Aufsichtsratstätigkeit, Transparenz,

Rechnungslegung und Abschlussprüfung.

In der vorliegenden Arbeit wird der Schwerpunkt auf Fragestellungen der ge-

setzlichen und freiwilligen Unternehmenspublizität, der Regelung und Wir-

kung des Verhaltens von Vorständen im Falle feindlicher Übernahmeangebote

sowie der Ausschüttungsbemessung gelegt. Anhand der in Abbildung 1 darge-

stellten Struktur werden die im Rahmen dieser kumulativen Arbeit behandelten

Themenbereiche im Folgenden vorgestellt.

Abbildung 1-I: Untersuchte Mechanismen der Corporate Governance12

11

Vgl. Lutter (2009), S. 127. 12

Abbildung in Anlehnung an Sloan (2001), S. 341.


Gesetzliche und freiwillige Unternehmenspublizität

Der Abbau von Informationsasymmetrien zwischen Unternehmensinternen und

-externen ist der Metazweck der Unternehmenspublizität.13

Durch Bereitstel-

lung relevanter und verlässlicher Informationen legt die Unternehmensleitung

zum einen Rechenschaft über die getätigten Entscheidungen und daraus resul-

tierende Erfolge ab.14

Dem auf der Trennung von Unternehmenseigentum und -

kontrolle basierenden Prinzipal-Agenten-Problem soll somit begegnet und das

Risiko opportunistischen Verhaltens des Managements reduziert werden. Zum

anderen kommt der Unternehmenspublizität die Rolle der Vermittlung ent-

scheidungsnützlicher Informationen für (potentielle) Anteilseigner zu. Gemäß

der Informationsfunktion der Unternehmenspublizität soll durch die bereitge-

stellten Informationen insbesondere eine qualifizierte Beurteilung des Unter-

nehmenswertes ermöglicht werden.

Abzugrenzen ist die gesetzliche von der freiwilligen Unternehmenspublizität.

So sind Unternehmen mit Sitz in Deutschland beispielsweise gemäß §§ 238 ff.

HGB zur handelsrechtlichen Rechnungslegung verpflichtet. Kapitalmarktorien-

tierte Mutterunternehmen haben gemäß § 290 Abs. 1 HGB darüber hinaus ei-

nen Konzernabschluss nach den Regeln der International Financial Reporting

Standards (IFRS) aufzustellen und zu veröffentlichen. Neben der Jahresbe-

richterstattung besteht in Deutschland zudem die Pflicht zur Emissionspublizi-

tät, Zwischenberichterstattung und der Ad-hoc-Publizität.15

Auf freiwilliger

Basis veröffentlichen Unternehmen zudem über die gesetzlichen Pflichten hin-

ausgehende Informationen, wie beispielsweise Managementprognosen.16

Ob die Bereitstellung von Informationen durch Unternehmen tatsächlich zu

einer Minderung der Informationsasymmetrien zwischen Unternehmensleitung

und potentiellen Anteilseignern und somit zur Lösung des Prinzipal-Agenten

Problems beiträgt, ist eine der wesentlichen Fragestellungen der publizitätsori-

13

Vgl. Pellens et al. (2014), S. 4. 14

Vgl. Coenenberg/Straub (2008), S. 17. 15

Vgl. Pellens et al. (2014), S. 951. 16

Die Freiwilligkeit der Berichterstattung von Managementprognosen bezieht sich hier

auf die internationale Unternehmenspublizität. In Deutschland wird die Bereitstellung

prospektiver Aussagen des Managements im Rahmen der Prognoseberichterstattung ex-

plizit durch den Deutschen Rechungslegungs Standard (DRS) 20 gefordert.


entierten Governance-Forschung.17

Im Schrifttum wird dabei die implizite und

explizite Nutzung von Accounting-Informationen unterschieden.18

Ein vieldis-

kutiertes Beispiel der expliziten Nutzung von Accounting-Informationen ist

deren Berücksichtigung im Rahmen der erfolgsbasierten Vergütung des Mana-

gements.19

Durch eine Kopplung der Vergütung an die Performance des Unter-

nehmens sollen die Interessen von Anteilseigern und Unternehmensleitung in

Einklang gebracht werden. Daraus resultieren jedoch wiederum Anreize für die

Unternehmensleitung immanente Ermessenspielräume der Bilanzierungsregeln

zu ihren Gunsten auszulegen.20

In Kapitel II dieser Arbeit werden vor diesem Hintergrund die inhärenten Er-

messenspielräumen im Rahmen der Anwendung des Capital Asset Pricing Mo-

del (CAPM) gewürdigt und die von Unternehmen zu Zwecken der Perfor-

mancebeurteilung und des Goodwill-Impairment-Tests nach IAS 36 angesetz-

ten Kapitalkosten analysiert. Ausgangspunkt der Analyse bildet eine Darstel-

lung praxisrelevanter Standards, Verlautbarungen und Stellungnahmen des

deutschen Berufstandes der Wirtschaftsprüfer (IDW) zur Ableitung der einzel-

nen Eigenkapitalkostenbestandteile. Auf Basis dieser Empfehlungen eigen-

ständig ermittelte Basiszinssätze, Marktrisikoprämien, Betafaktoren und Kapi-

talstrukturen werden im Folgenden den von HDAX-Unternehmen in den Ge-

schäftsjahren 2008 bis 2013 publizierten Kapitalkostenparametern gegenüber-

gestellt und kritisch gewürdigt. Die von den Unternehmen im Rahmen des

Goodwill-Impairment-Tests und der internen Steuerung ermittelten Eigenkapi-

talkosten(-bestandteile) erscheinen grundsätzlich plausibel. In einigen Fällen

werden jedoch Inkonsistenzen erkennbar, die zu einer fehlerhaften Schätzung

der Eigenkapitalkosten führen und somit unerwünschten Einfluss auf Unter-

nehmenshandlungen nehmen könnten.

Die implizite Nutzung von Accounting-Informationen spiegelt sich in der In-

formationseffizienz und Liquidität des Kapitalmarktes wider. In diesem Zu-

17

Vgl. Bushman/Smith (2001), S. 238. 18

Vgl. Sloan (2001), S. 340f. 19

Bushman/Smith (2001) geben einen Überblick der Forschung über die Bedeutung von

Accounting-Informationen im Rahmen von Vergütungssystemen. 20

Vgl. statt vieler Xie/Davidson/DaDalt (2003), S. 297.


sammenhang vermischen die Rechenschafts- und Informationsfunktion der

Unternehmenspublizität.21

Eine erhöhte Informationseffizienz kann sowohl auf

die Reduzierung des Prinzipal-Agenten-Konflikts, als auch auf die Verfügbar-

keit von Informationen zurückzuführen sein. Diamond und Verrecchia (1991)

formalisierten in diesem Kontext erstmals einen theoretischen Zusammenhang

von Unternehmenspublizität und Firmenwert.22

Die Autoren zeigen, dass durch

die öffentliche Bereitstellung von Informationen die zukünftige Liquidität der

Unternehmenstitel am Markt gesteigert und dadurch die Kapitalkosten gemin-

dert werden können.23

Der Zusammenhang von Unternehmenspublizität und

Liquidität bzw. Kapitalkosten avancierte in der Folge zum Untersuchungsge-

genstand vieler empirischer Untersuchungen.24

Im Schrifttum wird dabei die

gesetzliche von der freiwilligen Unternehmenspublizität unterschieden. Im

Falle der gesetzlich vorgeschriebenen Publizität wird hauptsächlich der Ein-

fluss von Veränderungen der relevanten Regulierung analysiert. Im Fokus steht

dabei die Frage, ob die gewollten Konsequenzen der Regulierung tatsächlich

eingetreten sind und welche ungewollten Konsequenzen daraus resultieren. Als

prominente Beispiele sind die verpflichtende Einführung der IFRS in Europa

sowie Regulation Fair Disclosure und der Sarbanes Oxley Act in den USA zu

nennen.25

Empirische Forschung im Bereich der freiwilligen Unternehmenspublizität

hingegen versucht die Frage zu beantworten, warum Unternehmen Informatio-

nen bereitstellen, die über die gesetzlichen Anforderungen hinausgehen. Häufi-

ger Untersuchungsgegenstand ist dabei die Wirkung von freiwilligen Informa-

tionen auf den Kapitalmarkt.26

Die Identifikation kausaler Wirkungszusam-

menhänge von freiwilliger Unternehmenspublizität ist aufgrund von Endogeni-

tätsproblemen aus ökonometrischer Sicht jedoch herausfordernd. Sofern die

Bereitstellung von Informationen im Ermessen der Unternehmensleitung liegt,

21

Vgl. Sloan (2001), S. 343. 22

Vgl. Diamond/Verrecchia (1991). 23

Vgl. Diamond/Verrecchia (1991), S. 1326. 24

Beispielsweise liefern Leuz/Verrechia (2000) empirische Belege für einen negativen

Zusammenhang von freiwilliger Unternehmenspublizität und Kapitalkosten. 25

Vgl. Miller/Skinner (2015), S. 233. 26

Vgl. Healy/Palepu (2001), S. 420.


ist das bereitgestellte Informationssignal unter Umständen mit nicht beobacht-

baren Unternehmenscharakteristika korreliert. Die im Rahmen empirischer

Studien erzielten Ergebnisse sind dann unter Umständen verzerrt bzw. inkon-

sistent und die gewonnenen Erkenntnisse entsprechender Studien nicht vali-

de.27

In Kapitel III wird diesem Endogenitätsproblem durch die Nutzung des Erdbe-

bens an der Japanischen Ostküste im Jahr 2011 (Fukushima shock) als natürli-

ches Experiment begegnet und ein kausaler Zusammenhang zwischen freiwil-

liger Unternehmenspublizität und Informationsasymmetrie gezeigt. Im Zuge

des Fukushima Schocks war eine Vielzahl von Unternehmen nicht in der Lage,

eine Ergebnisprognose für das kommende Geschäftsjahr zu geben. Dem Kapi-

talmarkt wurde aufgrund des Fukushima shock somit ein sonst freiwillig von

den Unternehmen zur Verfügung gestelltes Informationssignal entzogen. Die

Analyse basiert damit auf einer exogenen Variation des Informationsumfeldes

und zeigt, dass der Verlust des Informationssignals von Management-

Prognosen zu einer Erhöhung der Informationsasymmetrie am Kapitalmarkt

und in der Folge zu negativen Aktienkursreaktionen führt.

Markt für Unternehmenskontrolle

Der Markt für Unternehmenskontrolle gilt als weiterer bedeutender Mechanis-

mus der Corporate Governance.28

Als zentrale ökonomische Motive für Unter-

nehmenstransaktionen sind die Realisierung von Synergien und die Disziplinie-

rung des Managements zu nennen.29

Unternehmen, die Ressourcen ineffizient

nutzen und sich negativ entwickeln, werden häufiger Ziel von Übernahmean-

geboten.30

In der Folge erfolgreicher Transaktionen wird zudem regelmäßig

das alte und ggf. wenig erfolgreiche Management ausgetauscht.31

Demnach

wirkt die schiere Möglichkeit Ziel eines Übernahmeangebotes zu werden dis-

27

Für eine Diskussion der Problematik aus der Perspektive der Finanzierungs- und Ac-

counting-Literatur vgl. Gippel/Smith/Zhu (2015) und Roberts/Whited (2012). 28

Vgl. Shleifer/Vishny (1997), S. 756; Jensen (1988), S. 23f.; Manne (1965), S. 119. 29

Vgl. Martin/McConnell (1991), S. 671. 30

Vgl. Palepu (1985). 31

Vgl. Martin/McConnell (1991).


ziplinierend auf die Unternehmensleitung und hilft somit die Prinzipal-

Agenten-Problematik zu mindern.

Die Disziplinierungsfunktion des Marktes für Unternehmenskontrolle hängt

insbesondere von der Möglichkeit ab, Transaktionen auch gegen den Willen

der Unternehmensleitung der Zielgesellschaft zu vollstrecken. Zur Verhinde-

rung solcher feindlicher Übernahmen haben Manager in der Vergangenheit

eine Vielzahl von Abwehrmaßnahmen entwickelt. Im Falle der Zulässigkeit

entsprechender Maßnahmen ohne Zustimmung der Anteilseigner sollte die

Disziplinierungsfunktion des Marktes für Unternehmenskontrolle einge-

schränkt werden.

Aufgrund der hohen politischen Brisanz feindlicher Übernahmen32

, unterliegt

die Zulässigkeit von Abwehrmaßnahmen häufig einer nationalen Regulie-

rung.33

Diametral entgegengesetzte Regulierungsmodelle finden sich dabei in

den USA und UK. Während die Ergreifung von Abwehrmaßnahmen gegen

feindliche Übernahmeangebote ohne Zustimmung der Aktionäre in den USA

grundsätzlich im Sinne der sogenannten business judgement rule zulässig ist,

sind Manager in UK durch die sogenannte board neutrality rule zu einer neut-

ralen Haltung verpflichtet. Die Brisanz der Thematik zeigte sich jüngst zudem

im Rahmen des Umsetzungsprozesses der EU-Übernahmerichtlinie.34

In Kapitel IV erfolgt vor diesem Hintergrund zunächst eine vergleichende Ana-

lyse der Regulierung von Abwehrmaßnahmen gegen feindliche Übernahmen in

der EU und den USA. Diese wird ergänzt um einen Überblick ausgewählter

Abwehrmaßnahmen. Durch eine deskriptive Analyse sämtlicher feindlicher

Übernahmeangebote in der EU und den USA im Zeitraum von 2000 bis 2013

werden in der Folge Unterschiede auf dem Markt für Unternehmenskontrolle

zwischen den beiden Jurisdiktionen aufgezeigt. Abschließend erfolgt eine Ana-

lyse des Einflusses der EU-Übernahmerichtlinie auf feindliche Übernahmever-

suche europäischer Zielgesellschaften. Im Fokus der Untersuchungen stehen

die zum Einsatz gekommenen Abwehrmaßnahmen, die Erfolgswahrscheinlich-

32

Dies gilt insbesondere für cross-border Transaktionen. 33

Vgl. Shleifer/Vishny (1997), S. 757. 34

Vgl. Hopt (2009).


keit von feindlichen Übernahmeangeboten, die Übernahmeprämien sowie die

Erzielung von Angebotsverbesserungen.

Durch das Übernahmerecht beeinflussen Regierungen das playing field für

feindliche Übernahmeversuche inländischer Unternehmen. Fraglich ist, ob die

resultierenden Regelungen stets im Sinne der Aktionäre festgelegt werden oder

unter Umständen protektionistischen Motiven der Regierungen folgen. Insbe-

sondere die Zulässigkeit von Abwehrmaßnahmen gegen feindliche Übernah-

meversuche könnte feindliche Bieter von grenzüberschreitenden Übernahme-

angeboten abhalten.35

Dinc und Erel (2013) zeigen zudem, dass Regierungen

aus protektionistischen Gründen auch direkt in Unternehmenstransaktionen

intervenieren und den inländischen Markt für Unternehmenskontrolle somit

beeinflussen.36

Die Rolle von Regierungen im Rahmen feindlicher Übernahmen ist vor diesem

Hintergrund Gegenstand von Kapitel V. Auf Basis von 263 feindlichen Über-

nahmeangeboten in der EU und den USA wird dabei der Einfluss der Über-

nahmeregulierung auf die Wahrscheinlichkeit von cross-border Transaktionen,

die Implikationen der Übernahmeregulierung auf die Corporate Governance

sowie die Determinanten direkter staatlicher Interventionen untersucht. Die

Ergebnisse weisen darauf hin, dass Regierungen die Offenheit des nationalen

Marktes für Unternehmenskontrolle durch das Übernahmerecht beeinflussen

können. Gleichzeitig zeigen die Ergebnisse, dass die tatsächliche Ergreifung

von Abwehrmaßnahmen von dem Rechtsrahmen abhängt und zu einer Minde-

rung der Erfolgswahrscheinlichkeit von feindlichen Übernahmen führt. Eine

steigernde Wirkung auf die Übernahmeprämie kann hingegen nicht festgestellt

werden. Dieses Ergebnis steht im Einklang mit der sogenannten management

entrenchment hypothese und deutet auf negative Implikationen für die nationa-

le Corporate Governance hin. Schließlich ist eine direkte staatliche Intervention

im Falle eines ausländischen Bieters wahrscheinlicher. Die betrachteten direk-

ten staatlichen Interventionen sind zudem positiv mit der Transaktionsgröße,

der Arbeitslosenquote und dem GDP-Wachstum korreliert.

35

Vgl. vor dem Hintergrund der europäischen Übernahmerichtlinie dazu Hopt (2009). 36

Vgl. Dinc/Erel (2013).


Ausschüttungsbemessung

§ 58 AktG in Verbindung mit § 60 AktG regelt in Deutschland den Anspruch

der Aktionäre auf den Bilanzgewinn des Unternehmens. Die daraus resultie-

rende Mindestausschüttung dient dem Schutze der Aktionäre vor einem poten-

tiellen Fehlverhalten der Unternehmensleitung. Die Wahrscheinlichkeit, dass

ein Unternehmen frisches Kapital aufnehmen muss, ist dabei positiv mit der

Höhe der Ausschüttung korreliert. In diesem Zuge sollte die Überwachung des

Unternehmens durch den Kapitalmarkt bzw. potentielle Kapitalgeber ebenfalls

steigen.37

Im Sinne der free cash flow-Hypothese mindert die Ausschüttung

von Dividenden zudem das Risiko der Realisierung wertvernichtender Projekte

durch die Unternehmensleitung.38

Dividenden stellen somit ein Instrument zur

Minderung des Prinzipal-Agenten-Konfliktes zwischen Aktionären und der

Unternehmensleitung dar. Darüber hinaus existiert eine Vielzahl alternativer

Erklärungsansätze des Ausschüttungsverhaltens von Unternehmen sowie der

entsprechenden Präferenzen der Aktionäre. Trotz des sehr umfangreichen

Schrifttums gilt die Thematik weiterhin als eine der ungelösten Fragen der Fi-

nanzierungslehre.39

In Kapitel VI wird die Thematik aus der Perspektive von Privatanlegern ge-

würdigt. Auf Basis von ca. 83.000 Antworten deutscher Privatanleger auf Be-

fragungen aus den Jahren 2007 und 2013 wird der Zusammenhang von persön-

lichen Charakteristika der Antwortenden und deren Ausschüttungspräferenz

untersucht. Die Analysen lassen darauf schließen, dass Privataktionäre nicht

indifferent hinsichtlich einer Ausschüttung in Form von Dividenden und Ak-

tienrückkaufen sind. Außerdem zeigt sich, dass die Dividendenpräferenz von

Privatanlegern zwischen den beiden Befragungszeitpunkten signifikant gestie-

gen ist. Dieser Anstieg ist unter Umständen auf die deutsche Steuerreform des

Jahres 2009 und die damit verbundene Abschaffung der diskriminierenden

Besteuerung von Dividenden gegenüber Kapitalerträgen zurückzuführen. Die

Ergebnisse stützen zudem einige prominente Erklärungsansätze der Ausschüt-

37

Vgl. Rozeff (1982), p. 251. 38

Vgl. Jensen (1986). 39

Vgl. Brealey/Myers (2000), S. 1014.


tungspräferenz, wie die sogenannten bird-in-the-hand Theorie, die Transakti-

onskostentheorie und die signalling-Funktion von Dividenden. Die Analyse

gibt hingegen keinen Hinweis darauf, dass die Prinzipal-Agenten-Problematik

durch die Ausschüttung von Dividenden gemindert werden kann.


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Kapitel II Anwendung des CAPM in der Unternehmenspraxis 16

Kapitel II

Anwendung des CAPM in der Unternehmenspraxis –

Eine Analyse vor dem Hintergrund praxisbezogener Emp-

fehlungen

Publikationsdetails: Corporate Finance (2015), Heft 4, S. 115-129.

Autoren: Maximilian Rowoldt, Christopher Pillen


1 Einleitung

Kapitalkosten sind eine bedeutende Größe, deren Ermittlung für Unternehmen,

Investoren, Berater und Wirtschaftsprüfer eine methodische Herausforderung

darstellt. Dies spiegelt sich unter anderem in den Prüfungsschwerpunkten der

Deutschen Prüfstelle für Rechnungslegung (DPR) des Jahres 2014 wider, wel-

che die Ableitung des im Rahmen des Goodwill-Impairment-Tests verwende-

ten durchschnittlichen Kapitalkostensatzes (WACC) umfassen.1 Der WACC

ergibt sich als gewogener Durchschnitt der Fremd- und Eigenkapitalkosten

einer Unternehmung. In der Praxis kann die Bestimmung der Fremdkapitalkos-

ten direkt auf Basis zu beobachtender Anleihenrenditen, indirekt auf Basis des

Verhältnisses von Zinsaufwendungen zu den durchschnittlichen Verbindlich-

keiten oder über den Credit Spread von Unternehmen mit vergleichbarem Ra-

ting ermittelt werden. Zur Ermittlung der Eigenkapitalkosten liefert das Capital

Asset Pricing Model (CAPM) ein theoretisches Konzept, das bei der prakti-

schen Umsetzung ebenfalls eine Vielzahl von Ermessensentscheidungen erfor-

dert. Diese wurden in Deutschland im Rahmen diverser Standards, Verlautba-

rungen und Stellungnahmen vom Berufsstand der Wirtschaftsprüfer adressiert.

Die in den zugehörigen Veröffentlichungen enthaltenen Vorgaben und Emp-

fehlungen stellen eine Ausgangsbasis dar, leisten jedoch für die Ableitung der

Eigenkapitalkosten anhand des CAPM keine vollumfängliche Konkretisie-

rung.2

Im vorliegenden Aufsatz wird deshalb der Frage nachgegangen, wie mit den

bestehenden Ermessenspielräumen hinsichtlich der Eigenkapitalkostenbestim-

mung in der deutschen Unternehmenspraxis umgegangen wird. Zu diesem

Zweck werden öffentlich zugängliche Angaben der im HDAX notierten Unter-

nehmen untersucht, die sich auf die Ableitung von Eigenkapitalkosten zum

1 Die Prüfungsschwerpunkte 2014 der DPR können unter

http://www.frep.info/docs/pressemitteilungen/2013/20131015_pm.pdf eingesehen wer-

den (abgerufen am 18.12.2014). 2 Vgl. Dörschell/Franken/Schulte/Brütting (2008), S. 1152f.


Zweck durchzuführender Goodwill-Impairment-Tests3 oder im Rahmen der

wertorientierten Unternehmenssteuerung4 beziehen. Die hierfür vorzunehmen-

den Analysen erfolgen unter Bezugnahme auf die zuvor genannten praxisbezo-

genen Vorgaben und Empfehlungen des Berufstandes der Wirtschaftsprüfer.

Sie sollen als Referenzmaßstab dienen, um die Folgen aus ihrer (Nicht-

)Beachtung – vor dem Hintergrund relevanter Kapitalmarktentwicklungen –

abzuleiten und eine Bewertung der in der Unternehmenspraxis vorzufindenden

Eigenkapitalkostenermittlung zu ermöglichen.

Die folgende Analyse gliedert sich in zwei Schritte. In Kapitel 2 werden zu-

nächst die praxisrelevanten Standards, Verlautbarungen und Stellungnahmen

zur Ableitung der Eigenkapitalkosten und ihrer Einflussparameter dargestellt.

Anschließend erfolgt in Kapitel 3 eine empirische Analyse der Daten und An-

gaben, die aus den Geschäftsberichten der HDAX-Unternehmen entnommen

werden konnten. Der Beitrag endet in Kapitel 4 mit einer systematischen Zu-

sammenfassung der Ergebnisse.

2 Praxisbezogene Empfehlungen zur Ermittlung der Eigenkapi-

talkosten

2.1 Überblick relevanter Rahmenwerke des IDW

Der vom Institut der Wirtschaftsprüfer in Deutschland e.V. (IDW) entwickelte

Standard IDW S 1: Grundsätze zur Durchführung von Unternehmensbewer-

tungen (IDW S 1) stellt zunächst ein allgemeines Rahmenwerk u.A. für die

praktische Ermittlung der Eigenkapitalkosten dar. Die enthaltenen betriebswirt-

schaftlichen Vorgaben zur Eigenkapitalkostenbestimmung können u.A. für

wertorientierte Managementkonzepte sowie für Zwecke des Goodwill-

Impairment-Tests gem. International Accounting Standard (IAS) 36 herange-

3 So wird die Ermittlung des WACC im Rahmen des Goodwill-Impairment-Tests i.d.R.

für die Anwendung sog. kapitalwertorientierter Verfahren vorgenommen. Siehe IDW

RS HFA 16, Tz. 24ff. 4 Die Kapitalkosten fließen in wertorientierte Steuerungskennzahlen ein, zu denen der

EVA als bekanntester Vertreter zählt. Siehe Stewart (1991), S. 118ff.


zogen werden.5 Explizit wird im Standard die kapitalmarktorientierte Ablei-

tung der Eigenkapitalkosten anhand des CAPM nahegelegt:6

rEK = rf + βEK

v × MRP

rEK: Eigenkapitalkosten

rf: risikoloser Basiszinssatz

βEK

v: Eigenkapital-Beta bei Verschuldung (Equity Beta)

MRP: Marktrisikoprämie

Die konkrete Ausgestaltung der Eigenkapitalkostenbestimmung ist anlassbezo-

gen. Für wertorientierte Managementkonzepte sind i.d.R. die individuellen

Verhältnisse der Investoren entscheidend,7 sodass IDW S 1 für die Kapitalkos-

ten unverbindlich denkbare Zinssätze nennt und ebenfalls die Möglichkeit an-

führt, die einzelnen Kapitalkostenbestandteile subjektiv zu schätzen.8

Um die Ausführungen der IFRS u.a. zur Kapitalkostenbestimmung im Rahmen

durchzuführender Goodwill-Impairment-Tests zu konkretisieren, verweist IDW

S 1 zusätzlich auf die bindende IDW Stellungnahme zur Rechnungslegung:

Bewertungen bei der Abbildung von Unternehmenserwerben und bei Werthal-

tigkeitsprüfungen nach IFRS (IDW RS HFA 16).9 Zudem wurde in 2014 der

Entwurf einer IDW Stellungnahme zur Rechnungslegung: „Einzelfragen zu

Wertminderungen von Vermögenswerten nach IAS 36“ (IDW ERS HFA 40)

veröffentlicht, der den Wunsch des IDW, weitere Vorgaben zu implementieren,

unterstreicht.

Insgesamt betonen alle hier genannten Veröffentlichungen des IDW die Kapi-

talkostenbestimmung anhand von Kapitalmarktdaten. Dieses Vorgehen kann

aber auch für darüber hinausgehende Fragestellungen, die eher subjektiv ge-

prägt sind, herangezogen werden,10

sodass die Kapitalkostenermittlung anhand

von Kapitalmarktdaten im Folgenden fokussiert werden soll. Dabei wird auch

5 Vgl. IDW S 1 i.d.F. 2008, Tz. 8ff.

6 Vgl. IDW S 1 i.d.F. 2008, Tz. 92. Siehe zu Erläuterungen des CAPM Institut der Wirt-

schaftsprüfer (IDW) (2013), Rdn. A 327ff. 7 Vgl. Dörschell/Franken/Schulte (2006), S. 2.

8 Vgl. IDW S 1 i.d.F. 2008, Tz. 123.

9 Vgl. IDW S 1 i.d.F. 2008, Tz. 10.

10 Vgl. Dörschell/Franken/Schulte (2012a), S. 406.


auf Fragestellungen eingegangen, die von den vorgestellten Rahmenwerken

nicht vollständig beantwortet werden (können). Zu ihrer Lösung existieren le-

diglich unterschiedliche Handlungsempfehlungen, die ebenfalls Gegenstand

der folgenden Kapitel sind.

2.2 Vorgaben und Empfehlungen des IDW zur Ableitung der Eigenkapi-

talkostenbestandteile

2.2.1 Basiszinssatz

IDW S 1 empfiehlt im Rahmen der objektivierten Unternehmensbewertung,

„den Basiszins ausgehend von aktuellen Zinsstrukturkurven und zeitlich dar-

über hinausgehenden Prognosen abzuleiten“11

. Nach Ansicht des Fachaus-

schusses für Betriebswirtschaft und Unternehmensbewertung des IDW

(FAUB) sollte die Schätzung der Zinsstrukturkurven dabei mit Hilfe der

Svensson-Methode12

erfolgen.13

Dieser Ansatz wird auch für die Kapitalkos-

tenermittlung zu Rechnungslegungszwecken als geeignet angesehen, da die

IFRS ebenfalls eine kapitalmarktorientierte Ableitung des Basiszinssatzes emp-

fehlen.14

Damit der Basiszinssatz als (quasi-)risikolos erachtet werden kann, darf er kei-

ne Währungsrisiken widerspiegeln.15

Zudem muss seine Laufzeit dem Anlage-

horizont des Investors entsprechen, um Zinsänderungsrisiken zu eliminieren.16

Erfüllt werden diese Anforderungen an die Ableitung des Basiszinssatzes

durch die sog. Svensson-Methode, die eine Ermittlung (hypothetischer) lauf-

zeitspezifischer spot rates für einzelne Zahlungen vorsieht. Die ermittelten spot

rates hängen dabei von sechs Parametern ab,17

die die Deutsche Bundesbank

täglich auf Basis beobachtbarer Renditen von Bundeswertpapieren schätzt.18

11

IDW S 1 i.d.F. 2008, Tz. 117. 12

Siehe Svensson (1995), S. 13-26. 13

Vgl. Fachausschuss für Betriebswirtschaft und Unternehmensbewertung des IDW

(FAUB) (2014), S. 294. 14

Vgl. Baetge (2009), S. 20. 15

Vgl IDW RS HFA 16, Tz. 31f.; IDW ERS HFA 40, Tz. 39f. 16

Vgl. IDW S 1 i.d.F. 2008, Tz. 116f. 17

Siehe Svensson (1995), S. 18. 18

Die Parameter sind abrufbar unter

http://www.bundesbank.de/Navigation/DE/Statistiken/Zeitreihen_Datenbanken/Makroo

ekonomische_Zeitreihen/its_list_node.html?listId=www_s140_it03c (abgerufen am

17.12.2014).


Letztere können nicht direkt zur Abschätzung des Basiszinssatzes verwendet

werden, da sie Kuponzinssätze darstellen und nur für eine maximale Laufzeit

von dreißig Jahren vorliegen, während bei einer Investition in Unternehmen

meistens von einer unendlichen Laufzeit der Investition auszugehen ist.19

Den-

noch bieten sie eine breite Datenbasis, die der FAUB trotz des historisch nied-

rigen Zinsniveaus als bestmögliche Schätzgrundlage für aktuelle Erwartungen

zum Basiszinssatz ansieht.20

Die Svensson-Methode ermöglicht grundsätzlich eine Extrapolation der Schät-

zung über einen Zeitraum von mehr als 30 Jahren.21

Der FAUB erachtet es

allerdings als sachgerecht, für den Zeitraum ab 30 Jahren vereinfachend die

spot rate für eine Laufzeit von 30 Jahren konstant fortzuschreiben.22

Zudem

empfiehlt er zur Glättung kurzfristiger Schwankungen, für die vollen vor dem

Betrachtungsstichtag liegenden drei Monate tägliche Zinsstrukturkurven zu

schätzen und über diesen Zeitraum durchschnittliche spot rates zu ermitteln.

Aus theoretischer Sicht (Stichtagsprinzip) wäre die ausschließliche Beachtung

der zum Betrachtungsstichtag realisierbaren Verhältnisse und somit des an die-

sem Tag ermittelten Basiszinssatzes korrekt.23

Durch die beschriebene Glät-

tung soll ein Basiszinssatz mit einer möglichst hohen Prognosefähigkeit ermit-

telt werden, was dem FAUB durch die konsequente Verfolgung des Stichtags-

prinzips nicht möglich erscheint.

Um die Konsistenz zur laufzeitkonstanten Marktrisikoprämie zu wahren, wird

häufig von dem theoretischen Ideal laufzeitabhängiger Basiszinssätze abgewi-

chen und auf einen laufzeitunabhängigen, über alle Perioden einheitlichen

Zinssatz zurückgegriffen.24

Der FAUB hat diesen in einem Beispiel als bar-

wertäquivalenten Zinssatz unter der Annahme einer mit einem Prozent kon-

19

Vgl. Castedello (2014), Rdn. A 353. 20


(FAUB) (2012b), S. 568f. 21

Die Nutzung dieses Vorzugs hat das IDW früher empfohlen, vgl. Obermaier (2008), S.

497. 22


(FAUB) (2014), S. 294. 23

Vgl. Drukarczyk/Schüler (2009), S. 210. 24

Vgl. Dörschell/Franken/Schulte (2012a), S. 75ff.


stant wachsenden Reihe sicherer Cashflows ermittelt.25

Eine solch vereinfachte

Berechnung kann nach Ansicht des IDW auch für die konkrete Bestimmung

von Kapitalkosten durchgeführt werden. Zudem wird eine Rundung des ein-

heitlichen Basiszinssatzes auf 0,25 Prozentpunkte als unkritisch erachtet.26

2.2.2 Marktrisikoprämie

Die Marktrisikoprämie ergibt sich im CAPM als Differenz zwischen der erwar-

teten Rendite des Marktportfolios und dem risikolosen Zinssatz. Sie ist ex-ante

nicht beobachtbar und wurde über eine Vielzahl von Ansätzen zu schätzen ver-

sucht.27

Das IDW erachtet die Untersuchung von Stehle (2004) als gute Aus-

gangsbasis für die Schätzung der künftigen Marktrisikoprämie.28

Dort wurde die Marktrisikoprämie mit Hilfe historischer Renditezeitreihen im

Rahmen eines ex-post-Ansatzes ermittelt. Bei der Verwendung dieser Methode

musste Stehle (2004) einige Parameter nach subjektivem Ermessen festlegen,

die hier jedoch keiner kritischen Würdigung unterzogen werden sollen. Da das

Marktportfolio im Sinne des CAPM als Ansammlung sämtlicher risikobehafte-

ter Anlagemöglichkeiten in der Realität nicht existiert, stellt Stehle (2004) zur

Berechnung historischer Ein-Jahres-Marktrenditen approximativ auf den DAX

und den CDAX ab. Dabei spricht er den Ergebnissen für den CDAX aufgrund

der größeren Breite des Indexes eine höhere Bedeutung zu. Als risikolose Ren-

diten zieht er jährliche Änderungsraten des Rex Performance Index heran. Die

für diesen Beitrag relevante historische Marktrisikoprämie errechnet Stehle

(2004) dann auf Basis der arithmetischen Mittelwerte über den Zeitraum von

1955 bis 2003. Für den CDAX ergibt sich ein Wert i.H.v. 5,46% vor persönli-

chen Steuern. Zur Schätzung einer künftigen Marktrisikoprämie hält Stehle

(2004) Abschläge für angebracht, da Investoren heutzutage einfacher und kos-

tengünstiger Risiken diversifizieren können.

Das IDW folgt grundsätzlich diesen Gedankengängen und hält einen Abschlag

i.H.v. 1,00% bis 2,00% für sachgerecht. Vor diesem Hintergrund wurde unter

25

Siehe Fachausschuss für Betriebswirtschaft und Unternehmensbewertung des IDW

(FAUB) (2014), S. 296. 26


Vgl. Obermaier (2008), S. 504. 28

Vgl. Castedello (2014), Rdn. A 360; Stehle (2004), S. 906ff.


Berücksichtigung des damals geltenden Halbeinkünfteverfahrens zunächst

empfohlen, die Marktrisikoprämie vor persönlichen Steuern in einer Bandbrei-

te zwischen 4,00% und 5,00% anzusetzen.29

Ab dem 07.07.2007 war die

schrittweise Einführung der Abgeltungsteuer und die resultierende Erhöhung

der persönlichen Besteuerung zu berücksichtigen sowie für letztere zu untersu-

chen, ob sie von deutschen Anlegern durch erhöhte Renditeforderungen am

Kapitalmarkt ausgeglichen werden kann. Für den Zeitraum bis zum 31.12.2008

existiert zu diesem Problem keine offizielle Stellungnahme von Seiten des Be-

rufsstands der Wirtschaftsprüfer.30

Ab dem 01.01.2009 empfahl der FAUB als

Bandbreite für die Vorsteuer-Marktrisikoprämie 4,50% bis 5,50%.31

Der auf Basis vergangener Daten gemessene Erwartungswert für die Marktrisi-

koprämie wird mit einem aus aktuellen Erwartungen abgeleiteten Basiszinssatz

kombiniert, um die Eigenkapitalkosten zu bestimmen. Dieses Vorgehen er-

scheint dem FAUB bei einer stabilen wirtschaftlichen Entwicklung als sachge-

recht, sei allerdings vor dem Hintergrund der Finanz- und Schuldenkrise kri-

tisch zu würdigen.32

So hat der FAUB am 10.01.2012 empfohlen, die Marktri-

sikoprämie wegen der erhöhten Unsicherheit und Risikoaversion an den Kapi-

talmärkten am oberen Rand der geltenden Bandbreite (5,50%) zu schätzen.33

Am 19.09.2012 hat der FAUB nach weiteren Analysen festgestellt, dass die für

die Marktrisikoprämie mindernd wirkenden Trendentwicklungen (einfache-

re/günstigere Diversifikation) von aktuellen Effekten überlagert werden. Daher

hat er die Bandbreite auf 5,50% bis 7,00% erhöht und ausgeweitet.34

29

Vgl. Wagner (2007), Rdn. A 299. 30

Vgl. Castedello (2014), Rdn. A 360. Es wurde für eine Vor- und Nachsteuer-

Marktrisikoprämie i.H.v. 5,00% gezeigt, dass sie unter der Annahme einer partiellen

Kompensation der Steuererhöhung ein plausibles Gesamtbild ergibt. Vgl. Wag-

ner/Saur/Willershausen (2008), S. 731ff. Dies dürfte als Stütze in der Praxis gedient ha-

ben. 31



(FAUB) (2012b), S. 568f. 33


(FAUB) (2012a), S. 122. 34


(FAUB) ( 2012b), S. 569.


Die kapitalmarktorientierte Ableitung der Marktrisikoprämie wird explizit von

IDW RS HFA 16 für Bewertungen zu Rechnungslegungszwecken gefordert.35

Insofern kann „die vom IDW vorgeschlagene Bandbreite […] für die Marktri-

sikoprämie […] auch für IAS 36 als maßgeblich erachtet werden.“36

2.2.3 Betafaktor

Der Betafaktor ist nicht direkt beobachtbar und muss geschätzt werden. In der

Praxis werden zur Schätzung im Rahmen des sog. Marktmodells die histori-

schen Aktienrenditen des betrachteten Unternehmens gegen die Renditen des

Marktes regressiert. Die hierbei erfolgende Ermittlung sog. Raw Betafaktoren

erfordert die Wahl eines Index als Proxy für das Marktportfolio. Grundsätzlich

gibt die theoretische Konzeption des CAPM vor, den breitesten und somit ei-

nen weltweiten Index zu verwenden.37

In der Praxis ist allerdings bei Einnahme

der relevanten Investorenperspektive auch die Betrachtung nationaler Indizes

relevant.38

Insgesamt „hat sich soweit erkennbar noch kein Standard gefes-

tigt“39

. Neben dem Referenzindex sind auch der Untersuchungszeitraum und

das Intervall festzulegen, in dem die Renditen berechnet werden. Auch hier

sind zur Bildung eines sachgerechten Urteils i.d.R. mehrere Varianten zu be-

rechnen.

Zur Parameterwahl bei der Betafaktorermittlung gibt das IDW keine Empfeh-

lungen. IDW RS HFA 16 gibt nur für die Bestimmung eines fair value zu

Rechnungslegungszwecken vor, bevorzugt den eigenen Raw Betafaktor des

Bewertungsobjekts zu verwenden, falls dieser vorhanden ist.40

Ansonsten sind

Raw Betas von Peer Group-Unternehmen heranzuziehen. Diese Präferenzfolge

kann auch bei der Bestimmung des value in use als maßgeblich erachtet wer-

den.41

Somit gibt das IDW lediglich Empfehlungen zum Umgang mit dem

Problem, dass Betafaktoren nur für börsennotierte Unternehmen und selbst

35

Vgl. IDW RS HFA 16, Tz. 28. 36

Schmusch/Laas (2006), S. 1055. 37

Vgl. Dörschell/Franken/Schulte (2012b), S.155. 38

Vgl. Dörschell et al. (2008), S. 1157f. 39

Dörschell/Franken/Schulte (2006), S. 6. 40

Vgl. IDW RS HFA 16, Tz. 35; Schmusch/Laas (2006) deuten die Stellungnahme hinge-

gen derart, dass stets ein Peer Group-Beta zu ermitteln ist, vgl. Schmusch/Laas (2006),

S. 1056. 41

Vgl. Schmusch/Laas (2006), S. 1056.


dann nicht immer als belastbare Werte bestimmbar sind.42

Zu beachten ist in

diesem Zusammenhang zudem, dass die Ermittlung des Betafaktors auf Ebene

der zahlungsmittelgenerierenden Einheiten (ZGE) zu erfolgen hat, deren Ei-

genkapitaltitel im Regelfall nicht börsennotiert sind.

Die aus Kapitalmarktdaten abgeleiteten Raw Betafaktoren spiegeln sowohl das

historische operative wie auch finanzielle systematische Risiko wider. Zur Ab-

leitung künftiger Betafaktoren führt IDW S 1 aus, dass ein Raw Beta um er-

wartete Abweichungen des künftigen systematischen Risikos angepasst werden

muss.43

Um Änderungen in der Unternehmensfinanzierung des betrachteten

Unternehmens bzw. Unterschieden zu berücksichtigten Peer Group-

Unternehmen korrekt Rechnung zu tragen, müssen die Raw Betas durch das

sog. Unlevern um sämtliche Kapitalstruktureffekte bereinigt und anschließend

mittels des sog. Releverns an die (ggf. aus einer Peer Group abgeleitete) Ziel-

Kapitalstruktur des betrachteten Unternehmens angepasst werden.44

In der Pra-

xis wird hierbei regelmäßig angenommen, dass das Fremdkapital risikolos ist

und der Wert des Tax Shields vom systematischen operativen Risiko der Un-

ternehmung abhängt, da die Fremdkapitalbestände sich proportional zum Un-

ternehmenswert im Sinne der wertorientierten Finanzierungspolitik entwi-

ckeln.45

Auf Basis dieser Prämissen lässt sich folgender Zusammenhang zwi-

schen Levered (Equity) und Unlevered (Asset) Beta herleiten:46

βEK

v = β

EK

u × (1+

FKMW

EKMW

) ⇔ βEK

u=

βEK

v

(1+ FKMW

EKMW)

βEK

v: Eigenkapital-Beta bei Verschuldung (Equity Beta)

βEK

u: Beta des unverschuldeten Unternehmens (Asset/Unlevered Beta)

FKMW: Marktwert des Fremdkapitals

EKMW: Marktwert des Eigenkapitals

42

Siehe hierzu auch Dörschell/Franken/Schulte (2012a), S. 146ff. 43

Vgl. IDW S 1 i.d.F. 2008, Tz. 100. 44

Vgl. Kruschwitz/Löffler/Lorenz (2011), S. 672. 45

Vgl. Aders/Wagner (2004), S. 33ff. 46

Vgl. Dörschell/Franken/Schulte (2012a), S. 204; Koller/Goedhart/Wessels (2010),

S. 251.


Zudem schwanken in der Vergangenheit beobachtete Raw Betafaktoren in em-

pirischen Untersuchungen über verschiedene Beobachtungszeiträume; dies ist

nicht durch die Instabilität des „wahren“ Betafaktors, sondern durch Schätzfeh-

ler bedingt.

Vor diesem Hintergrund werden alternativ zur Fortschreibung historischer Raw

Betas auch pauschalierte oder freie gutachtliche Anpassungen vorgeschlagen.47

2.2.4 Erfassung der (Ziel-)Kapitalstruktur

Die Kapitalstruktur einer Unternehmung ist für die Beschreibung der Zusam-

menhänge zwischen Equity und Asset Beta zu erfassen. Sie ist gem. IDW S 1

und in Übereinstimmung mit der Theorie auf Marktwertbasis festzulegen.48

Der Marktwert des Eigenkapitals ist theoretisch über eine Unternehmensbewer-

tung zu ermitteln, kann allerdings nach Ansicht in der Praxis vereinfachend

über die Marktkapitalisierung approximiert werden.49

Der Marktwert des

Fremdkapitals ergibt sich laut IDW S 1 theoretisch durch die Diskontierung der

auf die Fremdkapitalgeber entfallenden Cashflows mit den Fremdkapitalkos-

ten.50

In der Praxis wird an dieser Stelle regelmäßig die Vereinfachung ge-

wählt, Buchwerte des Fremdkapitals zu verwenden.51

Je nach Anlass der Kapitalkostenermittlung ergeben sich für die Bestimmung

der Ziel-Kapitalstruktur unterschiedliche Grundsätze. Sofern – z.B. im Rahmen

wertorientierter Managementkonzepte – die subjektiven Möglichkeiten der

(potentiellen) Investoren im Vordergrund stehen, empfiehlt IDW S 1, die indi-

viduellen Finanzierungsmöglichkeiten und Risikoneigungen zu berücksichti-

gen.52

Für Bewertungen zum fair value im Rahmen des Goodwill-Impairment-

Tests gibt IDW RS HFA 16 vor, eine branchenübliche Kapitalstruktur anhand

47

Vgl. Dörschell/Franken/Schulte (2012a), S. 187ff. 48

Vgl. IDW S 1 i.d.F. 2008, Tz. 100. 49

Vgl. Dörschell/Franken/Schulte (2012a), S. 213. Die Marktkapitalisierung stellt das

Produkt aus der Aktienanzahl und dem Aktienkurs dar, vgl. Koller/Goedhart/Wessels

(2010), S. 264. 50

Vgl. IDW S 1 i.d.F. 2008, Tz. 126. 51

Der Buchwert entspricht dem theoretisch korrekten Wertansatz, sofern sich das Zinsni-

veau und die Bonität des Schuldners im Zeitablauf wenig verändert haben. Vgl.

Dörschell/Franken/Schulte (2012a), S. 213f; Koller/Goedhart/Wessels (2010), S. 263. 52

Vgl. IDW S 1 i.d.F. 2008, Tz. 52ff.


von Peer Group-Daten zu ermitteln.53

Zur Ermittlung des value in use sind in

IDW RS HFA 16 keine expliziten Hinweise enthalten. Dennoch scheinen auch

hier häufig Peer Group-Daten verwendet zu werden, da dies in IDW ERS HFA

40 auch zur Ermittlung des value in use als regelmäßig gewähltes Vorgehen

genannt wird.54

Bei der Festlegung der Ziel-Kapitalstruktur ist ferner zu beachten, dass Abwei-

chungen von der tatsächlich eintretenden Kapitalstruktur zu verzerrten Kapital-

kosten führen.55

Von der Fortschreibung der aktuellen Kapitalstruktur wird

abgeraten, da diese durch Schwankungen um die tatsächliche Ziel-

Kapitalstruktur geprägt ist.56

Grundsätzlich fordert IDW S 1 eine Anpassung

der Kapitalkosten an sich im Zeitverlauf ändernde Kapitalstrukturen,57

was z.B.

im terminal value einer Unternehmensbewertung zur Erfassung einer abwei-

chenden Ziel-Kapitalstruktur und somit von abweichenden Kapitalkosten im

Vergleich zur Detailprognosephase führen kann.

3 Empirische Analyse publizierter Eigenkapitalkostenkompo-

nenten

3.1 Aufbau der Analysen und Datengrundlage

Die folgenden Analysen beleuchten die angewandten Methoden sowie die re-

sultierende Höhe bei der Ermittlung von Eigenkapitalkosten(-bestandteilen) in

der deutschen Unternehmenspraxis. Als Daten für die Untersuchungen dienen

die in den IFRS-Konzernabschlüssen58

für die Geschäftsjahre (GJ)59

2008 bis

2013 gemachten Angaben der 110 Unternehmen, die zum 31.12.2013 im

HDAX notiert waren. Sie sollen an den zuvor dargelegten praxisbezogenen

53

Vgl. IDW RS HFA 16, Tz. 35. 54

Vgl. IDW ERS HFA 40, Tz. 44. 55

Vgl. Pratt/Grabowski (2010), S. 393. 56

Vgl. Koller/Goedhart/Wessels (2010), S. 262. 57

Vgl IDW S 1 i.d.F. 2008, Tz. 133. 58

Die Fresenius SE & Co. KGaA, die Fresenius Medical Care AG & Co. KGaA sowie die

Qiagen N.V. veröffentlichen zusätzlich zu den IFRS-Abschlüssen – gem. ihrer primären

Berichtssprache – Geschäftsberichte nach US-GAAP. Letztere wurden zusätzlich in die

Analysen mit einbezogen. 59

Dabei werden alle Konzernabschlüsse mit einem Bilanzstichtag vor dem 30.06. des

Jahres t dem Geschäftsjahr t-1 zugerechnet. Also werden z.B. die Angaben in einem

Konzernabschluss zum Stichtag 31.03.2013 für das Geschäftsjahr 2012 herangezogen.


Vorgaben und Empfehlungen zur Bestimmung der Kapitalkosten gespiegelt

werden. Zudem werden relevante Entwicklungen an den Kapitalmärkten, die

durch die Finanz- und Schuldenkrise geprägt sind, ergänzend betrachtet.60

Die Untersuchungen beziehen sich einerseits auf Angaben zu den Eigenkapi-

talkosten(-bestandteilen), die im Kontext der intern verwendeten wertorientier-

ten Managementkonzepte veröffentlicht wurden. Andererseits werden Daten

bezüglich durchgeführter Goodwill-Impairment-Tests nach IFRS berücksich-

tigt.61

Die einbezogenen Angaben werden dabei differenziert analysiert, da die

Kapitalkostenermittlung für Rechnungslegungszwecke vor Wirtschaftsprüfern

standhalten muss, während die Bestimmung der Eigenkapitalkosten für Zwe-

cke der internen Steuerung im größeren Maße dem Ermessen der Unternehmen

obliegt.62

Die betrachteten Unternehmen ermitteln ihre Kapitalkosten(-bestandteile) nicht

nur in Abhängigkeit vom damit verfolgten Zweck, sondern unter Umständen

auch differenziert nach Segmenten bzw. verschiedenen ZGEs. Hieraus folgen

mehrwertige Angaben zu den Kapitalkosten in den Konzernabschlüssen. Im

Falle mehrwertiger Angaben müsste für eine Verdichtung zu einem repräsenta-

tiven Wert für die Ebene des gesamten Konzerns eine geeignete Gewichtung

erfolgen, die den Rahmen der folgenden Analysen übersteigt.63

Vor diesem

Hintergrund sollen Angaben nur einbezogen werden, sofern sie direkt für die

Konzernebene berichtet wurden, für die relevanten Segmente bzw. ZGEs ein-

heitlich herangezogen wurden oder sich (sofern erkennbar) auf Konzernbe-

60

An dieser Stelle sei darauf hingewiesen, dass die Vergleichbarkeit der Angaben der

HDAX-Unternehmen, sowohl untereinander als auch mit den Referenzmaßstäben, we-

gen verschiedener unterjähriger Bestimmungszeitpunkte beeinträchtigt sein könnte. So

kann der Goodwill-Impairment-Test nach IAS 36.96 im laufenden Geschäftsjahr jeder-

zeit durchgeführt werden, sofern er dann immer zum gleichen Zeitpunkt eines Jahres er-

folgt. Dies wird im Folgenden als weitgehend vernachlässigbar erachtet. 61

IAS 36.134 verpflichtet Unternehmen dazu, wesentliche Annahmen und mithin ver-

wendete Abzinsungssätze im Rahmen des Goodwill-Impairment-Tests anzugeben. 62

In diesem Zusammenhang sei darauf hingewiesen, dass im Rahmen des Lageberichts

veröffentlichte Komponenten der Eigenkapitalkosten ebenfalls der Abschlussprüfung

unterliegen. 63

Theoretisch müssten die Kapitalkosten der Unternehmensteile mit ihren auf Marktwert-

basis bestimmten Anteilen am Gesamtwert des Unternehmens gewichtet werden, vgl.

hierzu Koller/Goedhart/Wessels (2010), S. 121.


standteile mit wesentlichen Umsatzanteilen64

beziehen. In dem Fall, dass die

ZGEs sich dann immer noch hinsichtlich des Risikos deutlich vom Konzern

unterscheiden, sind bei der hier gewählten Vorgehensweise Zugeständnisse

hinsichtlich der Repräsentativität der Ergebnisse zu machen.

3.2 Analyse der Eigenkapitalkostenkomponenten

3.3.1 Basiszinssatz

Zunächst wird die für die Ermittlung der Eigenkapitalkosten notwendige Be-

stimmung des Basiszinssatzes in der Praxis untersucht. Nur ein relativ kleiner

Teil der 110 HDAX-Unternehmen hat Angaben zu diesem Parameter gemacht.

Der in Kapitel 3.1 beschriebene Ausschluss ZGE- bzw. segmentspezifischer

Angaben hat nur zu einer vernachlässigbaren Reduktion der betrachteten Da-

tenbasis geführt. Das allgemeine Sinken des Zinsniveaus im Beobachtungszeit-

raum fand grundsätzlich bei der Kapitalkostenermittlung Berücksichtigung

(Tabelle 1).

Theoretisch stellt der Basiszinssatz einen vom jeweiligen Unternehmen unab-

hängigen Kapitalkostenbestandteil dar. Dennoch liegen die in der Praxis von

den betrachteten Unternehmen veröffentlichten Basiszinssätze bei jedem Ge-

schäftsjahr in einer Spannweite, die mindestens 1,02 Prozentpunkte umfasst.

Diese Heterogenität der Basiszinssätze kann zunächst durch verschiedene un-

terjährige Ermittlungszeitpunkte begründet sein. Zudem geht aus den Ge-

schäftsberichtsangaben hervor, dass der Basiszinssatz auch für den Goodwill-

Impairment-Test nicht immer mittels der Svensson-Methode bestimmt wurde.

So haben z.B. die Symrise AG und die K+S AG den Basiszinssatz auf Basis

beobachtbarer Anleiherenditen direkt ermittelt. Die Wahl dieses Ansatzes ist

aus theoretischer Sicht, wie in Kapitel 2.2.1 erläutert wurde, für die Ermittlung

des Basiszinssatzes nur bedingt geeignet.

Die Dürr AG, K+S AG, MTU Aero Engines Holding AG und die TUI AG

verwenden einen einheitlichen Basiszinssatz für den Goodwill-Impairment-

Test und interne Steuerungszwecke. Die Deutsche Börse AG und die Metro

64

So beziehen sich beispielsweise die Angaben zum Goodwill-Impairment-Test der

Nordex SE auf das Segment Europa, welches z.B. im Geschäftsjahr 2013 einen Um-

satzanteil i.H.v. 91,4% ausmachte. Vgl. Nordex SE (2014), S. 61.


AG haben hingegen unterschiedliche Zinssätze intern und extern zum Ansatz

gebracht. Bei der Deutsche Börse AG sind die zu internen Steuerungszwecken

angesetzten Basiszinssätze vergleichsweise niedrig, da sie für eine relativ kurze

Laufzeit von 10 Jahren ermittelt wurden. Die Metro AG hat im Rahmen des

Goodwill-Impairment-Tests im Geschäftsjahr 2012 mit einem Basiszinssatz

von 2,5% gerechnet, während für die interne Steuerung ein deutlich höherer

Wert von 4,5% angesetzt wurde. So hat sie zu Rechnungslegungszwecken das

Niedrigzinsumfeld im Basiszinssatz abgebildet, jedoch die zur internen Steue-

rung angesetzten Werte nur bedingt angepasst. Es wird der Eindruck erweckt,

dass für die wertorientierte Steuerung eine Glättung der Basiszinsentwicklung

angestrebt wurde. Dieser wird auch durch das hohe Niveau des von der RWE

AG intern angesetzten Basiszinssatzes sowie die Konstanz des von der Hoch-

tief AG verwendeten Basiszinssatzes bestärkt.

Betrachtet man die in Tabelle 1 aufgeführten Mittelwerte der zu internen und

Rechnungslegungszwecken verwendeten Basiszinssätze – wohl wissend, dass

ihre Repräsentativität wegen unterschiedlicher Stichproben eingeschränkt ist –

ergibt sich ebenfalls ein ähnliches Bild. Der Mittelwert der zu Rechnungsle-

gungszwecken verwendeten Basiszinssätze lag in allen Geschäftsjahren unter-

halb des durchschnittlichen Zinssatzes, der für unternehmensinterne Kalküle

herangezogen wurde. Die Differenz der Werte war in 2008 und 2009 sehr ge-

ring, vergrößerte sich in den Folgejahren jedoch deutlich.


Tabelle 1-II: Im Rahmen von Goodwill-Impairment-Tests und wertorientierten Steu-

erungssystemen verwendete Basiszinssätze

Dieser Unterschied soll im Kontext der FAUB-Empfehlungen zur Basiszins-

ermittlung analysiert werden. Auf Grundlage dieser Empfehlungen wurden

jeweils zum Monatsende Basiszinssätze über den Untersuchungszeitraum zu

Verwendete Basiszinssätze

Unternehmen GJ 2008 GJ 2009 GJ 2010 GJ 2011 GJ 2012 GJ 2013

Goodwill-Impairment-Test

Aareal Bank AG k.A. k.A. k.A. k.A. k.A. 2,40%

ADVA Optical Networking SE k.A. k.A. 2,70% 1,90% 1,60% 2,04%

Aixtron SE k.A. k.A. 3,25% 2,75% k.A. k.A.

Brenntag AG k.A. k.A. k.A. k.A. 2,25% 2,75%

Cancom SE 3,44% 3,28% 3,25% 3,25% 2,25% 2,72%

Compugroup Medical AG 4,60% 4,12% 3,13% 3,25% k.A. k.A.

Continental AG k.A. k.A. 3,50% 3,00% 2,10% 2,70%

Deutsche Börse AG* k.A. k.A. 3,00% 2,70% 2,05% 2,55%

Dürr AG k.A. 4,20% 3,00% 2,75% 2,40% 2,75%

Gagfah SA k.A. 4,00% 2,45% 3,91% 3,59% 3,28%

GEA Group AG k.A. 4,17% 3,65% 4,00% 2,25% 2,75%

Hugo Boss AG k.A. k.A. k.A. 3,29% 2,25% 2,75%

K+S AG 4,20% 4,20% 3,00% 2,40% 2,20% 2,80%

Kuka AG 4,70% 4,10% 3,10% 4,00% 2,50% 2,75%

Metro AG k.A. k.A. k.A. 4,00% 2,50% 2,50%

MTU Aero Engines Holding AG 4,75% 4,30% 3,30% 3,80% 2,25% 2,25%

Nordex SE 3,80% 4,25% 3,73% 2,03% 1,87% 2,00%

ProSiebenSat.1 Media AG k.A. k.A. k.A. 3,20% 2,10% 2,50%

Symrise AG 4,80% k.A. k.A. k.A. k.A. k.A.

ThyssenKrupp AG 4,60% 4,00% 4,25% 3,25% 2,25% 2,50%

TUI AG k.A. k.A. k.A. 3,50% 2,25% 2,75%

Wirecard AG 4,00% 4,17% 3,25% 2,75% 2,25% 2,75%

Mittelwert Basiszins Rechnungslegung 4,32% 4,07% 3,24% 3,14% 2,27% 2,60%

Spannweite (%-Punkte) 1,36% 1,02% 1,80% 2,10% 1,99% 1,28%

Wertorientiertes Management

Bilfinger SE k.A. k.A. k.A. 3,50% 3,00% 3,00%

Deutsche Börse AG 4,00% 3,30% 2,80% 2,60% 1,60% 1,70%

Deutsche Post AG 4,20% k.A. k.A. k.A. k.A. k.A.

DMG Mori Seiki AG 3,70% 3,90% 3,30% 4,00% 2,25% k.A.

Dürr AG k.A. 4,20% 3,00% 2,75% 2,40% 2,75%

E. ON SE 4,50% 4,50% 4,00% 4,00% 3,30% 2,50%

Evonik Industries AG 4,75% 4,50% 3,80% 3,25% 1,75% k.A.

Hannover Rück SE 3,60% 3,60% 3,60% 3,10% 2,50% 2,30%

Henkel AG & Co. KGaA 4,80% 4,80% 4,30% 3,30% 3,50% 2,25%

Hochtief AG k.A. k.A. k.A. 4,50% 4,50% 4,50%

K+S AG 4,20% 4,20% 3,00% 2,40% 2,20% 2,80%

Leoni AG k.A. 4,11% 3,42% 2,37% 2,25% 2,75%

Lufthansa AG 4,20% 4,20% 4,20% 3,70% 3,20% 3,20%

Metro AG 4,10% 4,20% 4,70% 4,30% 4,50% k.A.


RWE AG 4,75% 4,50% 4,30% 3,70% 3,80% 3,80%

TUI AG k.A. k.A. k.A. 3,50% 2,25% 2,75%

Volkswagen AG 4,10% 4,10% 3,00% 2,70% 2,20% 2,60%

Wacker Chemie AG 5,00% 3,50% 3,80% 3,80% 3,00% k.A.

Mittelwert Basiszins Management 4,33% 4,13% 3,63% 3,40% 2,80% 2,80%


* Bei den dargestellten Werten handelt es sich um den Mittelwert von angegebenen Bandbreiten. Die Differenz zwischen dem

Minimum und Maximum war jeweils gering, sodass die Mittelwertbildung als vertretbar erachtet wird.


ermittelt. Diese werden in Abb. 1 zusammen mit aus 30-jährigen Bundesanlei-

hen abgeleiteten Zinssätzen den angesprochenen Mittelwerten zum Vergleich

gegenübergestellt:

Abbildung 1-II: Durchschnittlich verwendete Basiszinssätze im Vergleich zu Basiszinss-

ätzen gem. empfohlener Vorgehensweise des FAUB und Zinssätzen 30-

jähriger Bundesanleihen

Der gem. FAUB-Empfehlungen ermittelte Basiszinssatz fiel deutlich von

4,75% am 01.01.2008 auf 2,75% am 31.12.2013, was c.p. ein Sinken der über-

geordnet betrachteten Eigenkapitalkosten herbeiführen würde. Er entwickelte

sich im Vergleich zum 30-jährigen Zinssatz leicht verzögert, was aus der

Durchschnittsbildung für tägliche Zinsstrukturkurven über die letzten vollen

drei Monate folgt. Dennoch werden kurzfristige Änderungen des Zinsniveaus

bei der Ermittlung des Basiszinssatzes berücksichtigt, sodass eher realisierbare

Renditen als längerfristig erwartete Verhältnisse maßgeblich sind.65

Unabhängig von der Tatsache, dass die konkret angewandte Ermittlungsme-

thodik i.d.R. nicht bekannt ist,66

zeigt Abb. 1, dass die zu Rechnungslegungs-

zwecken bestimmten Basiszinssätze für alle Jahre zumindest durchschnittlich

der Größenordnung des durch Umsetzung der FAUB-Empfehlungen resultie-

renden Basiszinssatzes entsprechen. Es wurde nicht nur dem Sinken des Basis-

65

Hier besteht ein Unterschied zur empfohlenen Vorgehensweise bei der Bestimmung der

Kapitalstruktur. 66

Nur 16 HDAX-Unternehmen, von denen zehn in diesen Analysen betrachtet werden,

haben inhaltliche Aussagen zur Ermittlung des Basiszinssatzes getätigt.

0,00

1,00

2,00

3,00

4,00

5,00

6,00

31.12.2007 31.12.2008 31.12.2009 31.12.2010 31.12.2011 31.12.2012 31.12.2013

Basiszinssatz FAUB-Empfehlung Bundesanleihen 30 Jahre (GDBR30 Index)

Mittelwert Basiszins Rechnungslegung Mittelwert Basiszins Management

%


zinssatzes bis einschließlich 2012, sondern auch dem in 2013 beobachtbaren

Anstieg des Basiszinssatzes gem. FAUB-Empfehlung Rechnung getragen.

Die durchschnittlich für die interne Steuerung verwendeten Basiszinssätze la-

gen vor allem in 2012 – dem Jahr des Tiefstandes der Bundesanleihe-Renditen

– über dem Basiszinssatz, der sich gem. FAUB-Empfehlung ergeben hätte.

Diese Divergenz verringerte sich in 2013, als die Verzinsung von Bundesanlei-

hen wieder stieg. Es entsteht zumindest aus der eingeschränkten Datenlage der

Eindruck, dass die für den Basiszinssatz in der Theorie geforderte und vom

FAUB empfohlene Berücksichtigung aktuell realisierbarer Renditen bei wert-

orientierten Managementkalkülen weniger Beachtung fand.

Im Kontext der Managementkalküle ist insgesamt eine größere Heterogenität

im Umgang mit dem niedrigen Zinsniveau festzustellen, die zu höheren

Spannweiten der publizierten Basiszinssätze führt. Zudem ist die eingeschränk-

te Informationslage zu den methodischen Ursprüngen der publizierten Werte

zu kritisieren.

3.3.2 Marktrisikoprämie

Als nächster Einflussparameter für die Eigenkapitalkosten ist die Marktrisi-

koprämie zu analysieren. Auch hier ist wie im vorherigen Kapitel eine einge-

schränkte Datenlage zu beklagen.67

Tabelle 2 zeigt die bei der Kapitalkosten-

ermittlung für den Goodwill-Impairment-Test und für interne Managementkal-

küle verwendeten Marktrisikoprämien als Bandbreiten und als Mittelwert.68

Zudem wird für jedes betrachtete Geschäftsjahr die Mitte der vom Berufsstand

der Wirtschaftsprüfer empfohlenen Bandbreiten gegenübergestellt.

Einige Unternehmen haben wie beim Basiszinssatz einheitliche Werte für in-

terne und Rechnungslegungswecke angesetzt. Dagegen haben die Deutsche

Börse AG und die Metro AG für wertorientierte Managementkalküle in 2012

unterschiedliche Werte angesetzt und dabei eine verzögerte Erhöhung bzw.

67

Der in Kapitel 3.1 erläuterte Ausschluss ZGE- bzw. segmentspezifischer Angaben hat

wie beim Basiszinssatz nur geringe Auswirkungen gehabt. 68

Die in Tabelle 2 gezeigten Bandbreiten reichen vom Minimum zum Maximum. Die

Mittelwerte berücksichtigen alle quantitativen Angaben zur Marktrisikoprämie des je-

weiligen Geschäftsjahrs.


eine Glättung der Marktrisikoprämie im Rahmen wertorientierter Manage-

mentkalküle vorgenommen. Diese wird erneut in den – nicht unbedingt reprä-

sentativen – Mittelwerten in Tabelle 2 erkennbar. Die im Rahmen wertorien-

tierter Managementsysteme bestimmten Marktrisikoprämien wurden am Ende

des Beobachtungszeitraums durchschnittlich zögerlicher als für Rechnungsle-

gungszwecke erhöht.69

Zudem sind größere Spannweiten bei ihrer Festsetzung

zu beobachten. Die sehr unterschiedlich angesetzten Werte sind kaum hinsicht-

lich ihrer „Richtigkeit“ zu beurteilen, da die Marktrisikoprämie nur mittels

Ausübung subjektiver Ermessensspielräume bestimmbar ist und in ihrer Höhe

von diesen stark abhängt.70

Insgesamt stiegen die von den betrachteten HDAX-

Unternehmen angesetzten Werte für die Marktrisikoprämie – wie vom FAUB

thematisiert – im Zeitablauf, lagen jedoch durchschnittlich in der unteren Hälf-

te der neuen empfohlenen Bandbreite.71

69

So haben 2012 z.B. die Deutsche Börse AG und die Metro AG die Marktrisikoprämie

im Rahmen ihrer Managementkalküle unverändert bei 5,00% belassen, wohingegen sie

bei der Kapitalkostenermittlung zwecks Goodwill-Impairment-Tests eine Erhöhung auf

6,50% vornahmen. 70

Siehe zu den Unterschieden der Ergebnisse verschiedener Studien der Marktrisikoprä-

mie Dörschell/Franken/Schulte (2012), S. 119f. 71

Da die Erhöhung der empfohlenen Bandbreite durch den FAUB 2012 erst im September

vorgenommen wurde kann es sein, dass einige Unternehmen den Goodwill-Impairment-

Test vor dieser Änderung durchgeführt und daher niedrigere Marktrisikoprämien ange-

setzt haben. Hiermit könnte für dieses Jahr auch die größere Wertspanne erklärt werden.


Tabelle 2-II: Für Goodwill-Impairment-Tests und interne Managementkalküle ange-

setzte Marktrisikoprämien sowie gem. FAUB-Empfehlungen zu verwen-

dende Marktrisikoprämien

In Einzelfällen sind die veröffentlichten Anpassungen der Marktrisikoprämie

im Beobachtungszeitraum nicht immer vollständig nachvollziehbar. So verän-

dert sich die Marktrisikoprämie von den in Tabelle 3 dargestellten Unterneh-

Angesetzte Marktrisikoprämien



Aareal Bank AG k.A. k.A. k.A. k.A. k.A. 6,00%

ADVA Optical Networking SE k.A. k.A. k.A. k.A. k.A. 6,00%

Aixtron SE k.A. k.A. 5,00% 5,00% k.A. k.A.

Brenntag AG k.A. k.A. k.A. k.A. 6,25% 6,25%

Cancom SE 4,00% 4,00% 5,00% 5,00% 6,00% 6,00%

Compugroup Medical AG 5,00% 5,00% 5,00% 5,00% k.A. k.A.

Continental AG k.A. k.A. 4,50% 5,00% 6,00% 5,80%

Deutsche Börse AG k.A. k.A. k.A. k.A. 6,50% k.A.

Dürr AG k.A. 5,00% 5,00% 5,50% 6,00% 6,00%

GEA Group AG k.A. 5,00% 5,00% 5,00% 6,25% 5,75%

Hugo Boss AG k.A. k.A. k.A. 5,00% 6,00% 5,50%

K+S AG 4,50% 4,50% 4,50% 4,50% 5,50% 5,50%

Kuka AG 5,20% 5,00% 5,00% 5,00% 6,25% 6,25%

Metro AG k.A. k.A. k.A. 5,00% 6,50% 6,50%


Nordex SE 5,00% 5,00% 5,00% 5,00% 5,00% 6,00%

ProSiebenSat.1 Media AG k.A. k.A. k.A. 5,00% 6,00% 6,50%

SGL Carbon SE 4,75% 4,75% 5,00% 5,00% 6,00% k.A.

Symrise AG 5,00% k.A. k.A. k.A. k.A. k.A.

ThyssenKrupp AG 5,00% 5,00% 5,00% 5,00% 5,50% 6,50%

TUI AG k.A. k.A. k.A. 5,00% 6,00% 6,00%

Wirecard AG 4,50% 4,50% 5,00% 5,50% 6,25% 5,75%

Mittelwert MRP Rechnungslegung 4,80% 4,80% 4,92% 5,03% 6,03% 6,05%


Minimum 4,00% 4,00% 4,50% 4,50% 5,00% 5,50%

Maximum 5,20% 5,00% 5,00% 5,50% 6,50% 6,50%

Mittelwert MRP FAUB-Empfehlung 4,50%* 5,00% 5,00% 5,00% 5,00% - 6,25%** 6,25%

∆ FAUB Empfehlung 0,30% -0,20% -0,08% 0,03% 0,40% -0,20%


Bilfinger SE k.A. k.A. k.A. 5,00% 5,50% 5,50%

Deutsche Börse AG 6,10% 5,50% 5,50% 5,00% 5,00% 6,50%

Deutsche Post AG 5,00% k.A. k.A. k.A. k.A. k.A.

DMG Mori Seiki AG 5,00% 5,00% 5,00% 5,00% 6,75% k.A.

Dürr AG k.A. 5,00% 5,00% 5,50% 6,00% 6,00%

E. ON SE 4,00% 4,00% 4,00% 4,50% 4,50% 5,50%

Henkel AG & Co. KGaA 4,50% 4,50% 4,50% 4,50% 4,50% 5,50%

Hochtief AG k.A. k.A. k.A. 4,50% 4,50% 4,50%

K+S AG 4,50% 4,50% 4,50% 4,50% 5,50% 5,50%

Leoni AG k.A. 5,00% 5,00% 5,50% 6,00% 6,00%

Lufthansa AG 5,70% 5,70% 5,70% 5,40% 5,10% 5,10%

Metro AG 5,00% 5,00% 5,00% 5,00% 5,00% k.A.


RWE AG 5,00% 5,00% 5,00% 5,00% 5,00% 5,00%

TUI AG k.A. k.A. k.A. 5,00% 6,00% 6,00%

Volkswagen AG 5,00% 5,00% 5,00% 5,50% 6,50% 6,50%

Wacker Chemie AG 3,00% 4,50% 4,20% 4,20% 4,50% k.A.

Mittelwert MRP Management 4,82% 4,90% 4,88% 4,94% 5,43% 5,70%


Minimum 3,00% 4,00% 4,00% 4,20% 4,50% 4,50%

Maximum 6,10% 5,70% 5,70% 5,50% 6,75% 6,50%

Mittelwert MRP FAUB-Empfehlung 4,50%* 5,00% 5,00% 5,00% 5,00% - 6,25%** 6,25%

∆ FAUB Empfehlung 0,32% -0,10% -0,12% -0,06% -0,20% -0,55%

* Der Zinssatz basiert auf der Empfehlung des IDW bei Geltung des Halbeinkünfteverfahrens.

** Bis zum 18.09.2012 5,00% und ab dem 19.09.2012 6,25%.


men oftmals von einem Geschäftsjahr zum nächsten, obwohl zumindest aus

Sicht des FAUB kein Anpassungsbedarf bestand. In Einzelfällen resultiert

hierbei eine kompensierende Wirkung zur publizierten Basiszinsentwicklung.

Des Weiteren fällt selbst bei „begründeten“, i. S. von den FAUB-

Empfehlungen entsprechenden Anpassungen der Marktrisikoprämie, vereinzelt

die Sprunghaftigkeit der Parameterentwicklungen auf, die einen Ausgleich der

Basiszinsentwicklung bewirkt. Sofern im Beobachtungszeitraum sehr häufige

Anpassungen der Marktrisikoprämie erfolgten, ist dies im Kontext des Grund-

satzes der Stetigkeit kritisch zu sehen, da die Marktrisikoprämie an sich einen

langfristig zu schätzenden Parameter darstellt.

Tabelle 3-II: Beispiele zu Kompensationseffekten zwischen der Entwicklung von Ba-

siszinssatz und Marktrisikoprämie

Unterstellte Marktrenditen



Continental AG Basiszinssatz k.A. k.A. 3,50% 3,00% 2,10% 2,70%

+ Marktrisikoprämie k.A. k.A. 4,50% 5,00% 6,00% 5,80%

= Marktrendite k.A. k.A. 8,00% 8,00% 8,10% 8,50%

GEA Group AG Basiszinssatz k.A. 4,17% 3,65% 4,00% 2,25% 2,75%

+ Marktrisikoprämie k.A. 5,00% 5,00% 5,00% 6,25% 5,75%

= Marktrendite k.A. 9,17% 8,65% 9,00% 8,50% 8,50%

Hugo Boss AG Basiszinssatz k.A. k.A. k.A. 3,29% 2,25% 2,75%

+ Marktrisikoprämie k.A. k.A. k.A. 5,00% 6,00% 5,50%

= Marktrendite k.A. k.A. k.A. 8,29% 8,25% 8,25%

Wirecard AG Basiszinssatz 4,00% 4,17% 3,25% 2,75% 2,25% 2,75%

+ Marktrisikoprämie 4,50% 4,50% 5,00% 5,50% 6,25% 5,75%

= Marktrendite 8,50% 8,67% 8,25% 8,25% 8,50% 8,50%


DMG Mori Seiki AG Basiszinssatz 3,70% 3,90% 3,30% 4,00% 2,25% k.A.

+ Marktrisikoprämie 5,00% 5,00% 5,00% 5,00% 6,75% k.A.

= Marktrendite 8,70% 8,90% 8,30% 9,00% 9,00% k.A.

E. ON SE Basiszinssatz 4,50% 4,50% 4,00% 4,00% 3,30% 2,50%


= Marktrendite 8,50% 8,50% 8,00% 8,50% 7,80% 8,00%

Henkel AG & Co. KGaA Basiszinssatz 4,80% 4,80% 4,30% 3,30% 3,50% 2,25%


= Marktrendite 9,30% 9,30% 8,80% 7,80% 8,00% 7,75%

Wacker Chemie AG Basiszinssatz 5,00% 3,50% 3,80% 3,80% 3,00% k.A.

+ Marktrisikoprämie 3,00% 4,50% 4,20% 4,20% 4,50% k.A.

= Marktrendite 8,00% 8,00% 8,00% 8,00% 7,50% k.A.


3.3.3 Betafaktor

In diesem Kapitel werden die veröffentlichten Betafaktoren der HDAX-

Unternehmen betrachtet.72

Als Vergleichsmaßstab für die von den Unterneh-

men publizierten Betas wurden eigene Erhebungen jeweils zum Stichtag 31.12.

der Jahre 2008 bis 2013 durchgeführt. Sie basieren auf der Berücksichtigung

des DAX als liquidesten und des CDAX als breitesten nationalen Referenzin-

dex. Zudem wird der MSCI All Country World Index als globale Referenz und

der Stoxx Europe 600 Index, der einen Mittelweg zwischen der national und

weltweit ausgerichteten Perspektive darstellt,73

verwendet. Bezüglich des Ren-

diteintervalls und Beobachtungszeitraums wird auf tägliche und wöchentliche

Renditen über einen Zeitraum von einem bis fünf Jahren sowie monatliche

Renditen über fünf Jahre abgestellt. Somit werden je Unternehmen 44 (= 4 × 2

× 5 + 4 × 1× 1) Betas ermittelt. Die Raw Betafaktoren werden mittels des in

Formel (1) beschriebenen Zusammenhangs um das historische Kapitalstruktur-

risiko bereinigt und anschließend in Relevered Betas umgerechnet. Die An-

nahme risikolosen Fremdkapitals (Vernachlässigung des Debt Beta) kann zu

Verzerrungen der geschätzten Betafaktoren führen und wird deshalb häufig

kritisiert.74

Da allerdings keinerlei explizite Angaben der HDAX-Unternehmen

Anhaltspunkte dafür geben, dass diese Ausfallrisiken bei der Betaermittlung

berücksichtigt wurden, wird von dieser Thematik abstrahiert. Die historische

Kapitalstruktur der betrachteten Unternehmen wird über den für die Berech-

nung der Raw Betas maßgeblichen Zeitraum berechnet.75

Das Relevern erfolgt

grundsätzlich auf Basis der von den HDAX-Unternehmen veröffentlichten

Ziel-Verschuldungsgraden. Zum Teil werden keine Ziel-Verschuldungsgrade,

jedoch Betas im Rahmen durchgeführter Goodwill-Impairment-Tests berichtet.

In diesem Fall erfolgt die Berechnung von Vergleichswerten anhand von Peer

72

Insgesamt haben mehr HDAX-Unternehmen Angaben zu den von ihnen ermittelten

Betafaktoren gemacht, als dies für den Basiszinssatz und die Marktrisikoprämie galt.

Zudem lagen in einigen Fällen ZGE- bzw. segmentspezifische Angaben vor, die nicht in

die Analysen einbezogen wurden. Siehe für ein Beispiel die Geschäftsberichte der

Commerzbank AG für die Geschäftsjahre ab 2009. 73

Vgl. auch Franken/Schulte/Dörschell (2014), S. 50. 74

Siehe z.B. Aders/Wagner (2004), S. 33ff. 75

Vgl. Dörschell/Franken/Schulte (2006) S. 7. Für die folgende Untersuchung werden

Durchschnitte aus in den Studien von Franken/Schulte/Dörschell ermittelten Verschul-

dungsgraden ermittelt. Vgl. Franken/Schulte/Dörschell (2014) sowie die vorherige 2.

Auflage aus dem Jahr 2012.


Group-Ziel-Verschuldungsgraden.76

Für Zwecke wertorientierter Management-

systeme ist alternativ zur zukunftsbezogenen auch eine retrospektive Beurtei-

lung der Unternehmensperformance denkbar. Da deshalb auch die Betrachtung

des historischen Kapitalstrukturrisikos relevant sein könnte, um die vergangene

Rentabilität bewerten zu können, werden den im Rahmen wertorientierter Ma-

nagementkalküle angesetzten Betafaktoren zusätzlich die selbst bestimmten

Mittelwerte für Raw Betas gegenübergestellt. Tabelle 4 zeigt die von den

HDAX-Unternehmen berichteten Betafaktoren und stellt diesen den Mittelwert

der jeweils selbst errechneten Werte gegenüber.

Die für Zwecke des Goodwill-Impairment-Tests berichteten Betafaktoren wei-

chen zum Teil deutlich von den Mittelwerten der berechneten Betafaktoren ab.

Vor dem Hintergrund des Anstiegs der Marktrisikoprämie in den letzten Jahren

kann dies Auswirkungen auf die Eigenkapitalkosten der Unternehmen haben.

Soweit erkennbar, liegen weder systematisch positive noch systematisch nega-

tive Abweichungen vor. Für den Großteil der Unternehmen ist weder der ver-

wendete Referenzindex noch das verwendete Renditeintervall oder der Be-

obachtungszeitraum bekannt. Da der Betafaktor wesentlichen Einfluss auf die

Kapitalkosten und somit auch auf potenzielle Wertminderungen des Goodwills

haben kann, erscheint eine Nachvollziehbarkeit der Werte von Seiten des Be-

richtsadressaten wünschenswert. Zwar ist die Berichterstattung der verwende-

ten Betafaktoren vor dem Hintergrund der Diskussion zum sog. Disclosure

Overload77

abzuwägen, jedoch zeigen nicht zuletzt die Prüfungsschwerpunkte

der DPR des Jahres 2014, welche u.a. die Herleitung des Betafaktors im Rah-

men der Kapitalkostenbestimmung für Zwecke des Goodwill-Impairment-Tests

umfassen, deren besondere Bedeutung. Demnach sollten angesetzte Werte so-

wie deren Berechnungsgrundlage aus der Perspektive des Berichtsadressaten

zumindest nachvollziehbar sein. Insgesamt jedoch liegen die im Rahmen des

76

Vgl. Franken/Schulte/Dörschell (2014) sowie die vorherige 2. Auflage aus dem Jahr

2012. 77

Die IASB-Agenda Consultation 2011 hat einen Konsens der Berichtsersteller hervorge-

bracht, wonach die in den IFRS geforderten umfangreichen Anhangangaben zu einem

Überfluss an Informationen führen. Vgl. Pellens et al. (2012), S. 2183. In der Folge

wurde vom IASB die Disclosure Initiative initiiert, die eine effektivere Ausgestaltung

der Anhangangaben zum Ziel hat.


Goodwill-Impairment-Tests verwendeten Relevered Betafaktoren durchschnitt-

lich in plausiblen Höhen.

Tabelle 4-II: Berichtete und Mittelwerte selbst erhobener Betafaktoren

Berichtete Relevered Betafaktoren

Unternehmen GJ 2008 GJ 2009 GJ 2010 GJ 2011 GJ 2012 GJ 2013 Spannweite


ADVA Optical Networking SE** Berichtet k.A. k.A. k.A. 1,32 1,34 1,47 0,15

Eigene Erhebung Relevered k.A. k.A. k.A. 1,81 1,98 1,55 0,43

Aixtron SE*** Berichtet k.A. k.A. 1,36 1,47 k.A. k.A. 0,10

Eigene Erhebung Relevered k.A. k.A. 1,55 1,37 k.A. k.A. 0,18

Cancom SE** Berichtet 1,35 1,35 1,30 1,30 1,25 0,92 0,43

Eigene Erhebung Relevered 0,78 0,66 0,74 0,90 0,95 0,99 0,33

Commerzbank AG* Berichtet k.A. k.A. k.A. k.A. 1,50 k.A. k.A.

Eigene Erhebung Relevered k.A. k.A. k.A. k.A. 1,78 k.A. k.A.

Compugroup Medical AG** Berichtet 0,86 0,89 0,79 1,16 k.A. k.A. 0,37

Eigene Erhebung Relevered 0,50 0,42 0,33 0,32 k.A. k.A. 0,18

Dürr AG Berichtet k.A. 1,01 1,15 1,03 0,86 0,78 0,37

Eigene Erhebung Relevered k.A. 0,76 0,81 1,10 1,29 1,47 0,72

Gagfah SA** Berichtet 0,89 1,31 0,89 0,90 0,81 0,80 0,51


GEA Group AG** Berichtet k.A. 1,13 1,19 k.A. k.A. k.A. 0,06

Eigene Erhebung Relevered k.A. 1,38 1,50 k.A. k.A. k.A. 0,12

K+S AG Berichtet 0,86 0,99 1,01 1,04 1,04 0,98 0,18


MTU Aero Engines Holding AG Berichtet 1,13 1,03 1,01 0,98 1,10** 1,23** 0,25


Nordex SE** Berichtet 1,51 1,51 1,14 1,13 1,20 1,35 0,38


Symrise AG** Berichtet 0,90 k.A. k.A. k.A. k.A. k.A. k.A.

Eigene Erhebung Relevered 0,68 k.A. k.A. k.A. k.A. k.A. k.A.

Wirecard AG*** Berichtet 1,06 1,12 1,16 0,91 0,85 0,97 0,31



Bilfinger SE Berichtet k.A. k.A. k.A. 0,87 0,87 0,84 0,03

Eigene Erhebung Raw k.A. k.A. k.A. 1,23 1,15 1,07 0,16


Deutsche Börse AG Berichtet 1,20 1,20 1,10 0,90 0,70 0,80 0,50

Eigene Erhebung Raw 1,11 1,18 1,15 0,94 0,92 0,91 0,27


Deutsche Post AG Berichtet 0,78 k.A. k.A. k.A. k.A. k.A. k.A.

Eigene Erhebung Raw 0,83 k.A. k.A. k.A. k.A. k.A. k.A.

Eigene Erhebung Relevered 0,83 k.A. k.A. k.A. k.A. k.A. k.A.

DMG Mori Seiki AG Berichtet 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 k.A. 0,00

Eigene Erhebung Raw 1,31 1,51 1,58 1,56 1,58 k.A. 0,27

Eigene Erhebung Relevered 3,18 3,08 3,67 2,54 2,83 k.A. 1,12

Dürr AG Berichtet k.A. 1,01 1,15 1,03 0,86 0,78 0,37

Eigene Erhebung Raw k.A. 0,76 0,87 1,01 1,11 1,27 0,51


E. ON SE Berichtet 0,88 0,88 0,84 1,00 1,02 1,02 0,18



Henkel AG & Co. KGaA Berichtet 0,90 1,00 0,80 0,80 0,80 0,70 0,30



Hochtief AG Berichtet k.A. k.A. k.A. 1,20 1,20 1,20 0,00



K+S AG Berichtet 0,86 0,99 1,01 1,04 1,04 0,98 0,18



Leoni AG Berichtet k.A. 1,20 1,57 1,46 1,40 1,23 0,37

Eigene Erhebung Raw k.A. 1,48 1,63 1,70 1,77 1,66 0,29


Lufthansa AG Berichtet 1,10 1,10 1,10 1,10 1,10 1,10 0,00



Metro AG Berichtet 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 k.A. 0,00

Eigene Erhebung Raw 0,91 0,97 0,97 1,00 1,02 k.A. 0,11

Eigene Erhebung Relevered 1,28 1,17 1,41 1,45 1,39 k.A. 0,28

MTU Aero Engines Holding AG Berichtet 1,13 1,03 1,01 0,98 1,10** 1,23** 0,25



RWE AG Berichtet 0,67 0,78 0,95 0,90 1,03 1,03 0,36



TUI AG Berichtet k.A. k.A. k.A. 1,31 1,42 1,50 0,19



Volkswagen AG Berichtet 0,89 0,87 0,99 1,09 1,26 1,32 0,00



Wacker Chemie AG Berichtet 1,50 1,50 1,50 1,50 1,50 k.A. k.A.

Eigene Erhebung Raw 1,48 1,50 1,45 1,38 1,20 k.A. k.A.

Eigene Erhebung Relevered 1,55 1,56 1,51 1,41 1,28 k.A. k.A.

* Es wurden selbst berechnete Raw Betafaktoren als Referenzwerte herangezogen.

** Die Ermittlung der selbst berechneten Relevered Betafaktoren erfolgte mittels Peer Group-Ziel-Kapitalstruktur.

***Die Relevered Betafaktoren wurden auf Basis berichteter bzw. selbst ermittelter Unlevered Betas unter Verwendung von Peer Group-Ziel-Verschuldungsgraden ermittelt,

die aus der von Franken/Schulte/Dörschell (2014) aktuell durchgeführten Kapitalkostenstudie und Vorauflagen entnommen wurden.


Im Hinblick auf wertorientierte Managementkalküle ist zu beobachten, dass die

Mittelwerte der von uns zu Vergleichszwecken ermittelten Raw Betafaktoren

die von den HDAX-Unternehmen berichteten Betas regelmäßig besser appro-

ximieren als die Mittelwerte der ebenfalls erhobenen Relevered Betafaktoren.

Dennoch liegen auch in diesem Fall teilweise erhebliche Abweichungen zu den

gegenübergestellten Referenzwerten vor. Aus den vorhandenen Angaben in

den Geschäftsberichten lässt sich lediglich für die Volkswagen AG unmittelbar

feststellen, dass Raw Betafaktoren ohne Anpassung an die Ziel-Kapitalstruktur

im wertorientierten Managementsystem berücksichtigt wurden.78

Im Gegensatz

dazu verwendet unter anderem die Dürr AG ein Peer Group-Beta, das basie-

rend auf den Vorgaben des IAS 36 für Goodwill-Impairment-Tests ermittelt

wurde.79

Eine derartige Integration von in- und externem Rechnungswesen

impliziert die Berücksichtigung einer zukunftsbezogen ermittelten Ziel-

Kapitalstruktur, wie sie für Zwecke des Goodwill-Impairment-Tests erforder-

lich ist.80

Die Wahl zwischen einem historischen Raw Beta oder einem zu-

kunftsbezogenen Beta kann für die Performancebeurteilung und daraus abge-

leitete Handlungsfolgen bedeutend sein und sollte somit bei der Evaluierung

des Vergütungssystems berücksichtigt werden. Die Verwendung eines Peer

Group-Betas für interne Steuerungszwecke ist zumindest verwunderlich, sofern

die betreffenden Unternehmen über einen hinreichend langen Zeitraum börsen-

notiert sind und die Aktien liquide genug für die Bestimmung belastbarer Be-

tafaktoren sein sollten.81

Im Hinblick auf die zeitliche Entwicklung der Betafaktoren erscheinen die

Veränderungen bei durchgeführten Goodwill-Impairment-Tests plausibel.

Grundsätzlich sollte davon ausgegangen werden können, dass sich das im Be-

tafaktor zum Ausdruck gebrachte systematische Risiko jährlich nicht zu stark

ändert. Zudem könnte eine gewisse Glättung des Betafaktors grundsätzlich

78

Vgl. z.B. Volkswagen AG (2014), S. 89 in Verbindung mit S. 107. 79

Vgl. z.B. Dürr AG (2014), S. 105. 80

Vgl. Crasselt/Pellens/Rowoldt (2014), S. 2094. 81

Dies gilt zumindest für ein Geschäftsjahr im Beobachtungszeitraum für die Axel Sprin-

ger SE, Dürr AG, Evotec AG, Henkel AG & Co. KGaA, MTU Aero Engines Hol-

ding AG sowie die TUI AG. Die genannten Unternehmen sind laut Bloomberg seit dem

06.06.2005 alle börsennotiert.


damit gerechtfertigt werden, dass Veränderungen auch aus Messfehlern resul-

tieren könnten. Die im Rahmen der wertorientierten Managementsysteme der

DMG Mori Seiki AG, Lufthansa AG sowie Wacker Chemie AG berichteten

Betafaktoren weisen jedoch eine Konstanz auf, die selbst bei etwaiger Befür-

wortung einer Glättung vor dem Hintergrund der teilweise signifikanten Ab-

weichungen von den gegenübergestellten Vergleichswerten fragwürdig er-

scheint. Im Ergebnis mindert dies die Schwankung der Eigenkapitalkosten.

Eine vergleichbare Tendenz wurde auch im Kontext der gegenläufigen Ent-

wicklung von Basiszinssatz und Marktrisikoprämie beobachtet.

Grundsätzlich ist zu konstatieren, dass eine enorme Bandbreite potentieller

Vorgehensweisen für die Bestimmung von Betafaktoren existiert. Auch durch

die Verlautbarungen des IDW können die hiermit verbundenen Ermessens-

spielräume nicht vollständig eingedämmt werden.

3.3.4 Analyse der Kapitalstruktur

Im Untersuchungszeitraum haben lediglich 19 Unternehmen quantitative An-

gaben hinsichtlich der intern oder extern zur Eigenkapitalkostenbestimmung

verwendeten Zielkapitalstruktur gemacht. In Tabelle 5 sind die als Quotient aus

den Ziel-Fremd- und Eigenkapitalquoten errechneten Ziel-Verschuldungsgrade

zusammengefasst.

Tabelle 5-II: Ziel-Verschuldungsgrade der HDAX-Unternehmen

Von vier Unternehmen wurde die Zielkapitalstruktur auf Basis von Peer

Group-Daten abgeleitet und auch im Rahmen wertorientierter Steuerungssys-

Ziel-Verschuldungsgrade Spannweite

Unternehmen GJ 2008 GJ 2009 GJ 2010 GJ 2011 GJ 2012 GJ 2013 Mittelwert (%-Punkte)

Bilfinger SE k.A. k.A. k.A. 43% 43% 43% 43% 0%

Deutsche Börse AG 115% 96% 79% 85% 95% 99% 95% 36%

Deutsche Post AG 43% k.A. k.A. k.A. k.A. k.A. 43% 0%

DMG Mori Seiki AG 270% 203% 233% 108% 104% k.A. 184% 166%

Dürr AG k.A. 32% 13% 26% 28% 21% 24% 19%

E. ON SE 54% 54% 54% 100% 100% 100% 77% 46%

Fuchs Petrolub SE k.A. k.A. k.A. 15% 14% 14% 14% 1%

Henkel AG & Co. KGaA 33% 33% 33% 18% 18% 18% 25% 16%

Hochtief AG k.A. k.A. k.A. 100% 100% 100% 100% 0%

K+S AG 15% 25% 14% 22% 33% 49% 26% 36%

Leoni AG k.A. 151% 73% 68% 64% 35% 78% 116%

Lufthansa AG 100% 100% 100% 100% 100% 100% 100% 0%

Metro AG 100% 72% 100% 100% 100% k.A. 94% 28%

MTU Aero Engines Holding AG 28% 52% 27% 24% k.A. k.A. 33% 27%

RWE AG 100% 100% 100% 100% 100% 100% 100% 0%

Südzucker AG k.A. k.A. 43% 43% 43% 43% 43% 0%

TUI AG k.A. k.A. k.A. 56% 63% 83% 67% 27%

Volkswagen AG 50% 50% 50% 50% 50% 50% 50% 0%

Wacker Chemie AG 11% 11% 11% 11% 25% 67% 23% 56%


teme verwendet. Dies impliziert eine bevorzugte Berücksichtigung marktbezo-

gener anstelle von unternehmensinternen Faktoren.82

Ein Teil der Unternehmen hat seinen Ziel-Verschuldungsgrad gar nicht oder

nur bei wesentlichen geplanten Änderungen der Kapitalstruktur geändert, wäh-

rend andere Unternehmen die Ziel-Kapitalstruktur jährlich angepasst haben.

Dabei sind im Zeitablauf sowohl Erhöhungen als auch Senkungen der Ziel-

Verschuldung beobachtbar und es ist kein klarer Zusammenhang identifizier-

bar.

Die resultierende und in Tabelle 5 anhand der Spannweite verdeutlichte erhöh-

te Volatilität der berücksichtigten Kapitalstruktur ist insbesondere durch

Schwankungen der Marktkapitalisierung bedingt.83

So stieg im Krisenjahr

2009 der Ziel-Verschuldungsgrad einiger Unternehmen im Vergleich zum Vor-

jahr deutlich an oder lag oberhalb des Durchschnittsniveaus. Dies ist kritisch zu

sehen, da das kurzfristige Fallen des Börsenkurses das langfristig zu erwarten-

de Kapitalstrukturrisiko nicht wesentlich beeinflussen sollte. Falls nun z.B. der

aktuelle Verschuldungsgrad über dem langfristigen Niveau liegt, führt dies zu

einer verzerrten Schätzung der Kapitalkosten.

Einige Unternehmen haben mit konstant bleibenden Ziel-Verschuldungsgraden

kalkuliert.84

Die Differenzen der entsprechenden Angaben zu den historischen

Verschuldungsgraden der betreffenden Unternehmen werden in Abb. 2 darge-

stellt.

82

Es handelt sich um die Dürr AG, die Henkel AG & Co. KGaA, die Metro AG und die

TUI AG. Zudem hat die Dürr AG die Peer Group-Daten zur Nutzungswertermittlung im

Rahmen des Goodwill-Impairment-Tests verwendet. 83

Vgl. z.B. Leoni AG (2011), S. 81. 84

Zudem wird die Metro AG berücksichtigt, die ihren Ziel-Verschuldungsgrad in 2009

gesenkt, danach aber auf das alte Niveau angehoben hat. Für die Bilfinger SE, Deutsche

Post AG, Fuchs Petrolub SE und Hochtief AG existieren zu wenige Angaben für Analy-

sezwecke.


Abbildung 2-II: Differenz zwischen historischen und Ziel-Verschuldungsgraden85

Insbesondere die historischen Verschuldungsgrade der RWE AG und Volks-

wagen AG haben sich im Zeitablauf kaum an die Ziel-Kapitalstruktur angenä-

hert. Die i.d.R. über 25 Prozentpunkten liegenden Differenzen implizieren,

dass die in 2008 bereits festgelegte und beibehaltene Ziel-Kapitalstruktur nicht

mit der realen Entwicklung korrespondiert. Dies führt zu verzerrten Schätzun-

gen der Kapitalkosten. Speziell bei der RWE AG scheint bis zum GJ 2010 zu-

nächst eine Annäherung der tatsächlichen an die angenommene Kapitalstruktur

zu beobachten zu sein. Der starken Minderung der Marktkapitalisierung in

Folge der Energiewende wird Beobachtungszeitraum jedoch keine Rechnung

getragen. Hier erscheint eine Anpassung der Ziel-Kapitalstruktur plausibel und

evtl. sogar notwendig.

Entsprechende Anpassungen wurden von der E.ON SE, Henkel AG & Co.

KGaA und Wacker Chemie AG vorgenommen. Abb. 3 stellt für diese Unter-

nehmen die historischen Verschuldungsgrade den Ziel-Verschuldungsgraden

gegenüber.

85

Eigene Darstellung auf Basis von Daten aus Franken/Schulte/Dörschell (2014), S. 91ff.

sowie Franken/Schulte/Dörschell (2012b).

-100

-75

-50

-25

0

25

50

75

100

125

150

GJ 2008 GJ 2009 GJ 2010 GJ 2011 GJ 2012 GJ 2013

Lufthansa AG Metro AG Südzucker AG Volkswagen AG RWE AG

Differenz in %-Punkten


Abbildung 3-II: Historische und Ziel-Verschuldungsgrade der E.ON SE, Henkel AG &

Co. KGaA sowie der Wacker Chemie AG86

Die drei Unternehmen haben ihre Ziel-Kapitalstruktur angepasst, sobald sich

sichtbare Trends in der Entwicklung des tatsächlichen Verschuldungsgrads

ergaben. Zwar sind ebenfalls Differenzen zu vorher festgelegten Zielwerten zu

beobachten, diese fallen jedoch geringer aus als bei den zuvor betrachteten

Beispielen. Wie es zumindest aus den vorliegenden Beobachtungen hervorgeht,

sollte eine Überprüfung der Verschuldung und entsprechende Anpassung der

Ziel-Kapitalstruktur in einem mehrjährigen Turnus zu den geringsten Verzer-

rungen bei der Schätzung der Kapitalkosten führen.

3.3.5 Gesamtbetrachtung der Eigenkapitalkosten

Die anhand verfügbarer Angaben erlangten Erkenntnisse zur Ermittlungsme-

thodik und Höhe für den Basiszinssatz, die Marktrisikoprämie und den Be-

tafaktor sind abschließend im Gesamtkontext der Eigenkapitalkosten zu würdi-

gen. In den vorangegangenen Kapiteln wurde festgestellt, dass das Sinken des

Basiszinssatzes und die Erhöhung der geforderten Marktrisikoprämie bei der

praktischen Kapitalkostenermittlung zu internen Steuerungszwecken anders

verarbeitet wurden als es bei der Bestimmung der Kapitalkosten für Zwecke

des Goodwill-Impairment-Tests der Fall war. Damit stellt sich die Frage, ob

auch die Höhe der Eigenkapitalkosten als Endprodukt entscheidend vom An-

lass der Kapitalkostenermittlung beeinflusst werden.

86

Eigene Darstellung auf Basis von Daten aus Franken/Schulte/Dörschell (2014), S. 91ff.

sowie Franken/Schulte/Dörschell (2012b).

0

20

40

60

80

100

120

140

160

180

GJ 2008 GJ 2009 GJ 2010 GJ 2011 GJ 2012 GJ 2013

E. ON SE (Ziel-VG) Henkel AG & Co. KGaA (Ziel-VG) Wacker Chemie AG (Ziel-VG)

E. ON SE (hist. VG) Henkel AG & Co. KGaA (hist. VG) Wacker Chemie AG (hist. VG)

%


Zur Untersuchung dieses Sachverhalts werden durchschnittliche Eigenkapital-

kosten berechnet. Sie basieren auf den oben bestimmten Mittelwerten der zu

Rechnungslegungs- bzw. internen Steuerungszwecken verwendeten Basis-

zinssätze und Marktrisikoprämien. Für diese Werte soll angenommen werden,

dass sie im Durchschnitt für die Gesamtheit der HDAX-Unternehmen und so-

mit auch für Unternehmen, die keine Eigenkapitalkostenparameter publiziert

haben, repräsentativ sind. Zudem erfolgt für die im Kontext des Goodwill-

Impairment-Tests berichteten Werte eine Berechnung von Eigenkapitalkos-

tensätzen, die als Referenzbasis auf den FAUB-Empfehlungen zum Basiszins-

satz und der Marktrisikoprämie beruhen. Dabei werden für die betrachteten

Jahre die jeweils zum 31.12. geltenden Empfehlungen berücksichtigt. Für die

Marktrisikoprämie wird grundsätzlich die Mitte der Bandbreite angesetzt.87

Nur für das Geschäftsjahr 2011 wird eine Marktrisikoprämie am oberen Ende

der Bandbreite i.H.v. 5,50% angesetzt, da die hiermit verbundene FAUB-

Empfehlung im Januar 2012 von den meisten HDAX-Unternehmen für das

Geschäftsjahr 2011 berücksichtigt werden konnte. Für den Relevered Betafak-

tor wird ein Wert von eins angesetzt, da für die Gesamtheit der HDAX-

Unternehmen angenommen werden soll, dass ihre erwartete durchschnittliche

Rentabilität vollständig durch Schwankungen des Gesamtmarktes determiniert

ist. Tabelle 6 stellt die ermittelten Eigenkapitalkostensätze dar.

Tabelle 6-II: „Durchschnittliche“ Eigenkapitalkostensätze der HDAX-Unternehmen

87

Für das Jahr 2008 wurde wieder die unter steuerlichen Aspekten „veraltete“ Bandbreite

von 4,00% bis 5,00% angesetzt.

"Durchschnittliche" Eigenkapitalkostensätze der HDAX-Unternehmen

GJ 2008 GJ 2009 GJ 2010 GJ 2011 GJ 2012 GJ 2013

Referenzbasis FAUB-Empfehlungen

Basiszinssatz (31.12.) 4,25% 4,25% 3,25% 2,75% 2,25% 2,75%

MRP FAUB-Empfehlung (31.12.) 4,50% 5,00% 5,00% 5,50% 6,25% 6,25%

Relevered Beta HDAX-Unternehmen 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00

Eigenkapitalkosten FAUB-Empfehlung 8,75% 9,25% 8,25% 8,25% 8,50% 9,00%


Mittelwert Basiszins Rechnungslegung 4,32% 4,07% 3,24% 3,14% 2,27% 2,60%

Mittelwert MRP Rechnungslegung 4,80% 4,80% 4,92% 5,03% 6,03% 6,05%


Eigenkapitalkosten Rechnungslegung 9,12% 8,87% 8,16% 8,17% 8,30% 8,65%


Mittelwert Basiszins Management 4,33% 4,13% 3,63% 3,40% 2,79% 2,80%

Mittelwert MRP Management 4,82% 4,90% 4,88% 4,94% 5,43% 5,70%


Eigenkapitalkosten Management 9,15% 9,03% 8,51% 8,35% 8,21% 8,50%


Insgesamt ist festzuhalten, dass die untersuchten durchschnittlichen Eigenkapi-

talkostensätze im Beobachtungszeitraum maximal um einen Prozentpunkt ge-

fallen sind und in der jüngeren Vergangenheit wieder eine steigende Tendenz

aufweisen. Die FAUB-Empfehlungen bewirkten im Durchschnitt für die

HDAX-Unternehmen, dass ihre Eigenkapitalkosten in einer Spanne von 8,25%

bis 9,25% schwankten. Einem Anstieg aufgrund der erhöhten Marktrisikoprä-

mie in 2009 folgte ein deutlicher Rückgang in 2010 und 2011. Für die letzten

beiden Jahre des Beobachtungszeitraums implizierten die FAUB-

Empfehlungen wieder steigende Werte.

Die zu Rechnungslegungszwecken angesetzten Basiszinssätze und Marktrisi-

koprämien bewirkten durchschnittlich eine ähnliche Entwicklung der Eigenka-

pitalkosten. Letztere lagen in 2008 oberhalb und später unterhalb der Refe-

renzwerte, was vor allem durch den Ansatz einer zunächst im Vergleich höhe-

ren und später niedrigeren Marktrisikoprämie bedingt ist.

Aus Tabelle 6 geht weiterhin hervor, dass die Eigenkapitalkosten im Rahmen

wertorientierter Managementkalküle vergleichsweise die geringste Volatilität

aufwiesen. Dies ist auf die zögerliche Anpassung des Basiszinssatzes und der

Marktrisikoprämie zurückzuführen. Insgesamt lassen sich aus den zur internen

Steuerung angesetzten Werten Eigenkapitalkostensätze berechnen, die in einer

ähnlichen Wertspanne (8,21% bis 9,15%) wie bei den für Rechnungslegungs-

zwecke bestimmten Werten (8,16% bis 9,12%) liegen. Somit scheint die fest-

zustellende Glättung des Basiszinssatzes und der Marktrisikoprämie – wenn

man von der „Richtigkeit“ der FAUB-Empfehlungen ausgeht und eine sachge-

rechte Ermittlung von Betafaktoren durch die HDAX-Unternehmen unterstellt

– einer plausiblen Schätzung der Eigenkapitalkosten nicht entgegenzustehen.

Sofern die Zielsetzung einer Glättung der Eigenkapitalkosten(-komponenten)

jedoch nicht nur darin besteht, „nicht […] alle kurzfristigen Veränderungen

nachzuvollziehen“88

, sondern zudem eine einheitliche Mindestrendite und grö-

ßere Vergleichbarkeit der internen Steuerungsgrößen herbeizuführen,89

ist eine

88

Deutsche Post AG (2013), S. 31. 89

So führt z.B. die Deutsche Post AG im Zusammenhang mit ihrem WACC aus: „Der

verwandte gewichtete Kapitalkostensatz wird […] wie in den Vorjahren nicht verändert,


gewisse Skepsis geboten. Dann stellt sich nämlich die Frage, inwiefern die

genannte Vergleichbarkeit zu Fehlsteuerungsimpulsen führt und wertschaffen-

des Handeln durch die Unternehmensführung verhindert.

4 Zusammenfassung

Die Eigenkapitalkosten sind für den Goodwill-Impairment-Test, wertorientierte

Steuerungssysteme sowie im Falle weiterer Bewertungsanlässe von entschei-

dender Bedeutung und nur über zu treffende Ermessensentscheidungen be-

stimmbar. Die sachgerechte Ableitung ihrer Höhe ist von besonderer Relevanz,

da diese z.B. auf den Bedarf an erfolgswirksamen Abschreibungen wirkt oder

die Benchmark für eine angezeigte Wertschaffung oder -vernichtung determi-

niert. Vom Berufsstand der Wirtschaftsprüfer unterstützend entwickelte Rah-

menwerke, Vorgaben und Empfehlungen finden in der Unternehmenspraxis

unterschiedliche Berücksichtigung.

Im Rahmen des Goodwill-Impairment-Tests wurde grundsätzlich den Vorga-

ben und Empfehlungen des IDW Rechnung getragen. Es erfolgte die auch in

der Theorie erforderliche Abbildung des allgemein sinkenden Zinsniveaus über

den Basiszinssatz sowie eine Anpassung der Erwartungen hinsichtlich einer

erhöhten Marktrisikoprämie. Die hiermit korrespondierenden Empfehlungen

des FAUB gestehen den HDAX-Unternehmen dennoch verbleibende Ermes-

sensspielräume zu, die bei der Marktrisikoprämie teilweise zu nicht vollständig

nachvollziehbaren Anpassungen geführt haben. Auch bezüglich der Bestim-

mung der Betafaktoren verbleiben Ermessensspielräume. Vor diesem Hinter-

grund ist die mangelnde Transparenz verwendeter Parameter aus der Perspek-

tive des Berichtsadressaten zu kritisieren. Die Festlegung der Ziel-

Kapitalstruktur erfolgt in der Unternehmenspraxis teilweise nicht konsistent zu

geltenden theoretischen Anforderungen und praxisbezogenen Empfehlungen.

So wurden teilweise keine prognosefähigen oder mit der tatsächlichen Ent-

damit die konzerninterne Ressourcenallokation nicht durch kurzfristig geringfügige

Schwankungen der Kapitalmarktzinsen beeinflusst wird. Außerdem ermöglicht ein kon-

stanter Kapitalkostensatz die Vergleichbarkeit des EAC mit dem der Vorjahre.“ Deut-

sche Post AG (2013), S. 31. Der „EAC“ bezeichnet in diesem Zusammenhang den Ge-

winn nach Kapitalkosten, vgl. ebenfalls Deutsche Post AG (2012), S. 31.


wicklung der Verschuldungspolitik konsistenten Maßstäbe herangezogen, wo-

raus Verzerrungen bei der Schätzung der Eigenkapitalkosten folgen könnten.

Bei der Eigenkapitalkostenbestimmung für interne Steuerungssysteme wurde

zumindest teilweise eine verzögerte Abbildung des sinkenden Zinsniveaus im

Basiszinssatz beobachtet. Die hierbei sichtbare Tendenz zur Glättung der Ei-

genkapitalkosten zeigte sich in den verfügbaren Daten auch für die Marktrisi-

koprämie und den Betafaktor. Teilweise scheint eine hohe Vergleichbarkeit der

im Zeitablauf verwendeten Kapitalkostensätze für interne Steuerungszwecke

von Bedeutung zu sein. Dies kann zu Lasten einer sachgerechten Ableitung der

Eigenkapitalkosten und der zu verfolgenden Wertschaffung gehen. Da Raw

Betafaktoren im Rahmen der internen Steuerung die berichteten Betafaktoren

regelmäßig besser approximieren, scheint die Heranziehung einer Ziel-

Kapitalstruktur zur Bestimmung von zukunftsbezogenen Betafaktoren von un-

tergeordneter Bedeutung zu sein.

Insgesamt ist als zentrale Erkenntnis der vorliegenden Analysen festzuhalten,

dass die praktische Anwendung des CAPM sowohl zu internen als auch Rech-

nungslegungszwecken nicht frei von Spielräumen durchgeführt werden kann.

Auch wenn die dabei getroffenen Ermessensentscheidungen in der deutschen

Unternehmenspraxis grundsätzlich plausibel erscheinen, sind in Ausnahmefäl-

len Inkonsistenzen bei der Eigenkapitalkostenbestimmung zu beobachten. In

diesen Fällen sind als Folge negative Auswirkungen auf Unternehmenshand-

lungen zu befürchten.



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Kapitel III MEF, Information-Asymmetry and Firm Value 53

Kapitel III

Management Earnings Forecasts, Information-Asymmetry

and Firm Value – The Case of the Fukushima Shock

Publikationsdetails: Working Paper; 2015

Präsentationen auf internationalen Konferenzen mit Begutachtungsverfahren:

European Accounting Association, 31st Doctoral Colloquium, St. Andrews,

Schottland, UK.

Autor: Maximilian Rowoldt


1 Introduction

Do management earnings forecasts (MEF) decrease information-asymmetry?

Within the framework of asymmetric information pricing models (e.g. Easley,

O’Hara (2004)) MEF may be considered a public price signal that decreases

the fraction of uninformed investors relative to the fraction of informed

investors. Providing MEF should therefore decrease information-asymmetry

among market participants and in turn increase firm value. Prior research

conducted in the field is primarily based on non-mandatory MEF. The results

may thus be driven by company characterstics influencing the decision to

disclose MEF rather than the information signal provided. With this respect

causal interferences of the economic consequences of corporate disclosure in

general and MEF in specific are still rare (Leuz and Wysocki (2015)).

In this paper I address this endogeneity concern by exploiting plausibly

exogenous variation in the disclosure of MEF. In the wake of the Great East

Japan Earthquake which occurred on March 11, 2011, and the subsequent

nuclear disaster at the Daiichi nuclear power plant (Fukushima shock) several

Japanese companies deferred the disclosure of their MEF (nonguiders). For

example Fujifilm stated in their condensed financial statements for the fiscal

year 2011 that “this forecast is currently still pending in view of the current

difficulty of rationally projecting the impact from the Great East Japan

Earthquake, which occurred on March 11, 2011, on the Fujifilm Group’s

operations” (Fujifilm Holdings (2011)).

In accordance with the asymmetric-information asset pricing literature I

analyze whether an exogenous loss of the public information signal provided

by MEF leads to a short term increase in information-asymmetry around MEF-

deferrals. Assuming that information-asymmetry is directly related to liquidity

risk I use Amihud’s (2002) illiquidity measure (AIM) and bid ask spreads

(BAS) as proxies for information-asymmetry. Based on the predictions of

asymmetric-information pricing models, I also analyze whether this increase in

information-asymmetry negatively affects firm value as measured by daily

changes in the price to book ratio around MEF-deferrals.


Working with the Japanese setting offers favorable institutional features to the

research design. First, forecasts are effectively mandated in Japan (Kato,

Skinner and Kunimura (2009)). The majority of Japanese companies discloses

point MEF within so called Kessan Tanshin reports. The Fukushima shock

allows to analyze the effect of deviations from the disclosure equilibrium on

information-asymmetry. Second, the fiscal year of the majority of Japanese

companies ends on March 31. As the Fukushima shock occured on March 11,

2011, the direct costs of the disaster, such as damages to production facilities,

have already been accounted for in the financial statements of the fiscal year

2011. MEF-deferrals should therefore not reflect the direct costs of the

Fukushima shock but rather uncertainties about the future business

performance or obstructions to the companies’ budgeting process.

I test whether information-asymmetry of nonguiders was sustanably more

affected by the Fukushima shock and find that contemporaneous information-

asymmetry significantly increased for both nonguiders and guiders after the

shock. However, this increase vanishes around 30 trading days later and

information-asymmetry returned to normal levels for both groups. As the

majority of firms discloses condensed financial statements thereafter, the

results should not be driven by the lasting impact of the Fukushima shock on

either of the two groups.

In order to limit potential biases related to managements’ discretion to defer the

MEF, I implement an instrument variable approach and use the intensity of the

Great East Japan Earthquake measured by the average of the observed Peak

Ground Acceleration (PGA) 1

in the prefecture of the companies’ headquarters

as an instrument for the deferral. Similar as in Balakrishnan et al. (2014) the

identification strategy requires that the deferral of MEF is not correlated with

omitted variables that affect information-asymmetry of nonguiders at the time

of the deferral. While managers may had discretion in the decision to defer the

forecast, the intensity of the Fukushima shock is apparently exogenous. I

1 PGA is a measure of earthquake acceleration on the ground. Please refer to

http://geohazards.usgs.gov/deaggint/2002/documentation/parm.php for a more detailed

description of the parameter.


analyze whether PGA is a suitable instrument and show that it is positively

correlated with MEF-deferrals. I run logit regressions of an indicator variable

equalling one for nonguiders on PGA and control for firm-level characteristics

and industry-level effects. The result of this first stage regression indicates a

significantly positive correlation between the intensity of the earthquake and

MEF-deferrals. While PGA positively affected contemporaneous information-

asymmetry around the Fukushima shock, it is not directly correlated with

information-asymmetry around MEF-deferrals. Thus, PGA is only indirectly

correlated with information-asymmetry around the disclosure of condensed

financial statements. The results should therefore not be driven by the

economic impact of the Fukushima shock.

In order to test whether forecast deferrals increase information-asymmetry, I

run treatment regressions of information-asymmetry proxies on actual and

instrumented MEF-deferrals. The results of firm-level panel regressions show a

positive correlation between information-asymmetry and instrumented MEF-

deferrals. This finding is robust for different time-windows around the deferral

and holds for both considered information-asymmetry proxies AIM and BAS.

The coefficient estimates are larger if I consider endogeneity concerns than if I

ignore them and regress information-asymmetry proxies on actual MEF-

deferrals. This confirms the suggestions of Leuz and Wysocki (2008) that the

economic effects of disclosure are greater if endogenity is not ignored and is in

line with the findings of Balakrishnan et al. (2014).

Additionally, I analyze whether the identified increase in information-

asymmetry around instrumented MEF-deferrals translates into negative

changes of firm valuations as measured by changes in a firms’ price to book

value. The results show that firm valuations are negatively affected by MEF-

deferrals and confirm prior evidence from the asymmetric-information pricing

literature (Kelly and Ljungqvist (2012)).

Overall, this study contributes to the existing literature in three ways. First, I

extent the MEF literature by analyzing exogenous variation in the provision of

MEF. By doing so I provide causal evidence of the relation between


information-asymmetry, firm value and MEF. Second, the analysis contributes

to the ongoing debate about the benefits of providing MEF. The results suggest

that MEF reduce information-asymmetry among market participants even if

their accuracy and information content is not subject to enforcement. Finally,

this analysis contributes to the information-asymmetry asset pricing literature

by demonstrating that plausibly exogenous losses in the information signal

provided by effectively mandated MEF lead to negative changes in firm value.

2 Related literature

Capital market based benefits of corporate disclosure are mostly studied

against the background of asymmetric-information among different types of

investors. Informed investors have access to public and private information

signals whereas decision making of uninformed investors’ is limited to public

information signals such as corporate disclosure. With this respect information-

asymmetry is a systematic risk factor to uninformed investors as their

portfolios exhibit a relatively higher share of companies with bad news than the

portfolios of informed investors (Easley and O’Hara (2004)). In order to

protect themselves from potential losses, uninformed investors either exit the

market or price the corresponding liquidity risk, reducing the overall liquidity

of the market (Leuz and Wysocki (2015)). The theoretical and empirical

literature largely confirms that this negative implication of information-

asymmetry can be mitigated by corporate disclosure (e.g. Leuz and Verrecchia

(2000); Verrecchia (2001); Heflin, Shaw and Wild (2005)).

With regard to providing causal evidence on the role of MEF, research closest

to mine comes from Balakrishnan et al. (2014). Based on a sample of coverage

terminations first identified by Kelly and Ljungqvist (2012), they demonstrate

that plausibly exogenous variations in public information signals lead to an

increase in information-asymmetry. Firms respond to this loss of public

information by disclosing MEF voluntarily. This increase in voluntary

disclosure in turn decreases information-asymmetry and increases firm value.

While Balakrishnan et al. (2014) focus on non-mandatory MEF as a tool of

managers to actively shape the information environment of their firms, my


study instead is based on effectively mandated MEF. Thus, I focus on the

relevance of the public information signal provided by MEF if their disclosure

is not under the control of the management.

Besides, MEF have been a topic of discussion among academics and

practitioners for decades. Practitioners such as the CFA Institute (2006) and

Buffett (2000) point to their potential role in stimulating myopic behavior in

order to meet forecasts. Empirical research on the topic is primarily concerned

with antecedents, characterisitics as well as consequences of MEF (Hirst,

Koonce and Venkataraman (2008); Wiedmann (2000)).2 According to Ajinkya

and Gift (1984), managers issue MEFs if their expectations diverge from those

of other market participants. Thus, one major motivation behind the disclosure

of MEF is the reduction of information-asymmetry in order to increase liquidty

(Diamond and Verrecchia (1991)) and lower the firms’ cost of capital (Leuz

and Verrecchia (2000)). In this respect, Coller and Yohn (1997) find that firms

which initiate forecasts have increasing BAS in the twelve month before the

first forecast is provided. Around nine days after the initial forecast, spreads in

turn decrease. Skinner (1994; 1997) argues that managers issue forecasts,

especially if they involve bad news. In order to decrease litigation risk. To the

contrary, managers tend to disclose good news and withold bad news according

to Verrecchia (1983). In this respect Houston, Lev and Tucker (2010) analyze

the characteristics of US-firms that stopped providing non-mandatory MEF.

They find that stoppers are subject to declining earnings and poor records in

meeting and beating analyst consensus forecasts. The cessation of providing

MEF may actually decrease information-asymmetry because of the decreased

pressure for managers to meet forecasts which in turn could reduce earnings

management (Hu, Hwang, Jiang (2014)). Thus, although a bulk of literature is

dedicated to the costs and benefits of providing MEF the evidence is still

inconclusive. Furthermore, as the majority of the studies is based on non-

mandatory MEF, they are subject to endogeneity. Causal evidence on the

consquences of MEF is therefore rare.

2 A complete review of the related literature is out of the scope of this paper. Please refer

to Hirst, Koonce and Venkataraman (2008) for a recent survey of the literature on

management earnings forecasts.


Overall, this analysis provides causal evidence on the consequences of MEF in

the Japanese institutional setting. The loss in the information signal provided

by MEF increases information-asymmetry and negatively affects firm value.

The findings suggest that MEF provide an important information signal to

investors even if their accuracy is not subject to any enforcement by regulators.

3 Institutional background

The Japanese setting offers some unique features that are favorable to the

research design. First, MEF are effectively mandated in Japan (Ota (2010);

Kato, Kunimura and Skinner (2009)). Corporate disclosure of listed companies

in Japan is generally governed by the Stock Exchange Act, which does not

explicitly mandate MEF. In order to limit the time lag between board approval

and publication of financial statements the Japanese stock exchanges require

listed companies to disclose condensed financial statements (kessan tanshin)

right after board approval (Ota (2010)). One feature of these standardized

condensed financial reports are one year management forecasts of financial

performance indicators such as sales and net income. Thus, last years earnings

and next years MEF are usually disclosed concurrently. The vast majority of

listed Japanese companies follows this request and provides point forecasts for

next years earnings. In this respect Kato, Kunimura and Skinner (2009) find

that in 2007 95% of the listed companies in Japan provided MEF within kessan

tanshin reports. The legal costs for Japanese managers to provide biased MEF

are small. The ministry of finance has adopted guidelines governing revisions

of previously published forecasts. Companies have to immediately disclose

forecast revisions if significant changes arise (Ota (2010)).3 As long as

companies comply with this guideline there is no enforcement related to the

accuracy of the disclosed forecasts in general (Ota (2010)). In this respect

Kato, Skinner and Kunimura (2009) find that initial MEF in Japan are upward

biased. During the year, Japanese managers tend to revise their forecasts

downwards in order to circumvent negative earnings surprises.

3 Significant in this case means positive or negative changes of 10% of sales, 30% of

ordinary income or 30% of net income.


Second, the fiscal year of the majority of Japanese companies ends on March

31. Thus, the time lag between the Fukushima shock and the publication of

kessan tanshin reports is relatively short. The limited time to quantify the

expected consequences of the Fukushima shock on earnings may be one of the

reasons why managers deferred the forecast. Additionally, the direct costs of

the Fukushima shock, such as damages to production facilities, are reflected in

the financial statements of the fiscal year 2011. MEF-deferrals for the fiscal

year 2012 should therefore not be driven by the direct costs of the Fukushima

shock but rather by uncertainties about the future business performance or

obstructions to the budgeting process.

The following timeline shows the chronology of events underlying the research

design.

Figure 1-III: Chronology of events underlying the research design

Third, some Japanese firms are subject to concentrated ownership structures

through corporate cross-holdings within so called keiretsus.4 Investors which

are part of the keiretsu network have access to internal information and are not

dependent on public disclosure. The fraction of informed investors (keiretsu-

memebers) relative to the fraction of uninformed investors (outside

shareholders) may thus be especially high for keiretsu firms, implying a higher

level of information-asymmetry among investors and a higher relevance of the

public information signal provided by MEF.

4 Further background on the keiretsu system is provided by Aoki et al. (1995) and Hoshi

and Kashyap (2001).


4 Sample and descritptive statistics

4.1 Sample

The sample combines data from the databases Nikkei Financial Quest,

Worldscope, Datastream and I/B/E/S. I start by collecting information about all

Japanese companies listed on one of the Japanese stock exchanges. To include

a given company in the sample I require the fiscal year to end in March. I drop

companies for which an unique identification code is not available.

Additionally, I only include companies in the sample that provide a MEF for

the fiscal years 2011 and 2012. By doing so I ensure that the considered

companies do not differ with regard to the disclosure of MEF in general. Like

Balakrishnan et al. (2014) the analysis thus focuses on the intensive margin and

not on first time disclosures of MEF. After applying the above restrictions

2.293 companies remain in the dataset. Next, I identify nonguiders by

comparing the reporting date of kessan tanshin reports for the fiscal year

ending in March 2011 with the date of the disclosure of the initial MEF for the

fiscal year ending in March 2012. Generally, MEF are disclosed as part of

kessan tanshin reports. If the initial MEF for the fiscal year 2012 is disclosed

after the kessan tanshin report for the fiscal year 2011, the firm is categorized

as nonguider. Overall I identify 395 nonguiders. The number of days the MEF

is suspended ranges from from 7 to 363. Based on findings from Kato,

Kunimura and Skinner (2009), I also include forecast errors and the number of

adjustments of net income forecasts in the sample. Forecast error is defined as

the difference between realized earnings of fiscal year t and the initial earnings

forecast for fiscal year t. Thus, a negative forecast error indicates that the

management has overestimated the future perfomance. Data on the information

content of MEF is from the Nikkei Financial Quest database. Due to limited

data availability the number of nonguiders considered in the final sample is

reduced to 350 which form the treatment group in the regression analysis.

Next, I retrieve the market capitalization, earnings volatility and percentage of

closely held shares for each company from Worldscope. The data is based on

the information available at the time of the Fukushima shock in order to avoid


look ahead bias. In order to account for the intensity of the Fukushima shock, I

obtain observations on the Peak Ground Acceleration (PGA) from the Center

for Engineering Strong Motion Data (CESMD) based on observations from a

nationwide network of stations in Japan.5 PGA measures the intensity of

ground movements and is frequently used in earthquake engineering to proxy

for the severity of an earthquake. It is expressed in terms of the acceleration

due to gravity (Karim and Yamazaki (2002)). I calculate the arithmetic mean,

maximum and minimum of the observations on PGA in a given prefecture and

assign this value to each company headquartered in the corresponding

prefecture. I exclude companies from the analysis for whose prefecture no

observation on PGA is available. For the panel analysis I include return, price

and volume data from Datastream as well as information on the number of

analysts covering the stock from I/B/E/S. The unit of observation is a firm-day.

Next, I construct Amihud’s (2002) illiquidity measure (AIM) and bid ask

spreads (BAS) to proxy for information-asymmetry. By doing so I closely

follow Balakrishnan et al. (2014) with the exception that their unit of

observation is a firm-quarter. Due to data limitations the panel is unbalanced.

Variable definitions and data sources are summarized in Table 1.

5 Data can be retrieved from the website of the CESMD: www.strongmotioncenter.org.


Table 1-III: Variable definitions and data sources

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4.2 Descriptive statistics

Table A1 in the Appendix shows the industry distribution underlying the

sample divided into guiders and nonguiders. With the exception of the

automobile industry, the share of guiders and nonguiders in each industry is

generally comparable with their share in the total sample. The group of

nonguiders is therefore not dominated by a particularly affected industry.

Automobile companies represent around 4% of the total sample, but around

18% of nonguiders. The above average share of companies from the

automobile industry that did not provide a MEF, may be attributable to a

particular damage of the industry caused by the Fukushima shock.

Table 3 shows the descriptive statistics. Comparing guiders with nonguiders

reveals some structural differences between the two groups. Nonguiders on

average have higher market capitalizations, are followed by more analysts and

have higher annual price volatility than guiders. Furthermore they adjust their

MEF less frequently. Information-asymmetry as measured by AIM and BAS is

also lower for nonguiders over the sample period. Finally, the intensity of the

Fukushima shock in the prefectures of nonguiders is statistically significantly

higher than that measured in the prefectures of guiders. The regression analysis

needs to consider these findings in order to ensure that the results are driven by

the deferral of the forecast and not by structural differences between the two

groups.


Table 2-III: Descriptive statistics

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5 Identification strategy

Following the Fukushima shock market participants needed to adjust their

expectations regarding future cash flows and risk characteristics. In this respect

kessan tanshin reports usually include two public information signals. First,

financial statements quantify the expected direct effects of the Fukushima

shock on earnings. Second, MEF reflect managements’ expectations about

future performance. However, due to the MEF-deferrals the latter information

signal is not provided by nonguiders. To examine whether MEF affect

information-asymmetry, the identification strategy focuses on exogenous

variation in the public information signal. I analyze whether the deferral of

MEF by nonguiders leads to an increase in information-asymmetry for

nonguiders relative to guiders. In accordance with asymmetric-information

pricing models, I additionally analyze whether this increase in information-

asymmetry in turn leads to a decrease in firm value.

The identification strategy requires MEF-deferrals not to be correlated with

omitted variables that are in turn correlated with information-asymmetry. This

assumption might be challenged. The increase in information-asymmetry of

nonguiders may be related to an above average increase in cash flow risk after

the Fukushima shock relative to guiders. Furthermore, managers may use the

Fukushima schock as an excuse for deferring MEF. In both cases the results

would be driven by omitted variables rather than the variation in the

information signal.

In order to limit these potential biases I employ an instrument variable

approach and identify the intensity of the Fukushima shock as proxied by the

Peak Ground Acceleartion (PGA) of the Great East Japan Earthquake in the

companies’ prefecture as an instrument for the deferral. PGA is an appropriate

instrument if it is a) positively correlated with the deferral of the MEF, b) does

not directly affect information-asymmetry and c) is not correlated with omitted

variables that affect information-asymmetry at the time of the deferred

forecast.


Table 4 shows the results of a logit regression of the indicator variable

nonguider on PGA in the companies’ prefecture controlling for industry-level

effects. Standard errors clustered at the industry level are presented in italics

below the estimation coefficients. Kato, Kunimura and Skinner (2009) find,

that Japanese firms bias initial MEF upwards but adjust them downwards over

the year in order to avoid negative earnings surprises. Firms that assign a

relatively low importance to unbiased MEF should on average adjust MEF

more frequently over the year than firms that assign a higher importance to

providing unbiased MEF. I expect that firms that adjust MEF less frequently

more likely defer their MEF because of this higher importance of providing

unbiased MEF. This hypothesis is supported by the descriptive statistics

presented in Table 3. In order to control for this difference between guiders and

nonguiders, I include the number of MEF-adjustments in the fiscal year 2010

as control variable in the regression model. Additionally, I control for size, as

measured the log of the market capitalization, as well as industry-level effects

based on Fama and French’s 17-standard-industry classification.6 The results

indicate that MEF-deferrals are positively correlated with PGA. This finding is

robust for regressions considering the mean (column 1), maximum (column 2)

and minimum (column 3) of the measured PGA.

6 The industry classifications can be retrieved from Kenneth French’s homepage:

http://mba.tuck.dartmouth.edu/pages/faculty/ken.french/data_library.html.


Table 3-III: Intensity of the Fukushima shock and deferral of MEF

The identification strategy requires information-asymmetry around MEF-

deferrals not to be directly affected by the Fukushima shock. In order to rule

out that my results reflect the economic impact of the disaster rather than that

from the MEF-deferrals, I regress AIM and BAS on indicator variables

equalling one 0 to 30 trading days after the Fukushima shock. For the

identification strategy to hold, information-asymmetry at the time of MEF-

deferrals should not be positively related with the Fukushima shock. I follow

Balakrishnan et al. (2014) and include the log of the market capitalization as

well as the volatility of daily stock returns in the fiscal year 2010 as control

variables in the regression model. Additionally, I control for firm fixed effects.

Standard errors clustered at the firm level are presented in italics below the

estimation coefficients. The results are presented in Panel A of Table 5.

Information-asymmetry increased significantly in the wake of the Fukushima

shock. However, this increase vanishes around 25 (AIM) to 30 (BAS) trading

days. AIM of guiders returned to normal levels 25 days, while AIM of

nonguiders already returned to normal levels after around 10 days. 25 days

after the Fukushima shock BAS for both guiders and nonguiders returned to

normal levels.

Table 3

Intensity of the Fukushima shock and deferral of MEF

Dependent variable: Nonguider

(1) (2) (3)

PGA 2.252 *** 13.782 *** 0.618 ***

0.669 4.150 0.160

Log Market capitalization 0.095 *** 0.106 *** 0.098 ***

0.027 0.029 0.027

Number of MEF Adjustments 2010 -0.166 *** -0.167 *** -0.166 ***

0.049 0.049 0.050

Pseudo R2 0.137 0.136 0.136

Number of observations 1971 1971 1971

Industry-level effects YES YES YES

This table reports results from firm-level logit regressions of the indicator variable nonguider on the intensity of the

Fukushima shock in the prefecture of the firms' headquarter as measured by the Peak Ground Acceleration (PGA), the log

of the market capitalization at the time of the shock and the number of forecast adjustments in the fiscal year 2010. The

intensity of the Fukushima shock is represented by the average, maximum and minimum of the measured PGA in the

prefecture of the firms' headquarter in column 1, 2 and 3 respectively. Robust standard errors clustered at the industry-level

are presented in italics below the regression coefficients. Industry classification is based on the 17 industry benchmark of

Fama and French. Significance at the 1%, 5% and 10% level is denoted by ***, ** and * respectively.


Table 5 Panel B shows results of firm-level panel regressions of AIM and BAS

on the intensity of the Fukushima shock as measured by PGA. I include the

average of the measured PGA as independent variable on 0, 5, 10, 15, 20, 25

and 30 days after the shock. As shown in column 1 of Panel B the intensity of

the Fukushima shock affected AIM only for around 5 trading days. Thereafter,

information-asymmetry returned to normal levels. Results of sub-sample

regressions of guiders and nonguiders shown in column 2 and 3 indicate that

the intensity of the shock affected AIM of nonguiders until 15 trading days and

that of guiders only until around 5 days after the shock. The corresponding

results with BAS as dependent variable show that around 25 trading days after

the Fukushima shock the increase in BAS diminishes for both guiders and

nonguiders.

Overall the results support the suitabilty of PGA as an instrument for MEF-

deferrals. Information-asymmetry is affected by the Fukushima shock and its

intensity for a maximimum time period of 25 trading days. As the vast majority

of the sample firms disclosed kessan tanshin reports thereafter, information-

asymmetry around MEF-deferrals is not directly related with the Fukushima

shock. Thus, information-asymmetry returned into equilibrium prior to the

disclosure of kessan tanshin reports and the related MEF-deferrals. PGA

should therefore only affect information-asymmetry at the time of MEF-

deferrals indirectly through its correlation with the forecast deferral.


Panel A

AIM

BA

S

full

sa

mp

leg

uid

ers

no

ng

uid

ers

full

sa

mp

leg

uid

ers

no

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**

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0.0

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0.0

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0.0

18

0.0

21

0.0

38

0.0

71

0.0

78

0.0

79

50.4

79

***

0.4

84

***

0.4

48

***

1.2

95

***

1.3

32

***

1.0

56

***

0.0

22

0.0

24

0.0

27

0.0

73

0.0

81

0.1

40

10

-0.0

83

***

-0.0

89

***

-0.0

52

0.4

94

***

0.5

01

***

0.4

36

***

0.0

18

0.0

20

0.0

37

0.0

66

0.0

75

0.0

96

15

0.1

02

***

0.1

20

***

0.0

03

0.4

77

***

0.5

30

***

0.1

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**

0.0

21

0.0

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0.0

43

0.0

57

0.0

65

0.0

77

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**

0.0

54

**

0.0

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0.3

38

***

0.3

69

***

0.1

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**

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0.0

24

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50

0.0

51

0.0

59

0.0

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0.0

06

0.0

12

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24

0.1

47

***

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**

0.2

24

**

0.0

21

0.0

23

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0.1

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81

**

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46

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0.0

23

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38

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54

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61

0.0

76

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m R

20.0

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Table 4-III: Influence of the Fukushima shock and PGA on liquidity at the time of

MEF-deferrals

Panel B

AIM

BA

S

full

sa

mp

leg

uid

ers

no

ng

uid

ers

full

sa

mp

leg

uid

ers

no

ng

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0.2

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28

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26

***

2.3

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***

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***

6.2

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6.6

59

***

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0.2

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***

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***

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51

0.2

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0.6

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**

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***

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***

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28

0.4

26

0.5

41

0.4

20

20

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1.7

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***

1.8

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***

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***

0.1

91

0.2

21

0.3

71

0.3

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0.4

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0.5

22

25

-0.1

74

-0.1

02

-0.4

28

1.2

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**

1.0

48

*1.7

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**

0.1

67

0.1

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0.3

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0.5

16

0.6

35

0.7

64

30

-0.4

19

**

-0.2

14

-1.0

48

***

0.3

32

0.5

63

-0.4

69

0.1

73

0.1

87

0.0

79

0.3

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0.4

88

0.4

13

Within

Fir

m R

20.0

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05

Betw

een F

irm

R2

0.6

78

0.6

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0.6

64

0.2

35

0.2

26

0.3

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0.3

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y a

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ME

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Finally, for PGA to be a suitable instrument it should not be correlated with

omitted variables that in turn affect information-asymmetry. The deferral of the

MEF is ultimately a decision of the companies’ management. It might therefore

reflect management characteristics. However, the intensity of the Fukushima

shock as measured by PGA in the prefecture of the companies’ head office is

clearly exogenous. The severity of the Fukushima shock might have influenced

the deferral of the MEF through a positive correlation with damages of the

production facilities and through the disturbance of the budgeting process.7

Using PGA as an instrument should therefore overcome the potential concerns

related to the discretion of the management to defer the forecast. It is therefore

used as an instrument in the following analyses.

6 MEF-deferral and information-asymmetry

MEF-deferrals and information-asymmetry ignoring endogeneity

To measure the direct relation of MEF-deferrals and information-asymmetry, I

start with panel regressions of the information-asymmetry proxies AIM and

BAS on firm-level indicator variables equalling one on different time-windows

around MEF-deferrals. The discussed endogeneity concerns related to MEF-

deferrals are thus ignored. As only nonguiders deferred their MEF the indicator

variables do not take the value of one for guiders. The regression coefficients

of the indicator variables therefore reflect the average deviation in information-

asymmetry for different time windows around the MEF-deferral from the

average information-asymmetry of all firms considered in the sample. The

descriptives statistics presented in Table 3 reveal some structural differences

between guiders and nonguiders. On average nonguiders have larger market

capitalizations, are covered by more analysts, have lower inside ownership and

higher return volatility than guiders. In order to ensure that the results are not

driven by these time invariant differences between guiders and nonguiders, I

include firm fixed effects in the regression model. Additionally, I include the

log of the market capitalization as well as last years’ share price volatility as

7 This approach is based on the assumption that the location of the headquarters corre-

sponds to the location of the production facilities. An anonymous discussant indicated

that this may be more usual in Japan than in the US or Europe.


independent variable in all of the regression model specifications. Standard

errors clustered at the firm level are presented below the coefficient estimates.

Table 5-III: Regressions of information-asymmetry proxies on MEF-deferrals ignor-

ing endogeneity

Panel A Dependent Variable: AIM

(1) (2) (3) (4)

Days around MEF-deferral

[-1,+3] 0.034

0.024

[-1,+6] 0.042 **

0.021

[-1,+9] 0.024

0.019

[-1,+12] 0.021

0.018

Log Market capitalization -1.109 *** -1.110 *** -1.110 *** -1.110 ***

0.056 0.056 0.056 0.056

Volatility 0.015 0.015 0.015 0.015

0.012 0.012 0.012 0.012

Within Firm R2 0.024 0.024 0.024 0.024

Between Firm R2 0.626 0.626 0.626 0.626

Overall R2 0.338 0.338 0.338 0.338

Number of observations 551,558 551,558 551,558 551,558

Firm Fixed Effects YES YES YES YES

Panel B Dependent Variable: BAS

(1) (2) (3) (4)


[-1,+3] 0.117 *

0.064

[-1,+6] 0.134 **

0.066

[-1,+9] 0.162 **

0.074

[-1,+12] 0.179 **

0.070


0.383 0.383 0.383 0.383

Volatility -0.077 -0.077 -0.077 -0.077

0.101 0.101 0.101 0.101

Within Firm R2 0.006 0.006 0.006 0.006

Between Firm R2 0.236 0.236 0.236 0.236

Overall R2 0.143 0.143 0.143 0.143


This table reports results from panel regressions of the information asymmetry measures AIM and BAS on indicator variables equalling one on different time-

windows around MEF-deferrals, ignoring potential endogeneity concerns related to the MEF-deferral. I control for the log of the market capitalization, share

price volatility and firm fixed effects in all regressions. The regressions are based on daily observations at the firm level from the March 2011 until March 2012.

Robust standard errors clustered at the firm-level are presented in italics below the regression coefficients. Significance at the 1%, 5% and 10% level is

denoted by ***, ** and * respectively.

Table 5

Regressions of information asymmetry proxies on MEF-deferrals ignoring endogeneity


Panel A of Table 6 shows the results of regressions with AIM as dependent

variable. The coefficient estimates for different time windows around MEF-

deferrals in column 1 to 4 are all positive. However, the estimated increase in

AIM around MEF-deferrals is only statistically significant (5% level) in

column 2, representing the time-window of one day prior to six days after the

forecast deferral. The estimation coefficient on the log market capitalization is

negative and statistically significant for all model specifiations supporting prior

findings that information-asymmetry is generally lower for larger firms

(Balakrishnan et al. (2014)). The regression model is able to explain 2.4% of

within firm variation and 33.8% of the overall variation in AIM. In summary,

the results do not reveal a systematic increase in information-asymmetry

around the MEF-deferrals.

Panel B of Table 6 reports the corresponding results with BAS as dependent

variable. Again, the coefficient estimates of indicator variables representing

different time-windows shown in column 1 to 4 are positive. Indicating an

increase in information-asymmetry around MEF-deferrals. This positive

correlation is statistically significant at the 10% and the 5% level for different

time windows around MEF-deferrals reported in column 1 and 2 to 4

respectively. The correlation coefficients on the log of the market capitalization

is negative for all model specifications. The regression model is able to explain

0.6% of within firm variation and 14.3% of overall variation in BAS.

While both regression models show a positive relation between information-

asymmetry and MEF-deferral, inferences about the direction of causality are

limited due to endogeneity concerns. As previously discussed, firms’ had a

choice to defer MEF. The results may thus be driven by variables driving the

decision to disclose or not disclose a forecast.

Instrumented MEF-deferrals and information-asymmetry

In order to analyze the causal relation of MEF-deferrals and information-

asymmetry, I use the intensity of the Fukushima shock as measured by the

average PGA observed in the prefecture of firms’ headquarters as an

instrument for MEF-deferrals. The underlying assumptions are that PGA is


highly correlated with MEF-deferrals, not directly correlated with information-

asymmetry and not correlated with any other variables correlated with

information-asymmetry at the time at the time MEF-deferrals.

Table 4 shows the results of the first stage regression. Based on the regression

model presented in column 1 of Table 4, I predict each firms’ probability of

being a nonguider. I include the predicted values in the regression model as

independent variable for different time windows around the publication of

kessan tanshin reports for all sample firms as instrumented MEF-deferrals. The

panel regression models of the information-asymmetry proxies AIM and BAS

on instrumented MEF-deferrals again include firm fixed effects in order to

limit concerns that the results are driven by time-invariant differences in the

sample firms. Additionally, I include the log of the market capitalization and

share price volatility as independent variables. Standard errors presented below

the coefficient estimates are clustered at the firm level.

The results shown in Panel A of Table 7 are based on AIM as information-

asymmetry proxy. For all specified time-windows around instrumented MEF-

deferrals presented in columns 1 to 4 of Table 7 the estimation coefficients are

positive and statistically significant at the 1% level. The loss in the public

information signal provided by MEF leads to an increase in information-

asymmetry. The regression model explains 2.3% of the within firm variation

and 31.5% of the overall variation in AIM. The results are confirmed by

regressions with BAS as information-asymmetry proxy in Panel B of Table 7.

Again, this result is robust for the different time-windows around the

instrumented MEF-deferral in columns 1 to 4.

The direction of the estimation coefficients in the regression models with

instrumented MEF-deferrals are the same as in the regression ignoring

endogeneity presented in Table 6. However, if endogeneity is not ignored, the

magnitude of the coefficents is on average 4.55 times higher for the results

with AIM as dependent variable and 3.19 times higher for the results with BAS

as dependent variable. This is in line with the suggestions of Leuz and Wysocki

(2008) and supports the emprirical findings of Balakrishnan et al. (2014) that in


the context of corporate disclosure, coefficient estimates which ignore

endogeneity are downwards biased.

Table 6-III: Regressions of information asymmetry proxies on instrumented MEF-

deferrals

Panel A Dependent Variable: AIM

(1) (2) (3) (4)


[-1,+3] 0.128 ***

0.048

[-1,+6] 0.139 ***

0.043

[-1,+9] 0.133 ***

0.036

[-1,+12] 0.149 ***

0.035


0.063 0.063 0.063 0.063

Volatility 0.032 0.032 0.032 0.031

0.066 0.066 0.066 0.066

Within Firm R2 0.023 0.023 0.023 0.023

Between Firm R2 0.585 0.585 0.585 0.585

Overall R2 0.315 0.315 0.315 0.315



Panel B Dependent Variable: BAS

(1) (2) (3) (4)


[-1,+3] 0.501 ***

0.189

[-1,+6] 0.457 **

0.192

[-1,+9] 0.459 **

0.182

[-1,+12] 0.469 ***

0.170


0.253 0.253 0.253 0.253

Volatility 0.260 0.259 0.258 0.257

0.219 0.219 0.219 0.219

Within Firm R2 0.005 0.005 0.005 0.005

Between Firm R2 0.100 0.100 0.100 0.100

Overall R2 0.063 0.063 0.063 0.063



Table 6

Regressions of information asymmetry proxies on instrumented MEF-deferrals

This table reports results from panel regressions of the information asymmetry measures AIM and BAS on instrumented MEF-deferrals on different time-

windows around the publication of kessan tanshin reports. The instrument variable is based on predictions from the reduced form regression model reported in

Table 4 Column 1. I control for the log of the market capitalization, share price volatility and firm fixed effects in all regressions. The regressions are based on

daily observations at the firm level from the March 2011 until March 2012. Robust standard errors clustered at the firm-level are presented in italics below the

regression coefficients. Significance at the 1%, 5% and 10% level is denoted by ***, ** and * respectively.


Overall the results suggest that the loss in the information signal provided by

MEF leads to an increase in information-asymmetry of nonguiders relative to

that of guiders. Thus, MEF may be considered a relevant public information

signal in the Japanese setting. This finding has to be considered against the

background of missing enforcement of the accuracy of MEF in Japan and

corresponding incentives to bias initial MEF upwards (Kato, Kunimura,

Skinner (2009)). The latter actually suggests that (initial) MEF should provide

limited information to investors. However, although the enforcement of the

accuracy is weak, MEF still seem to be an important information signal to

investors.

7 MEF-deferral and firm value

Asymmetric-information pricing models predict that increases in information-

asymmetry should in turn lead to falling share prices (Easley, O’Hara (2004)).

Similar as the coverage terminations exploited by Kelly and Ljungqvist (2012),

the plausibly exogenous MEF-deferrals in the wake of the Fukushima shock

allow to test this prediction. The underlying assumption is that instrumented

MEF-deferrals only affect firm value through an increase in information-

asymmetry and not through any omitted variables.8

I follow Balakrishnan et al. (2014) and run panel regression models similar to

those presented in Table 7 with daily changes in the firms’ price to book ratio

as dependent variable. In contrast to Balakrishnan et al. (2014) the analysis

focuses on changes rather than on the level of the price to book ratio. Given

that my research design is based on the implications of MEF-deferrals around

relatively short time-windows, the analysis examines changes in firm value as

measured by the price to book value due to short term increases in information-

asymmetry and not long-term changes in the level of firm valuations. As the

denominator of the price to book value is based on financial statements prior to

the Fukushima shock, it is not subject to daily changes. The changes in the

price to book ratio can thus be interpreted as the average daily share price

8 I test whether PGA affected changes in the price to book value by running panel regres-

sions similar to those presented in Table 5 with changes in the price to book ratio as de-

pendent variable. The undisclosed results show that changes in the price to book value

are not related with PGA.


return relative to the firms book value. Again, I control for firm fixed effects,

the log of the market capitalization as well as stock return volatility in all

model specifications. Standard errors clustered at the firm level are presented

below coefficient estimates.

Table 7-III: Regressions of changes in price to book ratios on instrumented MEF-

deferrals

The coefficient estimates on instrumented MEF-deferrals presented in Table 8

are all negative and statistically significant at the 1% level for the different

time-windows shown in columns 1 to 4. The results indicate that changes in the

price to book ratio are negative around instrumented MEF-deferrals. This

finding is in line with the predictions of the information-asymmetry asset

pricing literature and points to the importance of the public information signal

provided by MEF in the Japanese setting. However, the economic significance

of this finding is limited.

Again, this finding has to be considered against the background of the Japanese

institutional setting. However, the lack of enforcement and corresponding

incentives to bias initial MEF upwards in Japan generally suggest that the

information content MEF should be lower compared to jurisdictions that

enforce the accuracy of MEF. All the more the results point to the importance

of the information signal provided by MEF to investors.

Panel A Dependent Variable: daily changes in price to book value

(1) (2) (3) (4)

Days around MEF-reinstatement

[-1,+3] -0.017 ***

0.003

[-1,+6] -0.017 ***

0.003

[-1,+9] -0.015 ***

0.003

[-1,+12] -0.012 ***

0.003

Log Market capitalization 0.016 *** 0.016 *** 0.016 *** 0.016 ***

0.004 0.004 0.004 0.004

Volatility 0.001 0.001 0.001 0.001

0.001 0.001 0.001 0.001

Wald test 18.73 *** 23.57 *** 20.83 *** 16.360 ***



Table 7

Regressions of changes in price to book ratios on instrumented MEF-deferral


8 Conclusion

There is an ongoing debate about whether firms should or should not provide

MEF among academics and practitioners. As the disclosure of MEF is usually

non-mandatory, prior findings on the relation of MEF, information-asymmetry

and firm value are mostly limited with regard to causality. The results may be

driven by the information content provided or omitted variables that influence

the decision to disclose MEF. This analysis contributes to the ongoing debate

by providing causal evidence on the relation of MEF and information-

asymmetry based on deferrals of MEF by Japanese firms in the wake of the

Fukushima shock. By exploiting this natural experiment, I am able to

instrument MEF-deferrals and provide direct evidence on the relation of MEF,

information-asymmetry and firm value for the Japanese setting.

The results indicate that information-asymmetry increases around instrumented

MEF-deferrals. MEF may thus be considered a relevant public information

signal, although there is no enforcement of the accuracy of MEF in Japan. In

the context of the information-asymmetry asset pricing literature, the results

also point to negative changes in firm value subsequent to MEF-deferrals. This

is in line with Kelly and Ljungqvist (2012), who show that increases in

infornation asymmetry lead to falling share prices due to an increase in

liquidity risk. However, the economic significance of this finding is limited.

While the results are not transferable to other jurisdictions and should only be

interpreted in the context of the underlying institutional setting, they

nonetheless provide useful insights for regulators. Effectively mandated MEF

contribute to information-asymmetry in an institutional environment without

enforcement of their accuracy and generally low litigation risk. The benefits of

MEF may thus also manifest in institutional settings with more stringent

enforcement and higher litigation risks.


Appendix

Tabelle A1-III: Industry distribution

Fam

a F

renc

h

17

Ind

ustr

ies

To

tal

Num

ber

of n

ong

uid

ers

Num

ber

of

gu

ider

s

N%

N%

N%

Fo

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90

4.5

711

3.1

479

4.8

7

Min

es20

1.0

12

0.5

718

1.1

1

Oil

20

1.0

11

0.2

919

1.1

7

Tex

tiles

, A

pp

arel

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oo

twar

e50

2.5

410

2.8

640

2.4

7

Co

nsum

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urab

les

75

3.8

115

4.2

960

3.7

0

Che

mic

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97

4.9

216

4.5

781

5.0

0

Dru

gs,

So

ap,

Par

fum

s, T

ob

acco

54

2.7

44

1.1

450

3.0

8

Co

nstr

uctio

n an

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ons

truc

tion

Mat

eria

ls234

11.8

727

7.7

1207

12.7

7

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el W

ork

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tc63

3.2

020

5.7

143

2.6

5

Fab

rica

ted

Pro

duc

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1.5

78

2.2

923

1.4

2

Mac

hine

ry a

nd B

usin

ess

Eq

uip

men

t338

17.1

573

20.8

6265

16.3

5

Aut

om

ob

iles

82

4.1

662

17.7

120

1.2

3

Tra

nsp

ort

atio

n96

4.8

712

3.4

384

5.1

8

Util

ities

16

0.8

12

0.5

714

0.8

6

Ret

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tore

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5.0

25

1.4

394

5.8

0

Ban

ks,

Ins

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and

Oth

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6.5

436

10.2

993

5.7

4

Oth

ers

477

24.2

046

13.1

4431

26.5

9

1971

100.0

0350

100.0

01621

100.0

0

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Kapitel IV Abwehrmaßnahmen 84

Kapitel IV

Abwehrmaßnahmen, Erfolgswahrscheinlichkeit und Über-

nahmeprämien – Eine vergleichende Analyse feindlicher

Übernahmeangebote in Europa und den USA

Publikationsdetails: Corporate Finance (2014), Heft 5, S. 209-219.

Autoren: Maximilian Rowoldt, Dennis Starke


1 Einleitung

Abwehrmaßnahmen gegen feindliche Unternehmensübernahmen beschäftigen

sowohl die Fachliteratur als auch die Unternehmenspraxis. Bieter wenden zu-

nehmend komplexe Übernahmestrategien an, um die Erfolgswahrscheinlichkeit

ihrer Angriffe zu erhöhen.1

Demgegenüber haben auch Zielgesellschaften Abwehrmaßnahmen gegen

feindliche Übernahmeversuche weiterentwickelt. Der Markt für Unterneh-

menskontrolle wird somit verstärkt als „tactical game of timing and intrigue“2

geprägt.3 Die Brisanz der Thematik wird ebenfalls bei Betrachtung der ver-

wendeten Terminologie deutlich, welche zunächst nicht auf den Einsatz kapi-

talmarktrechtlicher Instrumente schließen lässt.4 So ersuchte Hochtief zur Ver-

teidigung gegenüber dem feindlichen Angebot von ACS die Unterstützung

eines White Knight, während Illumina eine poison pill einsetzte, um den An-

griff des Pharmakonzerns Roche abzuwehren.

Der rechtliche Rahmen bzgl. Abwehrmaßnahmen wird in der EU durch die

Richtlinie 2004/25/EG betreffend Übernahmeangebote (nachfolgend ÜRL)

bestimmt. Das avisierte level playing field5 des europäischen Marktes für Un-

ternehmenskontrolle sollte dabei u.a. durch eine Neutralitätspflicht der Lei-

tungs- bzw. Verwaltungsorgane (sog. board neutrality rule) erreicht werden.6

Um aktionärsschädigendes Verhalten des Managements der Zielgesellschaft zu

verhindern, dürfen demnach ohne die Zustimmung der Anteilseigner keine

Abwehrmaßnahmen gegen Übernahmeversuche eingeleitet werden. Letztlich

wurde den Mitgliedsstaaten jedoch das Recht einer optionalen Umsetzung die-

ser Regelung eingeräumt. Es ist somit zu hinterfragen, ob die ÜRL vor dem

1 Als Beispiel hierfür könnte das sog. Anschleichen, welches u.a. von Schaeffler im

Rahmen der geplanten Übernahme von Continental praktiziert wurde, angeführt wer-

den. 2 Duff (1984), S. 5.

3 Vgl. Gaughan (2011), S. 183; Moeller/Brady (2007), S. 118f.

4 Vgl. hierzu Röhrich (1992), S. 12.

5 Ziel war dabei die Angleichung der divergierenden Übernahmeregelungen in den EU-

Mitgliedsstaaten. So sollten allen (feindlichen) Übernahmeangeboten die gleichen Er-

folgschancen zugrunde liegen, vgl. Dauner-Lieb (2003), S. 555; Winter et al. (2002), S.

22. Zu den Zielen vgl. auch Hirte/Heinrich (2010), Rdn. 67f. 6 Vgl. Amtsblatt der Europäischen Union ABl. 2003/C 45 E, S. 2f.


Hintergrund der in praxi heterogenen Umsetzung zu einer Veränderung des

Marktes für Unternehmenskontrolle innerhalb der EU geführt hat.7 Im interna-

tionalen Vergleich stellt die US-amerikanische business judgement rule zudem

eine Alternative zu der von dem europäischen Parlament angestrebten Neutrali-

tätspflicht dar. So räumen die relevanten Regelungen auf Ebene der US-

amerikanischen Bundesstaaten dem Management implizit weitreichende Ver-

teidigungs- und Verhinderungsrechte ein.8 Trotz dieses eher protektionistischen

Rechtsrahmens weist der Markt für Unternehmenskontrolle in den USA welt-

weit das höchste Transaktionsvolumen auf.9

Ziel des vorliegenden Aufsatzes ist es, unter Berücksichtigung des regulatori-

schen Rahmens, neue Erkenntnisse über den Einsatz von Abwehrmaßnahmen

gegenüber feindlichen Übernahmeversuchen und deren Auswirkungen zu lie-

fern. Dabei wird zunächst auf die Regulierung in der EU und den USA einge-

gangen. Im Anschluss daran werden ausgewählte präventive und reaktive Ab-

wehrmaßnahmen vorgestellt. Durch eine deskriptive Analyse feindlicher Über-

nahmeangebote in der EU und den USA im Zeitraum von 2000 bis 2013 sollen

schließlich Unterschiede auf dem Markt für Unternehmenskontrolle zwischen

den beiden Jurisdiktionen aufgedeckt werden. Zudem werden die Auswirkun-

gen der ÜRL auf feindliche Übernahmeversuche europäischer Zielgesellschaf-

ten deskriptiv analysiert. Im Fokus der Untersuchung stehen dabei die zum

Einsatz gekommenen Abwehrmaßnahmen, die Erfolgswahrscheinlichkeit von

feindlichen Übernahmeangeboten, die Übernahmeprämien sowie die Erzielung

von Angebotsverbesserungen.

7 Vgl. hierzu Fuchs (2006), S. 111f.; Seibt/Heiser (2005), S. 201. Die Meinungen bzgl.

der ÜRL sind daher in der Literatur zumeist kritisch, vgl. u.a. Edwards (2004),

S. 416ff.; Hirte (2005), S. 1ff. 8 Vgl. Ferrarini/Miller (2009), S. 304ff.; Strotmann (1994), S. 63.

9 So wurden im Jahr 2013 in den USA Transaktionen im Wert von 1.037,8 Mrd. USD

angekündigt. Im Verhältnis zu dem vergleichbaren weltweiten Transaktionsvolumen

von 2.393,3 Mrd. USD bedeutet dies einen Anteil von 43,36%. Vgl. Thomson Reuters

(2014), M&A Financial Advisory Review Full Year 2013, S. 2, abrufbar unter:

http://dmi.thomsonreuters.com/Content/Files/4Q2013_Global_MandA_Financial_Advis

ory_Review.pdf (abgerufen am 24.03.2014).


2 Regulatorischer Hintergrund

2.1 Neutralitätspflicht im Rahmen der europäischen Übernahmerichtlinie

Die relevanten Rechtsvorschriften hinsichtlich Abwehrmaßnahmen gegen

feindliche Übernahmeangebote finden sich in Artikel 9 bis 12 der ÜRL.10

In

Anlehnung an den britischen city code for mergers & acquisitions statuiert Art.

9 ÜRL die strenge Neutralitätspflicht der Unternehmensleitung im Sinne eines

Vereitelungs- bzw. Verhinderungsverbots. Auf diese Weise sollen die Gleich-

behandlung und der Schutz der Aktionäre vor reaktiven Abwehrmaßnahmen

sichergestellt werden, die der Verfolgung der Interessen des Managements die-

nen. Konkret muss die Unternehmensleitung der Zielgesellschaft die Ermächti-

gung der Hauptversammlung (HV) einholen, um entsprechende Abwehrmaß-

nahmen zu ergreifen. Hiervon ausgenommen sind jedoch die Suche nach einem

konkurrierenden Bieter (white knight), Tätigkeiten im normalen Geschäftsver-

lauf des Unternehmens sowie Maßnahmen, die auf bereits getroffenen Ent-

scheidungen beruhen.11

Da die Anteilseigner die Unternehmensleitung mit der

Ergreifung von Abwehrmaßnahmen beauftragen können, kommt ihnen schließ-

lich die alleinige Entscheidungsgewalt im Falle eines feindlichen Übernahme-

angebots zu.12

Durch die Neutralitätspflicht soll somit die Erfolgswahrschein-

lichkeit von Übernahmeangeboten erhöht und eine Stimulierung des europäi-

schen Übernahmemarktes erreicht werden.13

Art. 11 ÜRL regelt zudem, dass in der Satzung der Zielgesellschaft festgelegte

präventive Abwehrmaßnahmen durch die sog. Durchgriffs- bzw. Durchbre-

chungsregel außer Kraft gesetzt werden können. Gemäß Art. 11 Abs. 2 ÜRL

verlieren dabei satzungsmäßige Beschränkungen zur Übertragung von Aktien

während der Annahmefrist ihre Gültigkeit. Des Weiteren werden gemäß Art.

10

Im Folgenden wird dabei nicht auf die Regelungen des Artikels 10 eingegangen, da

hiervon lediglich Offenlegungspflichten berührt werden. 11

Vgl. Kindler/Horstmann (2004), S. 868; Richtlinie 2004/25/EG, Art. 9, Abs. 2-3. Als

Beispiel hierfür sind Kapitalmaßnahmen zu nennen, die bereits vor der Veröffentli-

chung eines feindlichen Angebots durch die HV genehmigt wurden. Kritisch wird zu-

dem gesehen, dass die Regelung das Management dazu bewegen könnte, sich Abwehr-

maßnahmen bereits vor dem Vorliegen tatsächlicher feindlicher Übernahmeangebote

durch die HV genehmigen zu lassen. Vgl. Arlen/Talley (2003), S. 605ff. 12

Vgl. Hirte/Heinrich (2010), Rdn. 68e; Ventoruzzo (2006), S. 208ff. 13

Vgl. Amtsblatt der Europäischen Union ABl. 2004/L 142, S. 13f.


11 Abs. 3 ÜRL etwaige Stimmrechtsbeschränkungen14

, die im Rahmen der

Abstimmung über Abwehrmaßnahmen auf der HV von Bedeutung sind, vo-

rübergehend ausgesetzt. Außerdem sieht Art. 11 Abs. 4 ÜRL vor, dass die bei-

den vorab genannten Beschränkungen sowie weitere außerordentliche Ernen-

nungs- oder Abberufungsrechte der Aktionäre keine Anwendung auf der ersten

HV nach Angebotsschluss finden, wenn der Bieter gleichzeitig über 75% des

stimmberechtigten Kapitals verfügt.15

In Art. 12 ÜRL werden die obigen Regelungen insofern beschränkt, als dass sie

lediglich optional von den Mitgliedsstaaten umzusetzen sind.16

Ein zweistufi-

ges Modell ermöglicht demnach eine Befreiung von der strengen Neutralitäts-

pflicht (Art. 9 Abs. 2-3 ÜRL) und/oder der Durchbrechungsregel (Art. 11

ÜRL) in Form sog. Opting-Out-Klauseln.17

Außerdem ist in Art. 12 Abs. 3

ÜRL eine ebenfalls optionale Reziprozitätsregel kodifiziert, die eine Durchbre-

chung der Neutralitätspflicht dann erlaubt, wenn Bieter- und Zielgesellschaft

aus Mitgliedstaaten stammen, die das entsprechende Wahlrecht unterschiedlich

wahrgenommen haben.18

Die Ausübung der Wahlrechte hinsichtlich der Neut-

ralitätspflicht und Reziprozitätsregel determiniert somit den Grad der Öffnung

des Marktes für Unternehmenskontrolle in den einzelnen Mitgliedsstaaten. Die

potenzielle Entscheidungsvielfalt der Mitgliedstaaten steht der Schaffung eines

europäischen level playing field entgegen. Tabelle 1 gibt einen Überblick über

die Umsetzung der angesprochenen Regelungen durch die Mitgliedstaaten.

14

Hierzu zählen bspw. sog. dual-class-shares, bei denen u.U. vom Grundsatz one-share-

one-vote abgewichen wird. 15

Vgl. hierzu ausführlich Hirte/Heinrich (2010), Rdn. 68e-g; Seibt/Heiser (2005), S.

224ff. Grundsätzlich gilt daher das sog. one-share-one-vote Prinzip, vgl. Krause (2004),

S. 115. Davon weiterhin unberührt bleiben jedoch etwa goldene Aktien (engl. Golden

Shares), vgl. Kindler/Horstmann, (2004), S. 868ff. 16

Vgl. Picot (2012), S. 402. 17

Vgl. Art.12, Abs. 1 ÜRL. Den in Mitgliedsstaaten ansässigen Gesellschaften, die sich

gegen eine Optierung der strengeren Regelungen entschieden haben, steht es jedoch zu,

sich durch ein opting-in freiwillig per Beschluss der HV gem. Art.12 Abs. 2 ÜRL den

strengeren europäischen Vorgaben zu unterwerfen. 18

Vgl. hierzu u.a. Grundmann (2005), S. 127f.; Kersting (2007), S. 528ff.


Tabelle 1-IV: Umsetzung der Übernahmerichtlinie in den EU-Mitgliedstaaten vor dem

Hintergrund der Verhinderung von Abwehrmaßnahmen

Neutralitätspflicht Durchbrechungsregel Reziprozität

Belgien Nein Nein Ja

Bulgarien Ja Ja Nein

Dänemark Nein Nein Ja

Deutschland Nein Nein Ja

Estland Ja Ja Nein

Finnland Ja Nein Nein

Frankreich Ja Nein Ja

Griechenland Ja Nein Ja

Großbritannien Ja Nein Nein

Irland Ja Nein Nein

Italien Nein Nein Ja

Lettland Ja Ja Nein

Litauen Ja Ja Nein

Luxemburg Nein Nein Ja

Malta Ja Nein Nein

Niederlande Nein Nein Ja

Österreich Ja Nein Nein

Polen Nein Nein Ja

Portugal Ja Nein Ja

Rumänien Ja Nein Nein

Schweden Ja Nein Nein

Slowakei Ja Nein Nein

Slowenien Ja Nein Ja

Spanien Ja Nein Ja

Tschechische Republik Ja Nein Nein

Ungarn Ja Nein Ja

Zypern Ja Nein Nein

Umsetzung insgesamt 20 4 13


Nach der Umsetzung der ÜRL ist die Neutralitätspflicht des Managements in

20 der 27 EU-Mitgliedstaaten gesetzlich verankert. Von diesen haben jedoch

fünf für die Anwendung der Reziprozitätsregel optiert. Es zeigt sich demnach,

dass die Neutralitätspflicht nach der Umsetzung der ÜRL zwar in dem Großteil

der Mitgliedstaaten gesetzlich verankert ist, jedoch ggf. durch die Reziprozi-

tätsregel außer Kraft gesetzt wird. Zudem existierte bereits vor der Umsetzung

der ÜRL eine Neutralitätspflicht in 14 der Mitgliedstaaten. Es ist demnach

fraglich, ob die Übernahmerichtlinie im Zusammenhang mit der Neutralitäts-

pflicht die gewünschte Wirkung entfalten und zu einer Stimulierung des Über-

nahmemarktes beitragen kann. Des Weiteren werden durch die weite Verbrei-

tung der Reziprozitätsregel cross-border Transaktionen unter Umständen er-

schwert. Die Umsetzung der Durchbrechungsregel in lediglich drei Mitglied-

staaten zeigt zudem, dass satzungsmäßig festgelegte präventive Abwehrmaß-

nahmen größtenteils weiterhin zum Einsatz kommen können.19

2.2 Business judgement rule im US-amerikanischen Übernahmerecht

Das amerikanische Übernahmerecht ist geprägt von Regelungen und Gerichts-

entscheiden auf bundes- und einzelstaatlicher Ebene. Dabei werden Abwehr-

maßnahmen gegen feindliche Übernahmeversuche primär durch das state cor-

poration law und sog. state anti-takeover statutes der Einzelstaaten reguliert.20

Im Gegensatz zum federal law hat sich insb. durch die anti-takeover statutes

eine Vielzahl von übernahmeerschwerenden Gesetzen etabliert. Aufgrund wie-

derholter Regelungsänderungen werden in der Literatur anti-takeover Gesetze

der ersten, zweiten und dritten Generation unterschieden.21

Während die an-

fänglichen Statuten in den 70er- und 80er Jahren lediglich geringfügig über die

Bestimmungen des federal law hinausgingen, entfernten sich vor allem die

Gesetze der zweiten und dritten Generation zunehmend von den bundesstaatli-

chen Regelungen und zielten einzig auf den Schutz der heimischen Unterneh-

19

Die obige Auswertung basiert auf dem Takeover Bids Directive Assessment Report,

online abrufbar unter:

http://ec.europa.eu/internal_market/company/docs/takeoverbids/study/study_en.pdf. 20

Vgl. Ferrarini/Miller (2009), S. 304ff.; Rosenzweig (2007), S. 228. 21

Vgl. Hazen (1988), S. 77ff.; Ventoruzzo (2006), S. 188ff.


men vor feindlichen Übernahmen ab.22

Im Hinblick auf das corporation law

sind die Regelungen des US-Staates Delaware von besonderer Bedeutung für

die Beurteilung der Zulässigkeit von Verteidigungshandlungen des Manage-

ments.23

Demnach kommt grundsätzlich nicht den Anteilseignern, sondern dem

board of directors die alleinige Entscheidungsbefugnis über die Annahme oder

Abwehr eines Angebots zu (8 Delaware Code § 141(a)).24

Über die sog. busi-

ness judgement rule werden den Leitungs- und Verwaltungsorganen weitrei-

chende Ermessenspielräume im Hinblick auf die Zulässigkeit von Verteidi-

gungsmaßnahmen gewährt, da die Beweislast hinsichtlich der Unzulässigkeit

der ergriffenen Maßnahmen grundsätzlich bei etwaigen Klägern liegt. Die bu-

siness judgement rule wurde vom Delaware Supreme Court mit den Unocal-,

Revlon- und Blasius-Entscheidungen weiter konkretisiert.25

Im Rahmen der

Unocal-Entscheidung wurde festgelegt, dass die business judgement rule erst

Anwendung findet, nachdem das board der Zielgesellschaft nachgewiesen hat,

dass von einem Übernahmeangebot eine konkrete Gefahr für die Gesellschaft

ausgeht. Zudem müssen etwaige Abwehrmaßnahmen in einem angemessenen

Verhältnis zu dieser Gefahr stehen. Eine entsprechende Beweislast liegt somit

zunächst auf Seiten des boards der Zielgesellschaft, bevor die business judg-

ment rule Anwendung findet. Gem. des Revlon-Standards ist von Abwehrmaß-

nahmen auch dann abzusehen, wenn der Verkauf der Zielgesellschaft bereits

beschlossen ist. In diesem Fall ist das Management der Zielgesellschaft ggü.

seinen Aktionären dazu verpflichtet, den Verkaufspreis zu maximieren. Dem

board obliegt also lediglich die Auswahl des aus Sicht der Aktionäre besten

Angebots.26

Schließlich sind gem. dem Blasius-Standard auch solche Maß-

nahmen des board für nichtig zu erklären, die die Stimmrechte der Anteilseig-

22

Vgl. Strotmann (1994), S. 43ff.; Zwecker (2012), S. 237ff. 23

In Delaware sind fast zwei Drittel der weltweit umsatzstärksten Unternehmen (Fortune

500) ansässig, vgl. State of Delaware, online abrufbar unter:

http://corp.delaware.gov/aboutagency.shtml. Daneben haben Unternehmen hier weitrei-

chende Spielräume bei der Abwehr feindlicher Angebote, vgl. hierzu Forstinger (2002),

S. 17f.; Rosenzweig (2007), S. 228f. 24

Vgl. Armour/Skeel (2007), S. 54. 25

Vgl. Hopt (2000), S. 1370f.; Zwecker (2012), S. 240f. 26

Vgl. Denzel (2005), S. 89.


ner beschränken.27

In der Praxis zeigt sich jedoch, dass es trotz dieser Ein-

schränkungen grundsätzlich möglich ist, Abwehrmaßnahmen gegen feindliche

Übernahmeangebote zu ergreifen.28

3 Abwehrmaßnahmen gegen feindliche Übernahmeversuche

3.1 Präventive Abwehrmaßnahmen

Präventive Abwehrmaßnahmen werden bereits im Vorfeld eines feindlichen

Angebots, d.h. ohne Vorliegen einer konkreten Bedrohung durch einen feindli-

chen Bieter, ergriffen. Ein Großteil dieser Maßnahmen ist zudem durch einen

Eingriff in die Satzung der Gesellschaft charakterisiert (sog. shark repellents).29

Im Folgenden sollen exemplarisch einige präventive Abwehrmaßnahmen vor-

gestellt werden (siehe Tabelle 2).

Tabelle 2-IV: Übersicht ausgewählter präventiver Abwehrmaßnahmen

Durch wechselseitige Beteiligungen kann die Aktionärsstruktur in gewissem

Ausmaß gesteuert und somit Kontrolle über die Anteile der eigenen Gesell-

schaft erreicht werden, sofern die gekreuzten Beteiligungen mit einem freund-

lich gesinnten Unternehmen erfolgen. Durch die auf diesem Wege ebenfalls

27

Eine ausführliche Beschreibung der Standards findet sich u.a. in

Armour/Jacobs/Milhaupt (2010), S. 24ff.; Zwecker (2012), S. 240f. 28

So bestätigten Gerichte in Delaware bspw. die Rechtmäßigkeit von Poison Pills oder

Staggered Boards, vgl. Ventoruzzo (2006), S. 187f.; Zwecker (2012), S. 238f. 29

Vgl. Gaughan (2011), S. 185; Rudolph (2006), S. 496; Schanz (2007), S. 929f.

Abwehrmaßnahme Art der Taktik

Golden Parachutes Shark Repellents

Golden Shares Veto-Stimmrecht

Poison Pill / Shareholder rights plan Shark Repellents

Staggered Board Shark Repellents

Super Majority Klauseln Shark Repellents

Vorzugsaktien / Dual Capitalization Stimmrechtbeschränkung

Wechselseitige Beteiligungen Verbündung


erreichte Reduktion des Streubesitzes wird einem feindlichen Bieter folglich

der Erwerb einer Anteilsmehrheit erschwert.30

Des Weiteren eignen sich Stimmrechtsmodifikationen sowie die Beschränkung

der Übertragbarkeit von Aktien zur Abwehr feindlicher Übernahmeangebote.

Hierzu zählen sog. Golden Shares, die staatliche Kontroll- und Vetorechte kon-

stituieren und somit gezielt zur Verhinderung feindlicher Übernahmen einge-

setzt werden können.31

Über die Emission stimmrechtsloser Aktien kann die

Gesellschaft die Eigenkapitalbasis stärken und dabei auf die Ausgabe neuer

Stimmrechte, die zu einem möglichen Kontrollverlust über das Unternehmen in

der HV führen könnten, verzichten.32

shark repellents, wie bspw. poison pills

bzw. shareholder rights plans, ermöglichen allen Anteilseignern – mit Aus-

nahme des feindlichen Bieters – Aktien im Falle eines vordefinierten Ereignis-

ses (insb. eines feindlichen Übernahmeangebots) zu einem signifikant vergüns-

tigten Kurs zu erwerben und somit den Anteil des Angreifers zu verwässern.33

staggered boards, d.h. gestaffelte Amtszeiten der Mitglieder der Verwaltungs-

und Leitungsorgane, verhindern den gleichzeitigen Austausch mehrerer Mit-

glieder der entsprechenden Organe im Zuge eines Wahlvorgangs.34

Golden

parachutes garantieren dem Management im Falle einer möglichen Abberufung

durch den feindlichen Bieter beträchtliche Abfindungen und erhöhen somit die

Kosten der Transaktion für den Bieter.35

Supermajority provisions können

ebenfalls in der Satzung der Gesellschaft festgelegt werden und bspw. im Falle

einer feindlichen Übernahme eine Zustimmung der HV von mehr als 50% vor-

sehen.36

3.2 Reaktive Abwehrmaßnahmen

Von den oben beschriebenen präventiven Abwehrmaßnahmen sind reaktive

abzugrenzen, welche aufgrund eines bereits bestehenden feindlichen Übernah-

30

Vgl. Schanz (2007), S. 931; Schlitt/Ries (2011), Rdn. 105. 31

Vgl. Ehrhardt/Tiedemann (2005), S. 367f.; Gaughan (2011), S. 205f. 32

Vgl. Schuster (2003), S. 184ff. 33

Bzgl. der verschiedenen Ausprägungen und der Bedeutung von Poison Pills vgl. De

Pamphilies, (2008), S. 110ff.; Heron/Lie (2006), S. 1783ff.; Moeller/Brady (2007),

S. 129f. 34

Vgl. De Pamphilies (2008), S. 114f.; Gaughan (2011), S. 198ff. 35

Vgl. De Pamphilies (2008), S. 118; Moeller/Brady (2007), S. 131. 36

Zumeist liegen diese sogar bei 65% bis 90%, vgl. Gaughan (2011), S. 200.


meangebotes ergriffen werden.37

Im Folgenden wird ein kurzer Überblick über

ausgewählte reaktive Abwehrmaßnahmen gegeben (siehe Tabelle 3).

Tabelle 3- IV: Übersicht ausgewählter reaktiver Abwehrmaßnahmen

Im Rahmen der sog. just say no defence kann sich das Management der Zielge-

sellschaft auf das Recht berufen, ein feindliches Übernahmeangebot allein auf-

grund dessen Inadäquatheit abzulehnen.38

Um feindliche Transaktionen zu ver-

zögern, ist es insb. in den USA üblich, zur Abwehr des feindlichen Bieters ei-

nen Rechtsstreit (litigation) zu führen und die Transaktion somit zu verteuern

oder sogar zu verhindern.39

Darüber hinaus können Kapitalmaßnahmen als

Verteidigungstaktik eingesetzt werden. Kapitalerhöhungen führen bspw. zu

einer Verwässerung des Anteils des feindlichen Bieters sowie potenziell zu

einer unterstützenden Block-Beteiligung durch einen befreundeten Dritten

37

Vgl. Arnold/Wenninger (2010), S. 84; Rudolph (2006), S. 496. 38

Vgl. Moeller/Brady (2007), S. 136. 39

Vgl. Gaughan (2011), S. 236ff.; Moeller/Brady (2007), S. 138f.

Abwehrmaßnahme Art der Taktik

Crown Jewels Auflösung

Greenmailing Gegenangriff

Just say no Verzögerung

Kapitalerhöhung Kapitalmaßnahme

Litigation Verzögerung

Pac-Man Gegenangriff

Rückkauf eigener Aktien Kapitalmaßnahme

Safe Harbour Verbündung

Scorched Earth / Corporate Suicide Auflösung

Sonderdividende Kapitalmaßnahme

White Knight / Squire Verbündung


(White Squire).40

Durch die Zahlung von Sonderdividenden kann überschüssi-

ge Liquidität reduziert werden. Gleichzeitig erhalten die Aktionäre durch diese

Barzahlung einen Anreiz, von einer Veräußerung ihrer Anteile an den feindli-

chen Bieter abzusehen.41

Ähnliche Ziele werden durch den Rückkauf eigener

Aktien verfolgt. Dieser führt neben einer Verknappung der Anzahl am Markt

verfügbarer Aktien u.U. auch zu einem steigenden Aktienkurs und somit zu

einer sinkenden Attraktivität des feindlichen Angebots.42

Die Suche nach einem white knight erweist sich oftmals als letzte Option vor

dem möglichen Erfolg eines feindlichen Bieters. Indem ein freundliches und

den bisherigen Offerten überlegenes Angebot an die Aktionäre der Zielgesell-

schaft gerichtet und der Angreifer somit verdrängt wird.43

Im Rahmen der sog.

safe harbour defence wird bspw. ein Unternehmen aus einem staatlich regulier-

ten Bereich erworben und somit die Attraktivität der eigenen Gesellschaft re-

duziert.44

Durch Verhinderungs- und Gegenangriffstaktiken kann die Transak-

tion evtl. unterbunden werden indem dem Angreifer eine Prämie auf die von

ihm gehaltenen eigenen Anteile angeboten wird (sog. greenmailing). Im Ge-

genzug muss sich dieser mittels eines sog. Standstill Agreements verpflichten,

zukünftig von einer feindlichen Übernahme abzusehen.45

Bei der pac man de-

fence wird versucht, die feindliche Übernahme durch ein Gegenangebot der

Zielgesellschaft an die Aktionäre des Bieters abzuwehren.46

Als radikalste Ab-

wehrmaßnahmen können schließlich Verkaufs- und Auflösungstaktiken die-

nen, wobei gefährdete Unternehmen bspw. die Veräußerung von lukrativen

Unternehmensteilen (crown jewels) beschließen und somit das Motiv des

40

Eine Effektivität ist insb. gegeben, wenn ein Ausschluss des Bezugsrechts des feindli-

chen Bieters erwirkt werden kann, vgl. Schanz (2007), S. 931; Schlitt/Ries (2011), Rdn.

82ff. 41

Vgl. Becker (2001), S. 285. 42

Vgl. Schanz (2007), S. 931; Schlitt/Ries (2011), Rdn. 90ff. 43

Vgl. Moeller/Brady (2010), S. 252. 44

Beispielhaft sei an dieser Stelle auf die Übernahme von Pulawy durch Azoty Tarnów

verwiesen. 45

Vgl. De Pamphilies (2008), S. 118ff.; Gaughan (2011), S. 207ff. 46

Die Begrifflichkeit ist an ein bekanntes Videospiel angelehnt, vgl. hierzu

Arnold/Wenninger (2010), S. 88; Schlitt/Ries (2011), Rdn. 106ff. Beispielhaft sei auf

die Überlegungen von Rio Tinto im Übernahmekampf gegen BHP Billiton verwiesen,

vgl. The Wall Street Journal, online abrufbar unter:

http://online.wsj.com/article/SB119515005104594432.html (abgerufen am 21.10.2015).


Übernahmeangebots mindern.47

Im Rahmen der sog. scorched earth defence,

wird eine teilweise oder vollständige Liquidation der Zielgesellschaft ange-

strebt. Die Sinnhaftigkeit einer derartigen Taktik erscheint aufgrund der Gefahr

einer signifikanten Wertminderung für die Aktionäre der Zielgesellschaft durch

den corporate suicide der Gesellschaft jedoch fraglich.48

4 Deskriptive Analyse

4.1 Methodik und Daten

Die Auswirkungen von Abwehrmaßnahmen im Hinblick auf die Erfolgswahr-

scheinlichkeit von feindlichen Übernahmeangeboten, die Übernahmeprämien

sowie die Erzielung von Angebotsverbesserungen werden im Folgenden de-

skriptiv untersucht.

Dabei basiert das gewählte Sample auf zwischen dem 01.01.2000 und

31.12.2013 in den USA und der EU angekündigten öffentlichen Übernahme-

angeboten, die seitens des Managements der Zielgesellschaft als feindlich ein-

gestuft wurden. Mit der Fokussierung auf die USA und die EU wird einerseits

der großen Bedeutung der beiden Regionen im Rahmen von M&A-

Transaktionen Rechnung getragen. Andererseits wird eine vergleichende Ge-

genüberstellung zweier gegensätzlicher Rechtsauffassungen hinsichtlich feind-

licher Übernahmen ermöglicht. Da die Neutralitätspflicht in Großbritannien

bereits seit 1968 durch den city code for mergers & acquisitions Anwendung

findet und die entsprechenden Regelungen als Vorbild für die ÜRL dienten,

wird im Rahmen der Analyse zudem explizit auf feindliche Übernahmeangebo-

te britischer Zielgesellschaften eingegangen. Darüber hinaus wird durch den

gewählten Zeitraum sichergestellt, dass sowohl Angebote vor bzw. nach der

Umsetzung der ÜRL Eingang in die Analyse finden als auch eine ausreichend

hohe Anzahl an feindlichen Übernahmeangeboten zur Verfügung steht. Der

Datensatz wurde auf Basis einer Abfrage der Datenbank Thomson ONE Analy-

tics generiert und beläuft sich auf insgesamt 180 feindliche Übernahmeangebo-

te.

47

Vgl. Denzel (2005), S. 71f.; Schlitt/Ries (2011), Rdn. 97ff. 48

Vgl. Denzel (2005), S. 74; Vater (2002), S. 12; Weisner (2000), S. 45.


Um die Genauigkeit und die Aussagekraft der abgerufenen Daten zu erhöhen,

wurden diese unter Rückgriff auf Nachrichtenarchive und staatliche Datenban-

ken49

plausibilisiert und ggf. ergänzt.50

Hinsichtlich der zur Berechnung der

finanziellen Unternehmenscharakteristika benötigten Kapitalmarktdaten51

wur-

de auf Datastream zurückgegriffen.

4.2 Häufigkeit feindlicher Übernahmeangebote

Einleitend werden die Häufigkeitsverteilungen feindlicher Übernahmeangebote

ausgewertet, um einen Eindruck bzgl. der Zusammensetzung des Datensamples

zu erhalten. Die Entwicklung der Anzahl feindlicher Angebote sowie die Ent-

wicklung des (jährlichen) Transaktionsvolumens im Zeitverlauf können Abb. 1

entnommen werden. Dabei wird zunächst deutlich, dass sowohl die Häufigkeit

als auch insb. das jährliche Transaktionsvolumen feindlicher Angebote den

typischen zyklischen Schwankungen des Marktes für Unternehmenskontrolle

unterliegt. Grundsätzlich ist jedoch auch erkennbar, dass beide Zeitreihen über

den Gesamtzeitraum eine rückläufige Tendenz aufweisen. Während sich die

Anzahl feindlicher Übernahmeangebote im ersten Jahr des Untersuchungszeit-

raums (2000) mit 26 Offerten noch auf einem sehr hohen Niveau befand, wa-

ren in den Folgejahren zunehmend weniger feindliche Übernahmeangebote zu

verzeichnen. Im Jahr 2013 konnte schließlich keine Übernahme in den USA

bzw. der EU identifiziert werden, die von Seiten des Managements der Zielge-

sellschaft explizit abgelehnt wurde.

49

Hierzu zählt primär das amerikanische Electronic Data-Gathering, Analysis and Ret-

rieval (EDGAR). 50

Diese umfassen Informationen über die ergriffenen Abwehrmaßnahmen, die Angebots-

konditionen, den Angebotsausgang und eine etwaige Beteiligung weiterer Bieter. 51

Hierzu zählen die relevanten Aktien- und Wechselkurse.


Abbildung 1-IV: Zeitliche Verteilung feindlicher Übernahmeangebote

Im Gegensatz hierzu ist jedoch auffällig, dass sich das jährliche Transaktions-

volumen bis zum Jahr 2007 gegenläufig zur Transaktionsanzahl entwickelt hat.

So umfasste das Volumen im Jahr 2000 noch ca. 50 Mrd. USD, während im

Jahr 2007 der Höchstwert von nahezu 300 Mrd. USD erreicht wurde. Der

durch die weltweite Wirtschafts- und Finanzkrise bedingte Einbruch des

M&A-Marktes in den Jahren nach 2007 spiegelt sich ebenfalls deutlich im

Transaktionsvolumen wider. So ist ein Rückgang von 2007 auf 2008 von nahe-

zu 90% zu verzeichnen. Dabei lag das durchschnittliche Transaktionsvolumen

je feindlicher Übernahme52

im gesamten Zeitraum bei 4,86 Mrd. USD. Dem-

gegenüber wurden in den Jahren 2004 und 2007, in denen ein deutlicher Rück-

gang der Anzahl feindlicher Angebote zu beobachten ist, mit 16,49 bzw. 24,58

Mrd. USD Höchstwerte bezogen auf das durchschnittliche Transaktionsvolu-

men erreicht. Schließlich hat sich in den vergangenen Jahren nicht nur die An-

zahl feindlicher Angebote deutlich reduziert, vielmehr liegt auch das Transak-

tionsvolumen der einzelnen Offerten auf einem verhältnismäßig geringen Ni-

veau.

Die Verteilung der untersuchten feindlichen Angebote auf die Jurisdiktionen

USA und EU kann Tabelle 4 entnommen werden. Dabei entfallen von den ins-

52

Das durchschnittliche Transaktionsvolumen je feindlicher Übernahme ergibt sich als

Quotient von jährlichem Transaktionsvolumen und der entsprechenden Anzahl feindli-

cher Übernahmeangebote im selben Jahr.

0

50

100

150

200

250

300

350

0

5

10

15

20

25

30

Tra

nsa

kti

on

svo

lum

en f

ein

dli

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An

geb

ote

(in

Mrd

. U

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fein

dlu

cher

An

geb

ote

Anzahl feindlicher Übernahmen Transaktionsvolumen (in Mrd. US-$)


gesamt 180 analysierten feindlichen Angeboten 72 auf Zielgesellschaften mit

Sitz in den USA sowie 108 mit Sitz in der EU.

Tabelle 4- IV: Verteilung feindlicher Angebote nach Jurisdiktion

Der US-Markt umfasst mit 265,68 Mrd. USD ca. 30% des im Rahmen feindli-

cher Übernahmeangebote erzielten Transaktionsvolumens. Vor dem Hinter-

grund des als abwehrfreundlich einzustufenden Rechtsrahmens entfallen mit

40% der feindlichen Offerten verhältnismäßig viele Angebote auf die USA. Es

erscheint daher fraglich, inwiefern eine protektionistische Jurisdiktion in praxi

einen hemmenden Einfluss auf feindliche Übernahmeangebote hat. Demge-

genüber lassen sich 108 feindliche Offerten bzw. 60% der gesamten feindli-

chen Angebote für europäische Zielgesellschaften beobachten. Insgesamt um-

fassen diese 609,61 Mrd. USD und machen damit ca. 70% des gesamten

Transaktionsvolumens aus. Die – aufgrund der historischen Verankerung einer

strengen Neutralitätspflicht – besondere Bedeutung Großbritanniens für den

Markt für Unternehmenskontrolle (vgl. Kapitel 2) wird ebenfalls deutlich. So

entfallen auf das als abwehrfeindlich zu charakterisierende Großbritannien 51

und damit nahezu die Hälfte aller feindlichen Angebote innerhalb der EU. Das

zugehörige Transaktionsvolumen beträgt dabei ca. 267 Mrd. USD.

Jurisdiktion Anzahl feindlicher

Angebote

Transaktionsvolumen

absolut relativ in Mrd. USD relativ Ø in Mrd. USD

USA 72 40,00% 265,58 30,35% 3,69

EU 108 60,00% 609,61 69,65% 5,65

davon UK 51 28,33% 266,99 30,51% 5,24

Summe 180 100,00% 875,18 100,00% 4,86


Tabelle 5- IV: Verteilung feindlicher Angebote nach Branche

Hinsichtlich der Verteilung der feindlichen Angebote auf die verschiedenen

Branchen (Tabelle 5) lässt sich feststellen, dass insb. Industrieunternehmen

sowie im Dienstleistungssektor tätige Unternehmen (Consumer Services und

Financials) in mehr als der Hälfte der Fälle im Fokus feindlicher Angriffe ste-

hen. Demgegenüber sind Unternehmen, die sich größtenteils stark regulierten

Industrien wie Versorgung (Utilities), Öl/Gas (Oil & Gas) und Telekommuni-

kation (Telecommunications) zuordnen lassen, lediglich in ca. 9% der Fälle

Ziel eines feindlichen Übernahmeangebots. Dies könnte womöglich teilweise

auf nationalstaatlichen Protektionismus zurückzuführen sein.53

Vor dem Hin-

tergrund eines potenziellen Kontrollverlusts in Schlüsselindustrien könnten

dabei insb. strategische und sicherheitspolitische Motive eine Rolle spielen.54

53

An dieser Stelle sei beispielhaft auf die gescheiterte Übernahmeofferte des deutschen

Versorgers E.ON für den spanischen Konkurrenten Endesa im Jahre 2006 verwiesen.

Um die Sicherstellung der spanischen Versorgung weiter durch ein nationales Unter-

nehmen kontrollieren zu können, lehnte die spanische Regierung im Zuge einer Aus-

weitung ihrer Gesetzgebungskompetenz selbst ein dreifach nachgebessertes Angebot

von E.ON vorerst ab, vgl. Dohmen (2006), S. 92ff.; manager magazin. Online abrufbar

unter: http://www.manager-magazin.de/unternehmen/artikel/a-475396.html (abgerufen

am 21.10.2015). 54

Vgl. Wruuck (2006), S. 3; Wuermeling (2006), S. 318.

Branche

Anzahl feindlicher

Angebote Transaktionsvolumen


Basic Materials 18 10,00% 182,39 20,84% 10,13

Consumer Goods 16 8,89% 41,21 4,71% 2,56

Consumer Services 37 20,56% 127,24 14,54% 3,44

Financials 31 17,22% 178,53 20,40% 5,76

Healthcare 19 10,56% 90,23 10,31% 4,75

Industrials 28 15,56% 82,16 9,39% 2,93

Oil & Gas 5 2,78% 32,59 3,72% 6,52

Technology 15 8,33% 15,86 1,81% 1,06

Telecommunications 6 3,33% 20,34 2,32% 3,39

Utilities 5 2,78% 104,63 11,96% 20,93

Summe 180 100,00% 875,18 100,00% 4,86


Tabelle 6- IV: Ausgewählte Charakteristika feindlicher Angebote

In Tabelle 6 werden darüber hinaus weitere ausgewählte Charakteristika feind-

licher Übernahmeangebote dargestellt. So entfällt im untersuchten Zeitraum

nahezu ein Drittel aller feindlichen Angebote auf grenzüberschreitende Trans-

aktionen (cross-border). An mehr als jedem fünften feindlichen Angebot sind

mehrere Bieter (multiple bidders) beteiligt. Reine Bar-Angebote (all-cash) ma-

chen 73,89% der untersuchten Angebote aus. Gleichzeitig beträgt der Anteil

am gesamten Transaktionsvolumen jedoch nur ca. 35%. Dies könnte darauf

zurückzuführen sein, dass große Transaktionen mit einem höheren Risiko ein-

hergehen, welches durch eine (anteilige) Bezahlung in Aktien zwischen Käufer

und Verkäufer verteilt wird. Zudem gehen große Transaktionen mit einem er-

höhten Finanzierungsbedarf einher, der unter Umständen nur durch eine Be-

zahlung in eigenen Aktien gedeckt werden könnte.

4.3 Einsatz von Abwehrmaßnahmen

Im Folgenden werden die im Zuge der feindlichen Übernahmen zum Einsatz

gekommenen Abwehrmaßnahmen näher untersucht. Wie Tabelle 7 entnommen

werden kann, kam es insgesamt in 42,78% der Fälle zu einer Verteidigung

durch die Zielgesellschaft. Zudem wurden in mehr als jedem fünften Über-

nahmeversuch mehrere Abwehrmaßnahmen eingesetzt.

Anzahl feindlicher

Angebote

Transaktionsvolumen


cross-border 59 32,78% 394,80 45,11% 6,69

davon EU 44 24,44% 337,09 38,51% 7,66

davon USA 15 8,34% 54,71 6,60% 3,65

all-cash 133 73,89% 311,91 35,64% 2,35

davon EU 82 45,56% 192,12 21,95% 2,34

davon USA 51 28,33% 119,79 13,69% 2,35

multiple bidders 39 21,67% 271,36 31,01% 6,96

davon EU 24 13,33% 223,24 25,51% 9,30

davon USA 15 8,34% 48,12 5,50% 3,21


Tabelle 7- IV: Verteidigung ggü. feindlichen Übernahmeangeboten nach Jurisdiktion.

***, ** und * bezeichnen die Signifikanz des Zweistichproben-t-Tests auf

dem 1%-, 5%- und 10%-Niveau unter Berücksichtigung der Bonferroni-

Korrektur

Dabei lassen sich signifikante Unterschiede zwischen den betrachteten Juris-

diktionen feststellen, die sich u.U. auf die unterschiedlichen Rechtsrahmen

bzgl. feindlicher Übernahmen zurückführen lassen. So verteidigten sich die

Zielgesellschaften in den durch protektionistische Regelungen geprägten USA

in ca. 73% der Fälle gegen feindliche Übernahmeangebote, wobei in 40% der

Fälle mehrere Abwehrmaßnahmen zum Einsatz kamen. Dies lässt sich u.U. auf

das im Vergleich zur EU breitere Spektrum an zulässigen Abwehrmaßnahmen

zurückführen. Es scheint somit gängige Praxis zu sein, sich einem feindlichen

Bieter mittels Verteidigungstaktiken zu widersetzen. Demgegenüber setzten

europäische Unternehmen lediglich in ca. 22% der Fälle Abwehrmaßnahmen

für Verteidigungszwecke ein. Dabei wurden in 7% der Fälle mehrere Maß-

nahmen ergriffen. Die historisch verwurzelte strikte Neutralitätspflicht briti-

scher Unternehmen spiegelt sich ebenfalls in der Anzahl der Verteidigungsfälle

wider. So kam es in UK lediglich im Rahmen von 15,69% der beobachteten

feindlichen Übernahmeangebote zum Einsatz von Abwehrmaßnahmen. Mehre-

re Abwehrmaßnahmen wurden lediglich in einem Fall ergriffen.

In Summe verwendeten die betroffenen Zielgesellschaften zur Abwehr der

feindlichen Angebote 107 Verteidigungstaktiken. Die Häufigkeit der einzelnen

Abwehrmaßnahmen kann Abb. 2 entnommen werden.

Jurisdiktion

Anzahl

feindlicher

Angebote

Verteidigungsfälle

gesamt

davon

einfach

davon

mehrfach

absolut relativ absolut relativ absolut relativ

Insgesamt 180 77 42,78% 40 22,22% 37 20,56%

USA 72 53 73,61% 24 33,33% 29 40,28%

EU 108 24 22,22% 16 14,81% 8 7,41%

davon UK 51 8 15,69% 7 13,73% 1 1,96%

USA - EU 51,39%*** 18,52%*** 32,87%***

USA - UK 57,92%*** 19,60%** 38,32%***


Abbildung 2-IV: Häufigkeiten der verwendeten Abwehrmaßnahmen

Demnach zählen insb. der Einsatz von poison pills (36), die Verwendung von

staggered boards (25) sowie die Suche nach einem white knight (15) zu den am

häufigsten verwendeten Abwehrmaßnahmen. 76 der 107 zu beobachtenden

Taktiken (71,03%) entfallen auf diese Maßnahmen. Selten bzw. gar nicht ka-

men die Zahlung von extra dividends (4), die Verwendung von golden para-

chute-Klauseln (3) sowie die oftmals mit gravierenden negativen Konsequen-

zen für die Anteilseigner der Zielgesellschaft einhergehenden safe harbour- (1)

und scorched earth-Taktiken (0) zum Einsatz.55

Der gegenüber Abwehrmaß-

nahmen eher freundliche Rechtsrahmen der USA spiegelt sich auch in der

diesbezüglichen Verteilung wider. Während allein 75 und damit 64,66% der

herangezogenen Abwehrmaßnahmen auf die USA entfallen, wurden lediglich

32 Verteidigungstaktiken von Gesellschaften mit Sitz in der EU ergriffen. Da-

bei ist auffällig, dass US-Gesellschaften vor allem auf sog. shark repellents

(57) zurückgreifen, um den feindlichen Bieter durch Satzungsbeschränkungen

an der feindlichen Übernahme zu hindern. Europäischen Gesellschaften steht

diese Maßnahme hingegen z.T. aufgrund der nationalen Rechtslage nicht zur

Verfügung. Vielmehr nutzen diese indirekt Kapitalmaßnahmen wie bspw. Ak-

tienrückkäufe (6), Kapitalerhöhungen (5) oder die Ausschüttung von Sonderdi-

videnden (3) als Verteidigungsstrategien. Des Weiteren wurde innerhalb der

55

Davidoff (2010) sieht hierin einen Wandel der Verwendung von Abwehrmaßnahmen

weg von aggressiven und wenig populären Taktiken hin zu umgänglichen sog. gentle

defences.

0

5

10

15

20

25

30

35

40

EU

USA


EU oftmals auf die explizit vom Verhinderungsverbot (Artikel 9 Abs. 2 ÜRL)

ausgenommene Suche nach einem white knight (10) zurückgegriffen.

4.4 Erfolgswahrscheinlichkeit

Nachfolgend werden die Auswirkungen von Abwehrmaßnahmen auf den Er-

folg feindlicher Angebote analysiert. Hierbei zeigen sich erneut (statistisch)

signifikante Unterschiede zwischen den verschiedenen Jurisdiktionen (vgl.

Tabelle 8).

Tabelle 8- IV: Erfolgswahrscheinlichkeit feindlicher Angebote. ***, ** und * bezeich-

nen die Signifikanz des Zweistichproben-t-Tests auf dem 1%-, 5%- und

10%-Niveau unter Berücksichtigung der Bonferroni-Korrektur

Dabei liegt die Erfolgswahrscheinlichkeit feindlicher Angebote in den USA

(27,78%) signifikant unterhalb der Erfolgswahrscheinlichkeit feindlicher

Übernahmeangebote in der EU (49,07%). Dies könnte auf die bereits in Ab-

schnitt 4.3 gezeigte erhöhte Verteidigungsbereitschaft US-amerikanischer Ge-

sellschaften, ergo auf die häufigere Verwendung und das breitere Spektrum

potenziell zulässiger Abwehrmaßnahmen, zurückzuführen sein. Ähnliche Un-

terschiede lassen sich bei einem Vergleich der USA mit dem hinsichtlich Ver-

Jurisdiktion

Erfolg

feindlicher Angebote

absolut relativ

Insgesamt 73 40,56%

USA 20 27,78%

EU 53 49,07%

davon UK 24 47,06%

USA - EU -21,29%***

USA - UK -19,28%*


teidigungsmaßnahmen eher restriktiven britischen Markt für Unternehmens-

kontrolle festmachen (47,06%).56

Tabelle 9-IV: Erfolg feindlicher Angebote in Abhängigkeit des Einsatzes von Ab-

wehrmaßnahmen. ***, ** und * bezeichnen die Signifikanz des Zwei-

stichproben-t-Tests auf dem 1%-, 5%- und 10%-Niveau unter Berück-

sichtigung der Bonferroni-Korrektur

Wird darüber hinaus der Einfluss der Abwehrmaßnahmen auf den Erfolg eines

feindlichen Angebots betrachtet, so finden sich Hinweise auf deren Effektivität

(vgl. Tabelle 9). Während es Angreifern bei Übernahmeversuchen, in denen

keine Abwehrmaßnahmen ergriffen wurden. In mehr als der Hälfte aller Fälle

(54,37%) gelang, die Kontrolle über die Zielgesellschaft zu gewinnen, ist die

durchschnittliche Erfolgsquote im Falle einer Verteidigung mit 22,08% signifi-

kant geringer. Demnach scheinen die herangezogenen Verteidigungstaktiken

geeignete Mittel zur Abwehr feindlicher Angebote darzustellen.57

Dieses Er-

gebnis kann ökonomisch auch auf die Ebene der betrachteten Jurisdiktionen

56

Eine weitergehende Analyse hinsichtlich der Unterschiede innerhalb der EU findet sich

in Abschnitt 5. 57

Die vorliegenden Befunde sind damit konsistent zu den Ergebnissen der Studien von

Pound (1987) S. 353ff. und Holmén/Nivorozhkin/Rana (2014), S. 319ff. Während

Pound (1987) insb. signifikante Hinweise auf eine angebotsabschreckende Wirkung von

Abwehrmaßnahmen findet, gelangen Holmén/Nivorozhkin/Rana (2014) zu der Schluss-

folgerung, dass Verteidigungshandlungen in ihrer Gesamtheit signifikant negativ auf

den Übernahmeerfolg des feindlichen Bieters wirken, vgl. Pound (1987), S. 359;

Holmén/Nivorozhkin/Rana (2014), S. 332ff.

Jurisdiktion

Erfolg in Abhängigkeit

der Verteidigung

Defence No Defence Defence –

No Defence absolut relativ absolut relativ

Insgesamt 17 22,08% 56 54,37% -32,29%***

USA 11 20,75% 9 47,36% -26,61%

EU 6 25,00% 47 55,95% -30,95%**

davon UK 1 12,50% 23 53,49% -40,99%

USA - EU -4,25% -8,59%

USA - UK 8,25% -6,13%


übertragen werden.58

So beträgt der entsprechende Unterschied der Erfolgs-

wahrscheinlichkeiten in den USA 26,61%. In der EU liegt die Differenz der

Erfolgswahrscheinlichkeiten mit einem Wert von 30,95% auf einem vergleich-

baren Niveau. Demnach finden sich keine Hinweise auf signifikante Unter-

schiede hinsichtlich der Erfolgswahrscheinlichkeit feindlicher Übernahmean-

gebote in den betrachteten Jurisdiktionen.

4.5 Prämien und Angebotserhöhungen

Im Folgenden werden die durchschnittlich offerierten relativen Übernahme-

prämien sowie die Angebotserhöhungen im Zuge feindlicher Übernahmen nä-

her betrachtet. Die einem Angebot i zugrunde liegende relative initiale (finale)

Übernahmeprämie 𝑃𝑟𝑒𝑚𝑖𝑡−1 basierend auf dem Schlusskurs einen Tag vor der

Veröffentlichung des Angebots ergibt sich demnach wie folgt:

𝑃𝑟𝑒𝑚𝑖𝑡−1 =

𝐴𝑃𝑖 − 𝐴𝐾𝑖𝑡−1

𝐴𝐾𝑖𝑡−1 ∙ 100

wobei 𝐴𝑃𝑖 den initialen (finalen) Angebotspreis im Falle des Angebots i und

𝐴𝐾𝑖𝑡−1 den Aktienkurs der von Angebot i betroffenen Zielgesellschaft einen

Tag vor der Veröffentlichung des Angebots darstellt. Analog hierzu wurden

relative initiale (finale) Prämien basierend auf dem Schlusskurs eine Handels-

woche (𝑃𝑟𝑒𝑚𝑖𝑡−5) und einen Handelsmonat (𝑃𝑟𝑒𝑚𝑖

𝑡−20) vor Veröffentlichung

des feindlichen Angebots berechnet. Um Verzerrungen bei der Berechnung der

Übernahmeprämien, die sich aufgrund bereits vor der Angebotsveröffentli-

chung im Aktienkurs enthaltener Informationen ergeben, zu vermeiden, wird

im Folgenden auf das arithmetische Mittel aus den einzelnen relativen Prämien

abgestellt. Tabelle 10 enthält eine Übersicht der durchschnittlich offerierten

initialen und finalen Prämien in Abhängigkeit der jeweiligen Jurisdiktion.

58

Die fehlende statistische Signifikanz auf Ebene der USA und UK kann auf die geringe

Anzahl der Beobachtungen in den einzelnen Gruppen zurückgeführt werden. So liegt im

Falle UK bspw. nur eine erfolgreiche Transaktion vor, in deren Rahmen es zum Einsatz

von Abwehrmaßnahmen kam.


Tabelle 10-IV: Initiale und finale Prämien feindlicher Übernahmeangebote. ***, ** und

* bezeichnen die Signifikanz des Zweistichproben-t-Tests auf dem 1%-,

5%- und 10%-Niveau unter Berücksichtigung der Bonferroni-Korrektur

Während die durchschnittlich offerierte initiale Übernahmeprämie aller feindli-

chen Übernahmeangebote 27,45% beträgt, liegt die durchschnittliche finale

Übernahmeprämie bei 40,25%. Dies entspricht einer signifikanten nachträgli-

chen Angebotssteigerung und gibt u.U. Hinweise auf die Bedeutung der Über-

nahmeprämie als Instrument zur Überwindung der ablehnenden Haltung der

Leitungsorgane der Zielgesellschaft. Analoge Ergebnisse zeigen sich auch bei

Betrachtung der Prämien in den verschiedenen Jurisdiktionen. So liegt die ini-

tiale (finale) Prämie in den USA mit einem Wert von 32,11% (47,24%) signifi-

kant oberhalb der vergleichbaren Prämie in der EU mit 24,35% (35,59%). Die

im Zuge des Übernahmeprozesses vorgenommenen Angebotserhöhungen lie-

gen indes auf einem ähnlichen Niveau. Die niedrigsten initialen (finalen) Prä-

mien sind mit 23,13% (34,72%) in UK zu beobachten. Die Ergebnisse lassen

somit vermuten, dass die beobachtete Differenz der Prämien zwischen den

USA und der EU womöglich auf die umfassendere Möglichkeit zur Verteidi-

gung ggü. feindlichen Angeboten in den USA zurückzuführen sein könnte. Das

als abwehrfreundlich einzuschätzende regulatorische Umfeld der USA könnte

sich somit u.U. in einer erhöhten Zahlungsbereitschaft der feindlichen Bieter

widerspiegeln.

Jurisdiktion Initiale Prämie Finale Prämie Initiale Prämie –

Finale Prämie

Insgesamt 27,45% 40,25% 12,80%***

USA 32,11% 47,24% 15,13%***

EU 24,35% 35,59% 11,24%***

davon UK 23,13% 34,72% 11,59%***

USA-EU 7,76%** 11,65%**

USA-UK 8,98% 12,52%


Tabelle 11-IV: Angebotserhöhungen im Rahmen feindlicher Angebote. ***, ** und *

bezeichnen die Signifikanz des Zweistichproben-t-Tests auf dem 1%-,

5%- und 10%-Niveau unter Berücksichtigung der Bonferroni-Korrektur

Die bereits angesprochenen Angebotserhöhungen werden in detaillierter Form

in Tabelle 11 veranschaulicht. Demnach kommt es in 102 der 180 analysierten

feindlichen Transaktionen bzw. 56,67% zu einer nachträglichen Anpassung des

Angebots seitens des feindlichen Bieters. Dabei liegt die Wahrscheinlichkeit

einer Angebotskorrektur in den USA mit 66,67% signifikant höher als in der

EU. In UK ist lediglich in jedem zweiten Angebot bzw. in 52,94% der Fälle

eine Angebotserhöhung zu verzeichnen. Die hohe Wahrscheinlichkeit einer

Angebotsnachbesserung im Rahmen feindlicher Übernahmeangebote könnte

ein weiteres Indiz für die Bedeutung der Übernahmeprämie zur Steigerung der

Akzeptanz des Angebots seitens der Anteilseigner der Zielgesellschaft darstel-

len. Näheren Aufschluss bzgl. des Einflusses von Abwehrmaßnahmen auf die

durchschnittlich offerierten Übernahmeprämien bietet die folgende Analyse

(Tabelle 12).

Jurisdiktion

Angebotserhöhung

absolut relativ

Insgesamt 102 56,67%

USA 48 66,67%

EU 54 50,00%

davon UK 27 52,94%

USA-EU 16,67%**

USA-UK 13,73%


Tabelle 12-IV: Prämien feindlicher Angebote in Abhängigkeit der Verteidigung. ***, **

und * bezeichnen die Signifikanz des Zweistichproben-t-Tests auf dem

1%-, 5%- und 10%-Niveau unter Berücksichtigung der Bonferroni-

Korrektur

Die durchschnittliche initiale Übernahmeprämie aller untersuchten feindlichen

Angebote beträgt im Falle eines Verzichts auf Verteidigungsstrategien 28,30%.

Demgegenüber liegt die entsprechende durchschnittliche initiale Prämie aller

Angebote, bei denen es zum Einsatz von Abwehrmaßnahmen kommt bei

26,31%. Diese Differenz ist weder aus ökonomischer, noch aus statistischer

Sicht signifikant. Auch eine Analyse auf Ebene der Jurisdiktionen zeigt keine

statistisch signifikanten Differenzen der initialen Übernahmeprämie in Abhän-

gigkeit der Verteidigung. Wird diese Analyse darüber hinaus auf die finale

Übernahmeprämie übertragen, so ergeben sich auch hier keine signifikanten

Differenzen. Diese Ergebnisse sind insofern kontraintutiv, als Abwehrmaß-

nahmen in der Literatur häufig als Instrument zur Steigerung von Übernahme-

prämien angeführt werden.59

Im Umkehrschluss könnte jedoch ebenfalls argu-

59

So können bspw. Varaiya (1987), S.175ff.; Comment/Schwert (1995), S. 3ff.; He-

ron/Lie (2006), S. 1783ff. einen positiven Effekt von Abwehrmaßnahmen in Bezug auf

die Übernahmeprämie feststellen und somit die stockholder interest hypothese stützen.

Jurisdiktion

Prämie in Abhängigkeit der Verteidigung

Initiale Prämie

Defence –

No Defence

Finale Prämie

Defence –

No Defence Defence

No

Defence

Defence

No

Defence

Insgesamt 26,31% 28,30% - 1,99% 38,04% 41,90% - 3,84%

(n = 77) (n = 103) (n = 77) (n = 103)

USA 29,30% 39,93% -10,63% 43,04% 58,95% -15,91%

(n = 53) (n = 19) (n = 53) (n = 19)

EU 19,71% 25,67% - 5,96% 27,01% 38,04% -11,03%

(n = 24) (n = 84) (n = 24) (n = 84)

davon UK 15,25% 24,59% -10,42% 26,02% 36,34% -10,32%

(n = 8) (n = 43) (n = 8) (n = 43)

USA - EU 9,59% 14,26% 16,03% 20,91%

USA - UK 14,05% 15,34% 17,02% 22,61%


mentiert werden, dass die offerierte Übernahmeprämie die Entscheidung zur

Ergreifung von Abwehrmaßnahmen beeinflusst. Eine besonders hohe offerierte

Prämie könnte die Maximierung des Unternehmenswertes als Motiv zur Er-

greifung von Abwehrmaßnahmen schwächen. Es verbliebe lediglich das oppor-

tunistische Motiv des Managements, die eigene (Macht)Position sicherzustel-

len.60

5 Einfluss der ÜRL auf feindliche Übernahmeangebote in der

EU

Nachdem in den vorherigen Kapiteln die Häufigkeit feindlicher Übernahmean-

gebote, die Anzahl der herangezogenen Abwehrmaßnahmen, die mit dem Ein-

satz von Abwehrmaßnahmen einhergehenden Auswirkungen auf die Erfolgs-

wahrscheinlichkeit, Angebotsnachbesserungen und die offerierten Übernahme-

prämien analysiert wurden, wird nun explizit die Verabschiedung der ÜRL in

den einzelnen Mitgliedsstaaten berücksichtigt. Dabei wird der Datensatz euro-

päischer Unternehmen in eine Phase vor (pre) und eine Phase nach (post) Um-

setzung der ÜRL separiert.61

Tabelle 13 gibt diesbezüglich sowohl die Anzahl

als auch das zugehörige Transaktionsvolumen feindlicher Übernahmeangebote

vor und nach der Umsetzung der ÜRL in den einzelnen Mitgliedstaaten wie-

der.62

Demnach führen Abwehrmaßnahmen zu einer gestärkten Verhandlungsposition und

letztlich zu einer erhöhten Übernahmeprämie. 60

Dieses opportunistische Motiv der Leitungsorgane ist in der Literatur unter dem Begriff

der management entrenchment hypothese bekannt. Vgl. Duff (1984), S. 29f. 61

Die Einteilung des Datensatzes in einen pre- und post-Zeitraum wurde anhand der je-

weiligen Zeitpunkte der Umsetzung der ÜRL in den einzelnen Mitgliedstaaten vorge-

nommen. Als Grundlage der Einteilung dient dabei die The Takeover Bids Directive

Assessment Report. 62

Die Darstellung beschränkt sich auf Mitgliedstaaten in denen im Betrachtungszeitraum

mindestens ein feindliches Übernahmeangebot beobachtet werden konnte.


Tabelle 13-IV: Anzahl feindlicher Übernahmen und Transaktionsvolumen vor bzw.

nach der Umsetzung der ÜRL in den einzelnen EU-Mitgliedstaaten

Dabei entfallen 71 feindliche Übernahmeangebote mit einem Transaktionsvo-

lumen von insgesamt 278,14 Mrd. USD auf den Zeitraum vor der Umsetzung

der ÜRL. Im Gegensatz dazu sind nach der Übernahme der ÜRL in nationales

Recht lediglich 37 feindliche Angebote mit einem Transaktionsvolumen i.H.v.

insgesamt 331,47 Mrd. USD zu beobachten.63

Auffällig ist zudem, dass die

Anzahl der feindlichen Übernahmeangebote in keinem der untersuchten Mit-

gliedstaaten nach der Umsetzung der ÜRL höher ist als vor ihrer Umsetzung.

Es findet sich daher kein eindeutiger Hinweis bzgl. einer übernahmestimulie-

renden Wirkung der ÜRL. In diesem Zusammenhang sei jedoch angemerkt,

63

Das im Nachgang der ÜRL zu beobachtende erhöhte Transaktionsvolumen ist maßgeb-

lich auf das feindliche Übernahmeangebot von BHP Billiton für die Rio Tinto aus dem

Jahr 2007 i. H. v. 144,52 Mrd. USD zurückzuführen.

Land

Anzahl

feindlicher Übernahmen

Transaktionsvolumen

(in Mrd. USD) Gesamt pre-ÜRL post-ÜRL Gesamt pre-ÜRL post-ÜRL

Belgien 1 1 0 0,70 0,70 0,00

Dänemark 1 1 0 0,54 0,54 0,00

Deutschland 4 3 1 1,77 1,57 0,21

Finnland 1 1 0 1,13 1,13 0,00

Frankreich 8 3 5 79,81 69,91 9,91

Großbritannien 51 32 19 266,99 62,53 204,46

Irland 1 0 1 0,67 0,00 0,67

Italien 3 3 0 6,19 6,19 0,00

Luxemburg 1 0 1 0,20 0,00 0,20

Niederlande 7 5 2 101,52 2,57 98,95

Polen 3 1 2 0,20 0,02 0,18

Portugal 1 0 1 0,71 0,00 0,71

Schweden 9 6 3 19,29 6,86 12,44

Slowenien 1 1 0 0,01 0,01 0,00

Spanien 12 12 0 110,30 110,30 0,00

Tschechische

Republik

2 0 2 3,76 0,00 3,76

Ungarn 1 1 0 15,77 15,77 0,00

Zypern 1 1 0 0,04 0,04 0,00

Summe 108 71 37 609,61 278,14 331,47


dass aufgrund der unterschiedlichen Zeiträume (pre/post) sowie der Auswir-

kungen der Finanzkrise keine abschließende Beurteilung der Wirkung der ÜRL

möglich ist. Von einer weitergehenden Analyse der feindlichen Angebote auf

Länderebene wird aufgrund der jeweiligen geringen Beobachtungsanzahl abge-

sehen.

Um einen weiterführenden Einblick bzgl. der Auswirkungen der ÜRL im Hin-

blick auf feindliche Übernahmeangebote zu erhalten, werden die Verteidi-

gungs- und Erfolgswahrscheinlichkeiten sowie die offerierten initialen bzw.

finalen Übernahmeprämie verglichen (vgl. Tabelle 14). Betrachtet man zu-

nächst die potenziellen Auswirkungen der ÜRL auf die Verteidigungsbereit-

schaft der Zielgesellschaften, d.h. die Verwendung von Abwehrmaßnahmen, so

lässt sich feststellen, dass die Zahl der Verteidigungsfälle von 24,29% auf

16,22% abgenommen hat. Demgegenüber ist jedoch auch die Erfolgswahr-

scheinlichkeit der untersuchten feindlichen Angebote von 52,86% auf 43,24%

zurückgegangen.64

Insofern lässt sich nicht feststellen, dass die Erfolgswahr-

scheinlichkeit feindlicher Übernahmeangebote nach der ÜRL grundsätzlich

gesteigert werden konnte, obgleich es in weniger Fällen zum Einsatz von Ab-

wehrmaßnahmen kam. Diese Aussage wird zudem erneut durch die ungleiche

Verteilung feindlicher Angebote vor und nach der ÜRL eingeschränkt. Hin-

sichtlich der offerierten Übernahmeprämien sind ebenfalls nur geringfügige

Änderungen festzustellen. So liegt die durchschnittliche initiale Übernahme-

prämie vor bzw. nach der Umsetzung der ÜRL mit Werten von 24,07% bzw.

24,24% auf nahezu identischem Niveau. Demgegenüber ist ein Rückgang der

finalen Übernahmeprämie von 37,04% (pre) auf nunmehr 32,52% (post) zu

beobachten.65

Ein Hinweis bzgl. einer ggf. aufgrund der angestrebten Stimulie-

rung und damit Erhöhung des Wettbewerbs auf dem Markt für Unternehmens-

kontrolle einhergehenden prämiensteigernden Wirkung der ÜRL kann somit

ebenfalls nicht identifiziert werden.

64

Diese Differenzen sind jedoch nicht statistisch signifikant. 65

Auch hier liegt keine statistische Signifikanz vor.


Tabelle 14-IV: Entwicklung ausgewählter Charakteristika feindlicher Übernahmeange-

bote vor bzw. nach der Umsetzung der ÜRL in den einzelnen EU-

Mitgliedstaaten

6 Zusammenfassung

Die vorliegende Analyse feindlicher Übernahmeangebote gibt Hinweise da-

rauf, dass Abwehrmaßnahmen den Ausgang von Angebotsprozessen beeinflus-

sen können. Zu den in der internationalen Unternehmenspraxis am häufigsten

verwendeten Abwehrmaßnahmen zählen dabei poison pills, staggered boards

und white knights. Entgegen der in der Literatur diskutierten Auffassung kön-

nen keine Indizien für eine Prämiensteigerung im Zusammenhang mit dem

Einsatz von Abwehrmaßnahmen festgestellt werden. Demnach scheint die

Verhandlungsposition der Anteilseigner durch die Ergreifung von Abwehr-

maßnahmen nicht gestärkt zu werden. Demgegenüber finden sich jedoch An-

zeichen für eine signifikante Minderung der Erfolgswahrscheinlichkeit im Ver-

teidigungsfall. Abwehrmaßnahmen scheinen folglich eher ein protektionisti-

sches Instrument zu sein und somit dem Erhalt der Machtposition des Mana-

gements der Zielgesellschaft zu dienen.

Die Zulässigkeit der Ergreifung von Abwehrmaßnahmen hängt zudem maß-

geblich von der betrachteten Jurisdiktion ab. Hinsichtlich der untersuchten

Charakteristika wurden dabei signifikante Unterschiede zwischen den USA

und der EU deutlich. In den USA werden im Vergleich zur EU von den Zielge-

sellschaften häufiger Abwehrmaßnahmen gegen feindliche Übernahmeangebo-

te eingesetzt. Des Weiteren werden Übernahmeangebote in den USA häufiger

erhöht und grundsätzlich auch höhere Übernahmeprämien erzielt. Die Erfolgs-

wahrscheinlichkeit feindlicher Angebote ist in den USA hingegen geringer. Die

Analyse feindlicher Übernahmeversuche innerhalb der EU liefert keine Hin-

weise darauf, dass die ÜRL den europäischen Markt für Unternehmenskontrol-

pre-ÜRL post-ÜRL pre-ÜRL – post-ÜRL

Verteidigung (relativ) 24,29% 16,22% 8,07%

Erfolgswahrscheinlichkeit 52,86% 43,24% 9,62%

Initiale Übernahmeprämie 24,07% 24,24% 0,17%

Finale Übernahmeprämie 37,04% 32,52% 4,52%


le bislang hinsichtlich der Ergreifung von Abwehrmaßnahmen, der Erfolgs-

wahrscheinlichkeit sowie der offerierten Übernahmeprämien signifikant verän-

dert hat. Dies könnte u.U. auf die heterogene Umsetzung der ÜRL innerhalb

der Mitgliedstaaten zurückzuführen sein. Es gilt zudem einschränkend anzu-

merken, dass durch die vorliegende deskriptive Analyse keine eindeutigen

Rückschlüsse auf die Wirkungsrichtung von Abwehrmaßnahmen gezogen

werden können. Hierzu bedarf es weiterer multivariater Analysen.



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powers; number, qualifications, terms and quorum; committees; classes

of directors; nonstock corporations; reliance upon books; action without

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allen späteren Änderungen einschließlich der Änderung vom

20.05.2013.

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Kapitel V The Role of Governments in Hostile Takeovers 122

Kapitel V

The Role of Governments in Hostile Takeovers – Evidence

from Regulation, Anti-Takeover Provisions and Govern-

ment Interventions

Publikationsdetails: International Review of Law and Economics

(under review, zweite Begutachtungsrunde)

Autoren: Maximilian Rowoldt, Dennis Starke


1 Introduction

Hostile takeover bids emphasize the conflicting interests of shareholders, man-

agers and governments (Shleifer and Vishny (1997); Romano (1988)). While

targets’ shareholders are interested in maximizing their return on investment,

targets’ management may seek to entrench themselves and protect their job

position by deploying anti-takeover provisions (ATPs). The misalignment of

shareholder and management interests is especially pronounced in the case of

hostile takeover bids (Armour and Skeel (2007); DeAngelo and Rice (1983);

Jensen and Meckling (1976)). Against this background, the role of govern-

ments is of particular importance as they define the playing field for hostile

takeovers through takeover regulation. Furthermore, governments may directly

intervene in corporate takeovers. Takeover regulation and direct intervention in

hostile takeovers may therefore follow national interests.

The recent developments in France illustrate the role of governments in takeo-

vers. First, the loi Florange introduced changes to French takeover regulation

in 2014 which may help to block unwanted foreign takeover bids. In particular,

the French government eliminated mandatory board neutrality and shifted to a

system which enables managers to deploy ATPs without shareholder approval

(Johnson (2015)).1 Second, in June 2014 the French government directly inter-

vened in takeover negotiations for Alstom SA’s energy assets. The French fi-

nance minister Montebourg stated that “it’s a prerequisite that France takes 20

percent of the capital. If that’s not realized, GE’s bid will be blocked.” (De

Beaupuy, Clough, and Webb (2014)). Governments may thus influence takeo-

vers indirectly through takeover regulation or directly through active interven-

tions (Dinc and Erel (2013); Rickford (2009)).

In this paper we examine the role of governments in hostile takeovers and its

implications on corporate governance. We focus on hostile takeover bids as

1 Besides abandoning managers neutrality against hostile bids, the law also introduced

double voting rights to long-term shareholders of French companies. The full text of the

law (Loi no 2014-384 du 29 mars 2014 visant à reconquérir l'économie réelle) can be

found on the website of the French Government:

http://www.legifrance.gouv.fr/affichTexte.do?cidTexte=JORFTEXT000028811102&da

teTexte=20150812 (retrieved on 21.10.2015).


they pronounce the conflict of interest between strong corporate governance

and protection of the domestic industry. Our analysis involves three steps.

First, we focus on the direct effects of takeover regulation. We analyze whether

national takeover regulation is a potential protectionist tool for governments. In

particular, we test whether the existence of a board neutrality rule (BNR) af-

fects the openness of the domestic hostile takeover market to foreign bidders as

measured by the likelihood of cross-border hostile bids and the deployment of

ATPs by the target’s management. Second, we turn to the implications of take-

over regulation on corporate governance by examining whether ATPs stimulate

management entrenchment as measured by the success rate of hostile bids or

benefit shareholders by strengthening their bargaining power. We measure bar-

gaining power as the likelihood of bid increases and the final takeover premi-

um. Third, we analyze determinants of direct government intervention in hos-

tile takeovers and its consequences on the bid success.

Our results indicate a lower probability of cross-border hostile bids in case no

BNR is considered in takeover regulation of target countries. Takeover regula-

tion may thus limit the openness of the domestic hostile takeover market to

foreign bidders. This supports the notion that takeover regulation may serve

protectionist motives of governments as indicated by the implementation of the

European Takeover Directive2 (Davies, Schuster and van de Walle de Ghelcke

(2010)). As board neutrality is only one feature of the legal environment, we

additionally use alternative measures of shareholder protection in our analysis

and find similar results. However, the recent reform of the French takeover law

and the implementation of the European Takeover Directive emphasize the

particular importance of board neutrality as a potential protectionist tool (Hopt

(2009)). We also show that the regulatory framework influences the application

of ATPs by targets’ management and therefore affects corporate behaviour.

Thus, the probability that ATPs are deployed is lower in countries with a man-

datory BNR in national takeover regulation.

2 The full text of the directive (Directive 2004/25/EC of the European Parliament and of

the council of 21 April 2004 on takeover bids) can be found on the website of the Euro-

pean Commission: http://eur-

lex.europa.eu/LexUriServ/LexUriServ.do?uri=OJ:L:2004:142:0012:0023:EN:PDF (re-

trieved on 21.10.2015).


Focusing on the effects of ATPs on corporate governance, our results indicate

that the application of ATPs does neither increase the likelihood of bid increas-

es nor the final takeover premium offered. Rather ATPs decrease the likelihood

of a successful completion of the transaction. This finding supports the man-

agement entrenchment hypothesis. A regulatory framework that favors ATPs

may therefore increase managerial power and in turn decrease the effectiveness

of the corporate government system (Humphery-Jenner (2012); Masulis, Wang

and Xie (2007)).

Finally, we are able to show that direct government intervention is more likely

in case of a foreign hostile bidder, is positively correlated with transaction size

and the unemployment rate in the targets’ nation. The result regarding cross-

border bids point to protectionist motives of government intervention and sup-

port prior evidence provided by Dinc and Erel (2013). Furthermore, the find-

ings regarding the transaction size and the domestic unemployment rate sup-

port the idea that government intervention follows populist motives in search

for votes (Hopt (2009)). Besides, in all of the identified cases of negative gov-

ernment intervention the completion of the transaction has been prevented.

Direct intervention may thus serve as ultimo ratio to block hostile takeovers of

domestic companies for governments.

Our analysis makes three contributions to the existing literature. First, we pro-

vide empirical evidence on the role of takeover regulation as a potential protec-

tionist tool for governments. Takeover regulation may support an insulation of

domestic companies from the hostile takeover market. Although several papers

discuss the issue from a theoretical point of view (Hopt (2014); Davies, Schus-

ter and van de Walle de Ghelcke (2010); Hill (2010); Hopt (2009); Aktas, Bodt

and Roll (2007)), to the best of our knowledge we are the first to provide em-

pirical evidence.

Second, we are able to show that takeover regulation affects the deployment of

ATPs by targets’ management and thereby impacts corporate governance. If

takeover regulation grants the option to deploy ATPs to the targets’ manage-

ment, they are likely to exercise it. Focusing on the long-term effects, previous


empirical evidence points to a negative relation between indices of ATPs and

firm value, long-term stock returns (Bebchuk and Cohen (2005); Cremers and

Nair (2005); Bebchuk, Cohen and Ferrell (2004); Gompers, Ishii and Metrick

(2003)) as well as a positive correlation with value destroying investments

(Masulis, Wang and Xie (2007)). Our analysis focuses on the relation between

the actual deployment of ATPs and bid outcome. By finding supporting evi-

dence of the management entrenchment hypothesis, we complement the incon-

clusive discussion surrounding the management entrenchment and stockholder

interest hypothesis (Subramaniam (2003); Bebchuk, Coates and Subramanian

(2002); Comment and Schwert (1995); Pound (1987); Varaiya (1987)).

Our third contribution relates to direct government interventions in hostile

takeover transactions. With the exception of Dinc and Erel (2013) empirical

evidence on this topic is scarce. We add to the discussion by extending the em-

pirical evidence on the determinants of government interventions. Besides pro-

tectionist motives, governments may intervene in search for votes and popu-

larity. Furthermore, direct intervention may serve as an ultimo ratio of gov-

ernments in order to prevent the acquisition of domestic targets.

The remainder of this paper is structured as follows. Section 2 outlines the in-

stitutional and theoretical background of our analysis. In Section 3 we develop

our hypotheses while section 4 describes the data and variables. Section 5 pre-

sents our research design, provides the main results of our multivariate tests

and their limitations. Section 6 concludes this study.

2 Background and related literature

Hostile takeovers and takeover regulation are important features of the corpo-

rate governance system (Goergen, Martynova and Renneboog (2005); Shleifer

and Vishny (1997)). Shareholders may benefit from hostile takeovers due to

synergies and more efficient allocation of resources. The mere threat of a hos-

tile bid may force the incumbent management to readjust its strategy and to

align its interests more closely to those of its shareholders (Armour and Skeel

(2007); van Apeldoorn and Horn (2004); Deakin and Slinger (1997); Jensen

and Ruback (1993); Scharfstein (1988); Easterbrook and Fischel (1981);


Manne (1965)). Additionally, a successful hostile bid can lead to an increase in

a company’s performance, for example by taking advantage of synergies or by

a more efficient use of the company’s resources (Burkart (1999); Deakin and

Slinger (1997); Manne (1965)). Despite, the sheer threat of being subject to a

hostile takeover bid may discipline managers to act in the best interest of their

shareholders as they are likely to be removed in the wake of a takeover (Ar-

mour and Skeel (2007); Martin and McConnell (1991)). Thus, hostile takeovers

assume a disciplinary function and are a vital feature of corporate governance.3

With this regard the validity of ATPs in takeover regulation is of particular

importance. Their restriction may increase the openness of the domestic market

for corporate control (Goergen, Martynova and Renneboog (2005)). However,

there are two competing hypotheses concerning their potential impact on cor-

porate governance. On the one hand, according to the stockholder interest hy-

pothesis, shareholders may benefit from ATPs due to an increase in bargaining

power. ATPs may therefore lead to increases in takeover premiums and may

thus benefit shareholders (Gaughan (2011); De Angelo and Rice (1983);

Grossmann and Hart (1980)). Supporting empirical evidence comes from Hol-

mén, Nivorozhkin and Rana (2012), Heron and Lie (2006), Comment and

Schwert (1995) and Varaiya (1987), who demonstrate that the use of ATPs

may indeed increase takeover premiums. On the other hand, the management

entrenchment hypothesis predicts that ATPs enable target’s management to

deter or defeat hostile bids harming their disciplinary mechanism. In this re-

spect, previous studies focusing on long term implications demonstrate a nega-

tive relation between ATPs and firm value as well as long term share perfor-

mance (Bebchuk, Cohen and Ferrell (2009); Bebchuk and Cohen (2005);

Cremers and Nair (2005); Gompers, Ishii and Metrick (2003)). Focusing on

actual hostile takeover bids, Bebchuk, Coates and Subramanian (2007),

Subramaniam (2003) and Pound (1987) provide further evidence in support of

3 Regarding the disciplinary nature of (hostile) takeovers see for example Jensen and

Ruback (1993), Weisbach, (1993), Scharfstein (1988) and Coffee (1984). Furthermore,

the general importance of hostile takeovers for a properly functioning market for corpo-

rate control is emphasized by Schneper and Guillén (2004), Allen, Jacobs and Strine

(2002), Davis and Stout (1992) and Hirsch (1986).


the management entrenchment hypothesis by showing that ATPs do not in-

crease the takeover premium offered but rather decrease the likelihood of a

completion of the transaction. In contrast to the predictions made by the share-

holder interest hypothesis, these findings imply that ATPs decrease rather than

increase shareholder value. The latter calls for takeover rules which restrict the

deployment of ATPs without shareholder approval in order to ensure the

alignment of shareholder and management interests (Goergen, Martynova and

Renneboog (2005)).

Despite, there are two opposing systems of takeover regulation which diverge

with regard to the legitimacy of ATPs (Ferrarini and Miller (2009); Armour

and Skeel (2007); Rickford (2006); Ventoruzzo (2006)). On the one hand, reg-

ulators may grant the sole decision power regarding the use of ATPs to the

targets’ shareholders. This is referred to as board neutrality or passivity rule. A

corresponding regulatory framework is implemented for example in the UK

and (partially) in continental Europe. On the other hand, governments may

leave the choice of deploying ATPs to the judgment of the incumbent man-

agement as part of managerial flexibility. This is for example the case in the

US under the business judgement rule (Armour and Skeel (2007)).

In contrast to ensuring strong corporate governance, takeover regulation may

follow governments’ protectionist motives. The choices made by member

states of the European Union in the course of the implementation of the Euro-

pean Takeover Directive support this view (Davies, Schuster and van de Walle

de Ghelcke (2010); Hopt (2009)). Although the High Level Group of Company

Law Experts, which was appointed by the European Commission as an inde-

pendent advisor, strongly recommended to create a level playing field by im-

plementing a mandatory BNR (Winter et al. (2002)), many member states’

governments4 refused this proposal (Davies, Schuster and van de Walle de

Ghelcke (2010); Edwards (2004); Hopt (2002)). The rationale of the German

government, which was regarded as the leader of the member states’ opposi-

4 In this context, it should be mentioned that France, Germany and some Nordic countries

as for example Sweden were particularly opposing the recommendations made by the

High Level Group, see Edwards (2004).


tion, illustrates governmental protectionist motives5: A major concern has been

that hostile takeovers (especially by foreign companies) might have harmful

effects on the domestic industry, e.g. a loss or transfer of domestic jobs (Ed-

wards (2004); Siems (2004)).

Another rationale for protectionism in the course of the European takeover

directive may be the fact that the implementation of a mandatory BNR would

create a level playing field within the EU, but would also lead to a general dis-

advantage of European companies compared to those underlying non-EU regu-

lations. This could create regulatory competition between states (Davies,

Schuster and van de Walle de Ghelcke (2010)). The friendlier takeover regime

may increase the likelihood that European companies are taken over by com-

panies based in countries with a less friendly takeover regime in the course of

cross-border transactions. The cross-border market for corporate control in

general may in turn become less takeover friendly (Goergen, Martynova and

Renneboog (2005)). Moreover, governments may impose protectionist rules in

search for popularity and political votes (Hopt (2009)). Additionally, as a con-

sequence of regulatory competition between states, the regulatory framework

may follow corporate interests (Bebchuk and Ferrell (1999)). Thus, takeover

regulation may reflect protectionist motives for any of the above mentioned

reasons.

Recent developments suggest that governments also directly intervene in hos-

tile takeover transactions in order to protect national interests. As a first re-

sponse, governments may state their objection quoting national interests. Fur-

thermore, governments may intervene by playing for time, urging regulatory

authorities as for example merger commissions to approve hostile bids. While

gaining time, governments may support the targets’ search for more suitable,

friendly and/or domestic bidders. Governments may also provide financing for

alternative bidders, e.g. white knights, or even directly invest in the target

company. In 2012, the Polish government as major shareholder forced a capital

increase of Azoty Tarnow in order to finance the merger with state-owned do-

5 For a detailed analysis of the Takeover Directive’s adoption history and in particular the

role of Germany, see Edwards (2004) and Siems (2004).


mestic rival Pulawy. This in turn protected Tarnow from a hostile takeover by

the Russian company Acron (Zurawski, Goettig and Henderson (2012)).6 Gov-

ernments also explicitly implement protectionism in takeover law. For in-

stance, the Canada Investment Act may be used by the Canadian Government

to block foreign acquisitions of Canadian companies. Referring to a missing

national net benefit, the government prevented the hostile takeover of Potash

Corporation of Saskatchewan in 2010 by BHP Billiton although the bid was

subject to a takeover premium of almost 50%. Canadas Prime Minister Wall

justified the government’s view by referring to the preservation of strategic

control over an important national resource (Collins (2011)).7

Empirical evidence on the relation of protectionism and direct government in-

tervention comes from Dinc and Erel (2013). They find that governments in-

tervene in takeovers for protectionist reasons and show that negative interven-

tions are more likely in case of hostile and cross-border takeover bids. Their

results also suggest that government interventions affect bid outcomes. They

show that the success rate of takeover attempts is negatively (positively) corre-

lated with governmental opposition (support) (Dinc and Erel (2013)).

In summary, the discussion suggests from both a theoretical and empirical per-

spective that governments influence the market for hostile takeovers either in-

directly through takeover regulation or directly through interventions.

3 Hypothesis development

Based on the above, we derive the following hypothesis concerning the direct

effect of takeover regulation, its implications on bid outcome as well as the role

of government interventions in hostile takeover transactions.

6 The intervention of the Polish government has to be seen against the background that a

hostile takeover of a state-controlled company by Russian rivals still is a sensitive issue

both given the historical tensions between the two countries and Poland being depend-

ent on Russian energy supply. Besides, governments may intervene through golden

shares which ensure governmental veto power and are a major takeover deterrent, see

Dinc and Erel (2013) as well as Winter (2009) and Rickford (2009) for a detailed dis-

cussion of the ‘Volkswagen Case’. 7 For a detailed analysis of the Investment Canada Act in general and the Canadian gov-

ernments’ rejection of BHP’s bid for Potash Corporation in particular see Collins

(2011).


Direct effects of takeover regulation

If takeover regulation is driven by protectionist motives, it should affect the

openness of the (hostile) takeover market to foreign bidders (Hopt (2014); Da-

vies, Schuster and van de Walle de Ghelcke (2010); Hill (2010); Aktas, Bodt

and Roll (2007)). More specifically, we expect the absence of a BNR in do-

mestic takeover regulation to decrease the likelihood of cross-border hostile

bids and vice versa.

H1: The consideration of a BNR in takeover regulation increases the likeli-

hood of a cross-border hostile bid.

Governments’ decision not to implement a BNR may influence the playing

field for hostile bids to the degree that targets’ managers have the option to

deploy ATPs in case of a hostile bid. We expect the regulatory framework to

affect corporate behavior through the deployment of ATPs.

H2: The consideration of a BNR in takeover regulation decreases the likeli-

hood that ATPs are deployed.

Implications of takeover regulation on bid outcome

If takeover regulation influences the application of ATPs, it might have unin-

tended impacts on corporate governance. On the one hand, the stockholder

interest hypothesis states that ATPs increase the bargaining power of share-

holders in the course of hostile takeover bids and might therefore lead to in-

creasing takeover premiums (Gaughan (2011); Heron and Lie (2006); Com-

ment and Schwert (1995); Varaiya (1987); De Angelo and Rice (1983);

Grossmann and Hart (1980)). On the other hand, the management entrench-

ment hypothesis predicts that ATPs will instead benefit target managers’ but

harm shareholders’ interests as they are an instrument to defeat offers rather

than to maximize shareholder value (Bebchuk, Coates and Subramanian

(2007); Subramaniam (2003); Pound (1987)). With regard to this, we test


whether the application of ATPs leads to bid increases and a corresponding

increase in the final takeover premium offered or whether they negatively af-

fect the likelihood that a hostile bid succeeds.

H3a: The application of ATPs does not increase the likelihood of a bid in-

crease.

H3b: The application of ATPs does not increase the final takeover premium

offered.

H4: The application of ATPs decreases the likelihood that a hostile takeover

bid succeeds.

The role of government interventions

Governments’ direct intervention in hostile takeovers may follow protectionist

reasons. Based on Dinc and Erel (2013), we expect that the likelihood of a neg-

ative government intervention increases in case of a cross-border hostile takeo-

ver bid. Additionally, we expect that a negative government intervention is

more likely if the target nation faces negative economic conditions, such as

high unemployment rates and low GDP growth. Finally, we hypothesize that

negative government intervention may serve as ultimo ratio and thus decreases

the likelihood that a hostile takeover bid succeeds.

H5a: The likelihood of a negative government intervention in hostile takeo-

vers is positively affected in case of a cross-border hostile bid.

H5b: The likelihood of a negative government intervention in hostile takeo-

vers is positively affected by the transaction size.

H5c: The likelihood of a negative government intervention in hostile takeo-

vers is positively related with the target countries’ economic condition.

H6: Negative government intervention decreases the likelihood that a hos-

tile takeover bid succeeds.


4 Sample description

The sample is based on European and American hostile takeover bids between

2000 and 2014 and their characteristics provided by the Thomson Financial

SDC Mergers and Acquisitions database. The database originally provides 279

hostile bids. We exclude four transactions that are classified as intended but

without formal bid and 12 transactions that are still pending. In the case of

multiple hostile bidders for one target at the same time all of them are included

in the sample. Our final sample comprises 263 hostile takeover bids. The ma-

jority (69%) of bids is addressed at target companies located in the US (84), the

UK (57) and Canada (41). The remaining hostile bids are directed at targets

located in continental Europe.

The existence of a BNR is of particular importance for hostile bids as it deter-

mines whether target managers can apply ATPs without shareholder approval.

As our analysis focuses on the role of takeover regulation in hostile takeovers,

we identify whether the target countries’ takeover regulation provides for a

BNR for each hostile takeover bid. In this respect, BNRs are a main feature of

a country’s takeover regulation. We also consider relevant changes of takeover

rules. In particular, the European takeover directive allowed member states to

opt-out from mandatory board neutrality. Additionally, a reciprocity-rule ena-

bles targets to deviate from mandatory BNR if differences between the takeo-

ver regulation in the bidder’s and target’s jurisdiction exist. We search our

sample for bids that are subject to according deviations from mandatory board

neutrality. However, we do not identify one single case. Overall our sample

includes 113 hostile takeover bids governed by a board neutrality rule, out of

which 57 are directed at UK-targets. Other jurisdictions which provided for a

BNR at the time of a bid occurring are the Czech Republic (3), Finland (2),

France (9), Ireland (2), Italy (4), Norway (5), Portugal (2), Spain (12), Sweden

(9) and Switzerland (8). Overall, the distribution of takeover bids underlying

board neutrality and those which do not is nearly balanced with 113 (43%) and

150 (57%) observations, respectively. Table 1 shows the sample distribution by

target nation and by existence of board neutrality.


Table 1-V: Sample distribution by target nation and by board neutrality

Tar

get na

tion

To

tal

BN

RN

o B

NR

N%

N%

N%

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ch R

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0.0

0

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72.6

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nce

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bo

ard

neu

tral

ity r

ule

in the

giv

en tar

get na

tion.


Board neutrality is correlated with the institutional and legal environment of a

country. Isolating the direct effect of BNRs on hostile takeover bids is there-

fore challenging. The results may either be driven by the existence of a BNR or

by the general level of shareholder protection in the target country. In order to

account for alternative measures of shareholder protection, we additionally use

the revised number of anti-director rights based on Djankov et al. (2008) and a

measure of shareholder protection suggested by Rossi and Volpin (2004).

While these indexes do not explicitly consider board neutrality, they include

different aspects of takeover regulation and are therefore used as alternative

measures of the regulatory regime.

Based on the argument that common law countries protect minority sharehold-

ers better than civil law countries, we furthermore use an indicator variable

developed by La Porta et al. (1998), which takes the value of one if the target is

from a civil law country. In contrast to the other shareholder protection

measures, which may be subject to regulatory changes over time, the common

law measure is an exogenous proxy of shareholder protection (Rossi and Vol-

pin (2004)). In order to control for macroeconomic and regulatory differences

between target nations, we follow Rossi and Volpin (2004) and obtain the GDP

growth rate, GNI per capita and the unemployment rate of the year 2005 from

the World Bank.

We identify government interventions in hostile takeover bids by closely fol-

lowing Dinc and Erel (2013) and performing a query of the LexisNexis data-

base for each transaction in our sample based on a list of keywords8. We read

all of the identified news articles and review whether the reigning government

or any of its representatives have reacted to a hostile takeover bid. The follow-

ing reactions of government officials are considered as an intervention: quotes

or public statements indicating a supporting or opposing standpoint of the gov-

ernment as well as actions taken by the government in favor or against the

8 The following keywords are used to identify relevant articles: government, minister,

politic, national assembly, parliament, hostile, nationalism, patriotism, protectionism,

champion, industrial jewel, national jewel, industrial symbol, national symbol, icon, na-

tional security, strategic interest, strategic sector, strategic industry, public interest, na-

tional interest, municipal, state-owned, patriotic.


transaction. We do not consider statements regarding anti-competition issues.

Overall, we identify 15 government interventions, of which nine (3.4% of the

hostile bids in our sample) are classified as governmental opposition. Table 3

provides an overview of the negative interventions identified.

Table 2-V: Government interventions

Furthermore, we identify cases in which target’s management utilizes ATPs.

Our analysis includes both preventive as well as reactive ATPs if they are actu-

ally deployed in the course of the transaction. Target managers deployed ATPs

in 44% of the hostile bids considered in our sample.

Similar to Alexandridis et al. (2012), Rossi and Volpin (2004) and Subramani-

an (2003), we measure the takeover premiums as follows:

𝑇𝑎𝑘𝑒𝑜𝑣𝑒𝑟𝑃𝑟𝑒𝑚𝑖𝑢𝑚𝑖𝑡 =

𝐹𝑖𝑛𝑎𝑙𝑂𝑓𝑓𝑒𝑟𝑖 − 𝑆ℎ𝑎𝑟𝑒𝑃𝑟𝑖𝑐𝑒𝑖𝑡

𝑆ℎ𝑎𝑟𝑒𝑃𝑟𝑖𝑐𝑒𝑖𝑡 ∙ 100

where FinalOfferi represents the final takeover offer per share, measured in

USD and SharePriceit represents the share price of the target company underly-

ing the offer i at time t. We calculate takeover premiums based on the target

Year Target Company Target Nation Bidder Company Bidder Nation

2003 Iberdrola SA Spain Gas Natural SA Spain

2006 Endesa SA Spain E ON AG Germany

2006 Scania AB Sweden MAN SE Germany

2007 MOL Group Hungary OMV AG Austria

2008 Aer Lingus Group PLC Ireland Coinside Ltd. Ireland

2010 Potash Corp. of Saskatchewan Canada BHP Billiton PLC UK

2012 Azoty Tarnow SA Poland Norica Holding S.à r.l. Luxembourg

2012 RONA Inc. Canada Lowe's Comp. Inc. USA

2014 Metso Oyj Finland Weir Group PLC UK

Table 2

Government interventions

This table contains an overview of transactions in which the national government has opposed a hostile bid.


companies’ share price four weeks prior to the announcement of the bid in or-

der to limit potential biases due to leakage of information to the share price

prior to the announcement of the bid.9 The mean takeover premium of the hos-

tile bids considered in our sample is 42%. Additionally, we develop a dummy

variable indicating whether the bidder increased its initial hostile bid during the

takeover process. This was the case in 54% of the hostile bids. We classify a

hostile bid as successful if the bidder gained control over the target, id est if the

bidder holds more than 50% of the targets’ voting rights after the transaction

(Holmen, Nivorozhkin and Rana (2012); Schwert (2000); Pound (1987)). This

is the case in 31% of the bids considered. Table 3 provides on overview of the

distribution of takeover premiums and success ratios by target nation.

Furthermore, we control for deal and target characteristics. The average bid

size is around $ 4.58 billion, while 55% of the offers are all-cash bids. In 36%

of the cases there are competing bidders for the target. Finally, 38% of the hos-

tile bids are cross-border. Turning to target characteristics, the average operat-

ing profitability (EBIT/total assets) equals 11%. The mean of target compa-

nies’ debt ratio is 56%, while cash holdings represent 16% of total assets on

average. Due to data limitations we do not consider bidder characteristics in

our analysis. Table A1 in the Appendix summarizes country-level, deal-level

and target-level variables used in our analysis as well as information on the

index compositions of Djankov et al. (2008) and Rossi and Volpin (2004). De-

scriptive statistics are shown in Table 4.

9 We also calculate the premium based on the targets’ share price one day and one week

prior to the bid in order to limit the impact of potential confounding events for unreport-

ed robustness checks.


Table 3-V: Takeover premium and sucess by target nation

Tak

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(in

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2

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6

Table

3

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Table 4-V: Descriptive statistics

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1 d

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1 m

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Tab

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pti

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5 Multivariate analysis

5.1 Results

Takeover regulation and the probability of cross-border hostile bids

We first analyze whether the regulatory framework influences the likelihood of

hostile cross-border bids under H1. In order to limit concerns regarding the

correlation of country-level effects and takeover regulation, we control for a set

of country-level variables in columns 1 to 3. In columns 4 to 6 we additionally

control for deal and target characteristics. Year and industry effects based on

the Fama and French 17 industry classification are included in all model speci-

fications but regression coefficients are not reported. Table 5 reports the coeffi-

cients of logit regressions with cross-border as dependent variable.


Table 5-V: Relation of shareholder protection and hostile cross-border takeover offers

Tab

le 5

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ed.


The results presented in column 1 suggest that the likelihood of a cross-border

hostile bid is positively correlated with the existence of a BNR. This finding is

statistically significant at the 1%-level and holds if we control for deal and tar-

get characteristics in column 4. It supports our hypothesis that board neutrality

affects the openness of the domestic hostile takeover market. If a BNR is not

established by takeover law, this may deter cross-border hostile bids as targets’

management is able to defend against the bid.

Board neutrality is only one feature of the institutional setting that may influ-

ence the openness of the market for corporate control to foreign hostile bidders.

Therefore, we next include investor protection measured by the anti-director

rights index and the shareholder protection measure suggested by Rossi and

Volpin (2004) as independent variable in the regression model. The regression

coefficients in column 2 and 5 indicate a positive relation between the number

of anti-director rights and the likelihood that a hostile bid is cross-border rather

than domestic. The coefficient estimates are significantly different from zero at

the 10% and 5% level, respectively. The same holds true if we use the share-

holder protection measure as independent variable in column 3 and 6 (signifi-

cance at the 5%- and 1%-level, respectively). BNR, the anti-director rights in-

dex and the shareholder protection proxy are based on different features of the

institutional environment but are highly correlated. Although we are therefore

not able to provide causal evidence on the role of takeover regulation on the

openness of the takeover market, all of the features considered fall into gov-

ernmental responsibility. With this regard, board neutrality shows the most

significant results.

In contrast to our results, Rossi and Volpin (2004) find that the probability of a

deal being cross-border rather than domestic is higher in countries with lower

investor protection based on a sample of completed and mainly friendly deals

from 49 countries. In the case of friendly deals, target companies may opt into

more investor friendly legal regimes. Targets’ shareholders are compensated

for the loss in control through takeover premiums (La Porta et al. 2000), while

bidders benefit by operating the target under a more efficient corporate govern-

ance (Rossi and Volpin (2004)). However, in the case of a hostile bid, nonex-


istent board neutrality and thus the option to deploy ATPs without shareholder

approval may enable targets’ management to undermine this beneficial mecha-

nism. The costs associated with a potential takeover battle might in turn lower

the attractiveness of direct hostile bids towards targets in countries without a

BNR. The discussions surrounding the French loi Florange and the European

takeover directive suggest that the decision to implement board neutrality may

be driven by protectionist motives. In that case, the BNR dummy is a proxy for

protectionism. Thus, governments may use takeover regulation in order to limit

the openness of the domestic takeover market to foreign bidders.

Board neutrality and the deployment of ATPs

If governments reject the implementation of a BNR, their decision will grant

target managers the option to deploy ATPs even without shareholder approval.

Under H2 we test whether board neutrality positively influences target manag-

ers’ decision to actually deploy ATPs. We expect that the existence of a BNR

decreases the likelihood that ATPs are deployed. If a hostile takeover bid is

rejected by both target management and shareholders, ATPs may still be ap-

plied even under board neutrality. If this is the case on average of the consid-

ered bids, the coefficient on the BNR dummy should not be significantly dif-

ferent from zero. Our analysis focuses on whether the absence of a BNR in

takeover regulation provides target managers with a tool to entrench their posi-

tion without regarding their shareholders’ interest. Thus, we expect a negative

correlation between board neutrality and the deployment of ATPs. Table 6 re-

ports the corresponding coefficients. Columns 1, 2 and 3 show the results con-

trolling for different proxies of shareholder protection as well as for country-

level variables. In columns 4 to 6 we add deal and target characteristics. We

account for year and industry characteristics in all of the regressions but do not

report corresponding coefficients.


Table 6-V: Relation of shareholder protection and the application of ATPs

Tab

le 6

Re

lati

on

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rote

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(3)

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09

***

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72

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In line with our expectations, we find that the existence of a BNR negatively

influences the likelihood that ATPs are deployed. This finding is statistically

significant at the 1%-level and robust for the model specifications in column 1

and 4. Again, we also consider the anti-director rights index (column 2 and 5)

and the shareholder protection proxy (column 3 and 6) as alternative measures

of investor protection in our analysis. The results suggest a negative relation of

the general level of shareholder protection and the application of ATPs. How-

ever, as the existence of a BNR solely determines the legitimacy of deploying

ATPs, this finding may be attributable to the high correlation of the different

measures of shareholder protection. If board neutrality is not established by

takeover law, there is a higher likelihood that ATPs are applied.

In line with Heron and Lie (2006), Harford (1999) and Pinkowitz (2000), we

also find that the amount of cash held by the target relative to its total assets is

positively related with the likelihood that ATPs are used by target managers.

Additionally, transaction volume and multiple bidders stimulate the deploy-

ment of ATPs by target managers.

ATPs and bid outcome

We next turn to the relation of the deployment of ATPs and corporate govern-

ance by analyzing their impact on bid outcome. Previous evidence on the topic

is not conclusive. On the one hand, Heron and Lie (2006), Comment and

Schwert (1995) and Varaiya (1987) show that the application of ATPs increas-

es the takeover premium paid in the course of the takeover and may therefore

benefit the targets’ shareholders. On the other hand, ATPs may prevent the

succesful completion of hostile takeover transactions without positively influ-

encing the takeover premium and may thus be considered a tool for target

managers to entrench their prerogatives (Bebchuk, Coates and Subramanian

(2007); Subramaniam (2003); Pound (1987)).

We first examine whether ATPs increase the likelihood of positive bid adjust-

ments and the final takeover premium offered under H3a and H3b, respective-

ly. If ATPs benefit shareholders bargaining power, their deployment should

lead to increases in the takeover premium. By focusing on the final takeover


premium, we consider any negotiation adjustments that may be due to the de-

ployment of ATPs. Our analysis tests the stockholder interest hypothesis as

both bid increases and higher takeover premiums should generally be in the

interest of the target’s shareholders. We again control for different proxies of

shareholder protection as well as for country-level variables. Furthermore, we

also include variables covering deal and target characteristics in all of the three

model specifications. We finally control for year and industry effects in all

model specifications but do not report corresponding regression coefficients.

Table 7 reports the results.

The regression coefficient on the ATP dummy is insignificant in all model

specifications. Accordingly, the deployment of ATPs does not lead to bid in-

creases on average and therefore does not seem to bolster target shareholders’

bargaining power. Our finding does not support the stockholder interest hy-

pothesis and complements the inconclusive evidence on the topic.


Table 7-V: ATPs and bid increases

Table 7

ATPs and bid increases

Dependent variable: bid increase

(1) (2) (3)

ATP -0.113 0.164 0.207

0.422 0.401 0.402

Neutrality -0.474

0.388

Anti-director rights 0.077

0.184

Shareholder protection -0.011

0.295

Civil law -1.015 **

0.452

Log (GNI per capita) 0.008 0.562 -1.010

0.658 0.634 0.986

GDP growth -0.266 0.005 0.311

0.266 0.260 0.335

Transaction volume 0.211 ** 0.226 ** 0.197 **

0.093 0.092 0.094

EBIT -0.782 -0.359 -0.827

0.964 0.920 1.023

Leverage -0.745 -0.904 -0.799

0.710 0.698 0.721

Cash -0.010 0.094 0.041

0.948 0.916 0.919

Multiple bidders 0.419 0.371 0.244

0.390 0.930 0.384

Cross border -0.023 -0.220 -0.017

0.359 0.354 0.371

All cash offer 0.196 0.330 0.269

0.394 0.375 0.372

Pseudo R2 0.157 0.131 0.138

Number of transactions 208 208 204

Year effects YES YES YES


This table reports coefficient estimates for logit regressions using maximum likelihood (ML) procedure with bid

increases as dependent variable. Bid increase equals one, if the bidder positively adjusted its initial offer. Column 1

shows the results with the neutrality and civil law dummies as independent variables. Column 2 shows the results with

the anti-director rights index and Column 3 shows the results with the shareholder protection measure as independent

variables. Coefficients are rounded to three decimal figures. Heteroskedasticity-robust standard errors are in

parentheses and rounded to three decimal figures, too. The symbols ***, **, and * indicate significance at the 1%,

5%, and 10% levels, respectively. In all regressions year- and industry fixed effects are included. Constants are

estimated but not reported.


We next analyze the impact of ATPs on the final takeover premium offered.

We measure the final takeover premium based on the share price four weeks

prior to the original offer in order to limit concerns regarding the leakage of

information about the offer into the share price. The model specifications

shown in column 1 to 3 remain unchanged compared to the test of H3a. Thus,

we control for different proxies of shareholder protection, for country, deal and

target-level characteristics as well as for year and industry effects. The results

are shown in Table 8.

Table 8-V: The relation of ATPs and final takeover premium

Table 8

The relation of ATPs and final takeover premium

Dependent variable: final takeover premium (4 weeks)

(1) (2) (3)

ATP -0.022 0.052 0.056

0.077 0.081 0.081

Neutrality -0.140 **

0.057


0.030

Shareholder protection 0.009

0.049

Civil law -0.228 ***

0.067

Log (GNI per capita) -0.239 * -0.032 -0.340

0.127 0.127 0.242

GDP growth 0.002 0.064 * 0.127 *

0.049 0.049 0.065

Transaction volume -0.018 -0.012 -0.020

0.014 0.014 0.015

EBIT -0.257 -0.161 -0.240

0.190 0.200 0.185

Leverage 0.028 -0.004 0.011

0.124 0.131 0.125

Cash 0.234 0.253 0.214

0.191 0.209 0.209

Multiple bidders 0.146 ** 0.146 * 0.140 *

0.073 0.076 0.077

Cross border 0.029 -0.015 0.020

0.056 0.059 0.062

All cash offer 0.018 0.055 0.042

0.074 0.076 0.072

R2 0.363 0.380 0.378


Year effects YES YES YES


This table reports coefficient estimates of OLS regression models with takeover premium as dependent variable. Takeover

premium is calculated based on the target companies’ share price four weeks prior to the announcement of the bid.

Coefficients are rounded to three decimal figures. Heteroskedasticity-robust standard errors are in parentheses and rounded

to three decimal figures, too. The symbols ***, **, and * indicate significance at the 1%, 5%, and 10% levels, respectively.

In all regressions year- and industry fixed effects are included. Constants are estimated but not reported.


In line with the results concerning H3a, we do not find any evidence on the

notion that ATPs against hostile takeover transactions increase the takeover

premium paid to the target’s shareholders. The coefficient on ATPs is not sta-

tistically significant in any of our model specifications. Again, the results do

not support the notion that ATPs benefit shareholders through increasing take-

over premiums. We also run the regression with the final takeover premium

based on the share price one week and one day prior to the original offer as

dependent variable in two unreported regressions. The results do not change.

Alternatively, managers may also act in the best interest of their shareholders

by deploying ATPs. However, even if the final premium fails to recognize the

targets’ fair value, our results do not point to a positive impact of ATPs on

shareholders’ negotiation power.

Besides their actual deployment, the mere option of targets’ management to

deploy ATPs may be anticipated in the takeover premium offered. This should

be reflected in the regression coefficient on the BNR dummy. In this respect,

we find a negative correlation between BNR and the final takeover premium.

Bidders may try to circumvent the deployment of ATPs in jurisdictions with no

board neutrality by offering higher takeover premiums. On average the takeo-

ver premium is neither related with the anti-director rights index nor with the

shareholder protection measure. Rossi and Volpin (2004) find a positive rela-

tion of takeover premiums and the level shareholder protection in their cross-

country analysis. However, after adding dummy variables for UK and the US

targets, this relation disappears. They conclude that their results are driven by

country-level differences between US and UK targets (Rossi and Volpin

(2004)). In this respect, we find a negative relation between takeover premium

and civil law countries. The descriptive statistics reveal that final takeover

premiums are highest in Canada (62%) and the US (48%). As the majority of

the targets in common law countries in our sample is from these countries, the

results may also be driven by differences on the country-level.

We next turn to the competing management entrenchment hypothesis under H4

by evaluating whether the application of ATPs decreases the likelihood of bid

success. If ATPs do not increase shareholders’ bargaining power, they may


benefit target’s incumbent management by preventing the successful comple-

tion of hostile takeover bids and thereby restoring their prerogatives. In this

case, the application of ATPs would lead to an increase in managerial power

and harm corporate governance.

The results of the corresponding logit regressions are reported in Table 9. In

columns 1 to 3 we again include BNR and different proxies of shareholder pro-

tection as well as country-level variables. In columns 4 to 6 we control for

deal- and target-characteristics. Year and industry dummies are included in all

model specifications but not reported.


Table 9-V: The relation of ATPs and takeover success

Tab

le 9

Th

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ela

tio

n o

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TP

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(2)

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14

0.5

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1.3

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P g

row

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12

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Const

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report

ed.


As the focus of H4 is on the management entrenchment hypothesis, the results

in columns 1 to 6 suggest that the application of ATPs negatively influences

the likelihood of bid success. The coefficient of ATP is negative and statistical-

ly significant at the 5%- and 10%-level, respectively. This finding supports

previous research on the management entrenchment hypothesis (Bebchuk,

Coates and Subramanian (2007); Subramaniam (2003); Pound (1987)).

We are not able to rule out that in some cases the deterrence of a hostile bid

may be in the best interest of the targets’ shareholders. However, our analysis

demonstrates that ATPs reduce the likelihood of bid success. This impact of

the deployment of ATPs may be exploited by entrenched managers.

Besides, we do not find a significant relation between any investor protection

measure and the probability of bid success. Our findings in column 1 and 4

indicate that hostile takeovers are more likely to succed in common law than in

civil law countries.

In summary, the application of ATPs by the target management does not en-

hance negotiation power of targets’ shareholders but rather enables the target’s

management to block hostile bids. Thus, targets’ management may use ATPs

to protect their job position and the prerogatives linked to it. These findings

complement the controversial debate between advocates of the stockholder

interest and management entrenchment hypotheses.

Against the background of the role of takeover regulation in hostile takeover

transactions, the implications of our findings are striking. First, takeover regu-

lation and the level of shareholder protection may limit the openness of the

domestic hostile takeover market and thus may be a protectionist tool for gov-

ernments. The implementation of the European takeover directive and, more

recently, the case of the French loi Florange demonstrate potential protectionist

motives behind takeover regulation. Second, if takeover regulation grants man-

agers the option to apply ATPs, the likelihood of their deployment increases.

Thus, ATPs may weaken the disciplinary function of the market for corporate

control and thereby reduce its effectiveness. Finally, the application of ATPs

does not increase takeover premiums but rather decreases the likelihood of bid


success. This points to negative implications of ATPs on corporate governance

as they do not benefit shareholders but rather increase managerial power.

The determinants of government interventions

Protectionist motives of target nations’ governments become most obvious in

the case of direct interventions in hostile takeovers. We analyze the determi-

nants of such direct negative government interventions. In line with the sug-

gested role of protectionism in takeover regulation, we expect that a negative

government intervention is more likely in the case of a foreign bidder under

H5a. Table 10 reports the results.

Table 10-V: Determinants of government intervention

The results shown in columns 1 to 3 largely confirm our expectations. We find

that the likelihood of a negative government intervention is positively stimulat-

ed in case of a cross-border hostile bid. When controlling the institutional envi-

ronment through the anti-director rights index and shareholder protection

measure, the coefficient estimates shown in column 2 and 3 are significantly

different from zero at the 5%- and 10%- level, respectively. This finding is in

line with previous evidence provided by Dinc and Erel (2013). Governments

Table 10

Determinants of government intervention

Dependent variable: government intervention

(1) (2) (3)

Cross border 1.533 3.534 ** 3.370 *

1.098 1.389 2.024

Transaction volume 0.774 ** 0.838 *** 0.714 ***

0.320 0.286 0.267

Unemployment 0.560 *** 0.615 *** 0.772 *

0.213 0.156 0.465

GDP growth 0.812 * 3.530 *** 3.417 ***

0.476 0.874 1.188

Neutrality 0.815

0.832


0.480

Shareholder protection 0.815

0.832

Pseudo R2 0.433 0.587 0.527


This table reports coefficient estimates of logit regression models using maximum likelihood (ML) procedure with negative

intervention as dependent variable. The variable negative intervention equals one, if there is any statement or direct action

taken by government officials against a hostile bid. Coefficients are rounded to three decimal figures. Heteroskedasticity-

robust standard errors are in parentheses and rounded to three decimal figures, too. The symbols ***, **, and * indicate

significance at the 1%, 5%, and 10% levels, respectively. Constants are estimated but not reported.


may be more likely to oppose a cross-border hostile bid in order to protect the

domestic industry. When controlling for board neutrality, the regression coeffi-

cient in column 1 is still positive but not statistically significant.

We next turn to deal characteristics as further possible determinants of a nega-

tive government intervention. We expect governments to oppose larger hostile

bids more frequently under H5b due to the higher public attention and the

higher number of domestic jobs in jeopardy. The results suggest that the likeli-

hood of a negative government intervention is positively correlated with the

transaction size. The coefficient is statistically significant at the 5%-level (col-

umn 1) and at the 1%-level (columns 2 and 3). Again, our findings are in line

with those of Dinc and Erel (2013) and Aktas, Bodt and Roll (2007).

Following Dinc and Erel (2013), we analyze whether the likelihood of a nega-

tive government intervention is affected by the macro-economic condition of

the target’s nation under H5c. We expect that governments of nations with cur-

rent economic difficulties may be more likely to intervene in hostile takeover

transactions in order to regain votes from citizens who are frustrated about the

current economic situation. Voters may interpret the negative intervention as

an approach of the government to secure jobs in jeopardy in case of a comple-

tion of the hostile takeover. With regard to the unemployment rate of the tar-

get’s country, our results support this view. The coefficient is positive and sta-

tistically significant in all model specifications with significance at the 1%-

level shown in columns 1 and 2 and at the 10%-level shown in column 3. This

finding extents the existing literature and supports our expectations with regard

to protectionist and populist motives of governments. Thus, governments of

countries with high unemployment rates may be more likely to negatively in-

tervene in hostile takeover transactions in order to preserve jobs additionally in

jeopardy due to an imminent hostile takeover. Furthermore, we find a positive

and significant relation of GDP growth and the likelihood of a negative gov-

ernment intervention in all model specifications. While this is against our ex-

pectations, one potential explanation for this finding is that target nations’ gov-

ernments in prospering economies may want to prevent the allocation of the


benefits of the domestic upturn to hostile bidders. This again may be especially

pronounced in cross-border bids.

Our results also indicate that government interventions are not related to board

neutrality or investor protection measures. Governments’ decision to intervene

in hostile transactions seems to be independent from takeover regulation and

the general level of shareholder protection. Thus, the results do not indicate

that takeover regulation and direct interventions are common features of a pro-

tectionist political strategy.

Government interventions and bid outcome

Finally, we are interested in the implications of government interventions on

the success of hostile takeover offer. In all of the nine cases of negative gov-

ernment intervention considered in our sample the completion of the transac-

tion has been prevented. Due to this definite relationship between government

intervention and bid outcome, we are unable to estimate the corresponding re-

gression models.

Nevertheless, the finding suggests that direct government intervention may

serve as ultimo ratio of governments in order to block hostile takeovers of do-

mestic companies. This is in line with the findings of Dinc and Erel (2013) and

supports the notion that governments are able to influence the outcome of hos-

tile takeover bids through direct interventions.

5.2 Limitations

When interpreting the results, the following limitations need to be considered.

First, we use BNR as a proxy for protectionism in our analysis regarding the

openness of the domestic hostile takeover market. While the recent develop-

ments in France and the implementation of the European takeover directive

indicate that protectionism may indeed be reflected in takeover regulation, the

regulatory framework may be determined by a variety of other unobservable

variables. Due to this endogeneity issue our analysis does not provide causal

evidence concerning protectionism and the likelihood of cross-border hostile

bids. This is a minor concern for the remaining analyses as board neutrality

solely determines the legitimacy of ATPs. A superior research design would


exploit changes in takeover regulation in a difference-in-differences setting.

However, due to the limited number of hostile transactions before and after

corresponding reforms of takeover regulation, this approach is unfortunately

not feasible.

Second, our sample is dominated by transactions in the US (32%), UK (22%)

and Canada (16%). According to data provided by SDC Platinum, the domi-

nance of these jurisdictions would prevail even in a worldwide sample of hos-

tile takeovers. For instance US transactions represent 24% of worldwide hostile

activity. Thus, the dominance of certain jurisdictions in our sample reflects

their general importance for the hostile takeover market. Furthermore, our re-

sults do not hold if we run regressions excluding the US from our sample. This

finding points to potential country-level effects, other than those we already

control for in our regressions, driving the results. However, by excluding US-

transactions, the sample is significantly reduced. The US is the major repre-

sentative of the legal regimes not providing for board neutrality worldwide.

Thus, while the results may be driven by US transactions, this is also the case

for the global hostile market for corporate control. While our results are not

causal, they still provide indications regarding correlations of different regula-

tory regimes and the characteristics of the hostile takeover market based on

established theories.

Third, we focus on short-term consequences of ATPs on the outcome of hostile

bids. We are not able to preclude from our analysis that ATPs generally harm

shareholders. Their deployment may indeed be in the best interest of share-

holders if a hostile bid fails to reflect the targets’ fair value and thus generate

shareholder return in the long-term. In contrast to other studies analyzing the

impact of single ATPs, such as Bebchuk, Cohern and Wang (2014) and Beb-

chuk, Coates and Subramanian (2002), we do not differentiate our analysis by

type of ATP due to the limited number of observations in each category. The

impact of single ATPs may however deviate from our findings.

Finally, the results regarding the determinants of direct government interven-

tions are based on a small number of negative interventions identified. This is


due to the fact that we focus on hostile takeovers, which only form a relatively

small part of the overall M&A activity (Rossi and Volpin (2004)). Further-

more, while governments may take indirect actions against hostile bids, for

instance through merger control, direct interventions against hostile bids are

rare. Despite, the findings provide novel insights into the role of government

interventions in hostile takeovers and may serve as motivation for future re-

search.

6 Conclusion

The paper addresses the role of governments in hostile takeovers by analyzing

263 hostile bids. First, we find that the consideration of board neutrality in

takeover regulation increases the likelihood of cross-border hostile bids. As the

implementation of the European takeover directive and the French loi Florange

suggest, governments may in fact adjust takeover regulation based on protec-

tionist motives. Governments’ decision not to consider board neutrality in

takeover regulation may in turn limit the openness of the hostile takeover mar-

ket.

Second, takeover regulation affects corporate governance. The option to deploy

ATPs even without shareholder approval exists in regulatory systems that do

not contain a BNR. We find that, if this option is provided, it is likely to be

exercised by targets’ management. Turning to the impact of ATPs, we find that

they do not increase takeover premiums offered but rather decrease the likeli-

hood that bids are successful. In the short term, ATPs may thus increase mana-

gerial power but do not directly benefit shareholders. In summary, the legiti-

macy of ATPs in takeover regulation may deter foreign hostile bidders and

weaken domestic corporate governance.

Finally, negative government interventions are more likely in the case of cross-

border bids, supporting the notion that governments pursue protectionist mo-

tives. Additionally, we find that negative interventions are positively related

with unemployment rates and transaction size. Both findings point to populist

motives of government interventions. In all of the cases of negative govern-

ment intervention identified, the corresponding hostile bid failed. Thus, direct


intervention may serve as an ultimo ratio of governments in order to block hos-

tile bids. Overall, our findings suggest that governments play a crucial role in

hostile takeovers through takeover regulation and direct interventions.


Appendix

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Kapitel VI German Retail Investors’ Payout Preferences 168

Kapitel VI

German Retail Investors’ Payout Preferences – Insights From

A Large Survey

Publikationsdetails: Die Betriebswirtschaft (DBW)

(under review, zweite Begutachtungsrunde)

Autoren: Maximilian Rowoldt, Omar Barekzai, André Schmidt


1 Introduction

Ever since Miller and Modigliani (1961) suggested that under the assumptions

of perfect and complete capital markets individual investors could engineer any

desired payout and are thus not dependent on corporate payout policies there is

an ongoing debate in finance literature about why investors want dividends and

how investors’ dividend preferences relate to corporate payout policy. If the

underlying assumptions of the dividend irrelevance theorem are relaxed, inves-

tors’ dividend preferences are influenced by institutional and behavioral fac-

tors. While there is a myriad of studies on corporate payout policy, direct evi-

dence on what drives retail investors’ payout preferences is still scarce. This is

especially striking as corporate executives believe that of all investor classes

retail investors are the most attracted by dividends, whereas share repurchases

are of considerable minor importance (Brav et al. (2005), p. 509). Against this

background this study focuses on the demand side of dividends by analyzing if

and why retail investors are interested in dividends. Based on two large surveys

of German retail investors, we provide new insights on the potential factors

influencing retail investors’ dividend preferences and their attitude towards

share repurchases.

Recent anecdotal evidence on the payout preferences of retail investors might

come from Apple. On April 23rd

2013 Apple announced to distribute $ 100

Billion of cash to its shareholders in the course of its capital return program

comprised of cash dividends and share repurchases. Shortly after this an-

nouncement the online broker TD Ameritrade reported in an interview with the

television network CNBC that it has observed the biggest ownership of Apple

shares among their retail clients ever and partially link this increase in retail

investors’ demand to the capital return program.1

This observation leads to the question what role the dividend increase and the

share repurchase authorization have played in the increase in retail investors’

demand for Apple stocks.

1 See http://www.cnbc.com/id/100711437.


Similar to Dong et al. (2005) we chose a survey design in order to gain direct

evidence on retail investors’ payout preferences and the existence of dividend

clienteles. Our analysis is based on two surveys carried out in partnership with

a German blue chip company in 2007/20082 and 2013.

3 Due to our study de-

sign, we are able to analyze retail investors´ payout preferences over time. Fur-

thermore, we contribute to the continuing debate on the influence of tax con-

siderations on retail investors´ dividend preferences and the existence of tax

driven dividend clienteles. Between the two surveys underlying this study a

reform of the German tax system abolished the discriminating taxation of divi-

dends compared to capital gains in 2009. This setting allows us to be the first to

analyze the potential impact of a discriminating taxation of dividends by direct-

ly comparing retail investors´ dividend preferences before and after the re-

form.4 In contrast to Strzyz (2013) but analogous to Dong et al. (2005) and

Maditinos et al. (2007), this setting allows us to analyze retail investors’ payout

preferences in isolation of the discriminating taxation of dividends in the 2013

subsample. Finally, to the best of our knowledge this study is based on the

largest survey on retail investors’ payout preferences thus far.5

In conformity with Dong et al. (2005) our results confirm that retail investors

are not indifferent concerning the particular source of total shareholder return.

While, on average, we find a slight preference for capital gains over dividends

for the 2008 subsample, in 2013 retail investors express a considerably stronger

preference for dividend payments. Thus, retail investors´ payout preferences

2 We refer to this subsample as the 2008 survey in the following as the responses mainly

arrived in 2008. 3 The dissertation of Strzyz (2013) builds on the corresponding surveys carried out with

the partner company in 2004 and 2008. Thus, also using the 2008 subsample, our study

is partially based on the same data. However, in contrast to Strzyz (2013) our analysis is

able to exploit the German tax reform of 2009 and builds on an extended questionnaire

in 2013. 4 Even though Kawano (2014) provides survey-based evidence on the existence of tax

clienteles she does not measure retail investors´ dividend preferences directly. Instead,

she approximates changes in the investors´ dividend preferences by changes in house-

holds´ equity portfolio dividend yields which are linked to the Jobs and Growth Tax Re-

lief Reconciliation Act of 2003. While the dividend yield of the portfolio might also be

driven by other factors than the investors´ dividend preference we focus on retail inves-

tors´ personal attitude towards dividends and capital gains. 5 As our studies are based on the same series of surveys with the research partner, this

also holds true for Strzyz (2013).


are time-varying. Assuming that these time-varying payout preferences are

driven by the German business tax reform in 2009 our results hint at the ex-

pected importance of the tax treatment of dividends compared to capital gains.

Furthermore we find support for Gordon´s (1963) bird-in-the-hand argument.

With regard to the relevance of transaction costs for our respondents´ payout

preferences the results point into the expected direction. It seems that at least a

certain group of retail investors tries to circumvent transaction costs from port-

folio liquidations thus preferring dividends over capital gains and share repur-

chases. Our results hint at the existence of self-control problems related to ac-

cumulating wealth, but they are not robust. According to the agency-theory of

dividends, this form of payout might serve as an instrument to limit the agency

conflict between managers and shareholders by extracting cash from the com-

pany which otherwise could be misused by the company´s management to

comfort its own needs. Our corresponding results are not robust. Finally, we

investigate the role of dividends as a trustworthy signaling instrument to reduce

information asymmetries between a company´s management and its sharehold-

ers (Bhattacharya (1979)). Our findings support the notion that changes in div-

idends provide an important information signal to retail investors. This result is

also in line with previous survey based evidence of Dong et al. (2005). Overall,

our results provide new insights into retail investors’ payout preferences and

shed further light on the still unsolved dividend puzzle.

The remainder of this paper is structured as follows: In section 2 we summarize

established theories on investors’ payout preferences in order to derive expec-

tations about particular characteristics which might relate to retail investors´

payout preferences. Within Section 3 we describe our survey design and the

sample construction process. We continue by providing a brief overview of the

definitions and descriptive statistics of our variables of interest in Section 4.

Starting with a description of the research design in Section 5, we provide a

comprehensive overview of the results. The main findings of a series of ro-

bustness checks as well as our limitations are presented in Section 6, before

Section 7 concludes this paper.


2 Theories about payout preferences and expectations

Miller and Modigliani (1961) show that under the assumptions of neoclassical

finance, i.e. perfect and complete capital markets, the distribution of dividends

should be irrelevant to investors. Under the applied set of assumptions the dis-

tribution of dividends and the investment program of a company are independ-

ent from one another as the company has unlimited access to external financ-

ing. Furthermore, investors could engineer any favored payout policy them-

selves by selling portfolio positions or reinvesting dividend income. However,

as Miller and Modigliani (1961) already suggest dividends might not be irrele-

vant due to market imperfections.

As an alternative to distributing funds to investors by cash dividends compa-

nies can engage in share repurchases. The propensity to pay cash dividends of

European and US-American companies has declined in the past years (Fama

and French (2001), von Eije and Megginson (2008)). To the contrary, share

repurchases have steadily gained importance, suggesting that dividends and

share repurchases are becoming complementary methods of distributing funds

to investors (von Eije and Megginson (2008)). However, it is not clear whether

investors recognize share repurchases as substitute for cash dividends. Under

the assumptions of a perfect and complete capital market, retail investors

should not have a preference for either one as both lead to the same increase in

wealth. Based on established dividend theories, in the following we derive ex-

pectations for retail investors’ relative preference for share repurchases over

capital gains.

The tax treatment of dividends could be a determinant of investors’ payout

preferences. If dividends are subject to a higher tax rate than capital gains, ra-

tional investors are expected to prefer liquidating portfolio positions in order to

generate income (Farrar and Selwyn (1967), Brennan (1970)). For example,

under the German tax code 50% of the dividend income as well as half of the

capital gains were subject to the investors’ individual income tax rate until

2009. Just in the case that capital gains were realized after a one-year holding

period they were exempt from taxation. Thus, a rational investor would have


preferred to liquidate tax-free capital gains rather than to receive dividends

which are subject to taxation. All else equal, as share repurchases result in

share price increases, retail investors should have preferred share repurchases

over dividends. A tax reform introduced a flat rate withholding tax of 25% on

all investment income in 2009, eliminating the tax discrimination of dividends

(Spengel and Ernst (2008)). Thus, the dividend preference should have in-

creased after the abolishment of this discriminating tax treatment of dividends.

Furthermore, from a tax perspective there should not be a preference for capital

gains over dividends after the tax reform.

Gordon (1963) provides an alternative theory to the irrelevance theory of Mil-

ler and Modigliani (1961). Assuming that investors are risk averse and a posi-

tive relation of the uncertainty of future capital gains and time exists, the rele-

vant discount rate increases with time. Thus, the value of dividend-paying

stocks should be higher than the value of non-dividend-paying stocks. Together

with the matching conclusions of Lintner (1962) this finding forms the basis of

the bird-in-the-hand theory indicating a lower risk of dividends paid today

compared to capital gains expected in the future. Transferring this finding to

payout preferences, retail investors with a higher degree of risk aversion should

have a higher preference for dividends.6

In order to self-engineer dividends as proposed by Miller and Modigliani

(1961) portfolio holdings need to be liquidated which in reality leads to trans-

action costs such as brokerage commissions or other market imperfections

(Shefrin and Statman (1984), p. 274, Allen and Michaely (2003), p. 400). Thus,

in order to circumvent the transaction costs related to portfolio liquidations,

retail-investors that are primarily concerned with generating income from their

portfolio should have a higher preference for dividends over capital gains. This

should also hold true for share repurchases. In order to realize the capital gains

related to share repurchases retail investors need to liquidate portfolio posi-

tions. This in turn triggers transaction costs. Thus, retail investors who put em-

6 See also for the derivation of this theory Gordon (1959) and Gordon (1962).


phasize on a steady income flow from their investment portfolio should have a

preference for dividends over share repurchases.

Dividend clienteles may also exist based on the current stage in the life cycle of

the investor. According to Thaler and Shefrin (1981) and Shefrin and Statman

(1984) self-control problems may limit retail investors’ ability to accumulate

sufficient wealth for retirement. The conflict between consuming and saving

may be especially pronounced for young investors due to the relatively long

time frame until retirement. In order to encourage saving, younger retail inves-

tors may use self-imposed rules of thumb for the construction of their portfoli-

os. On the one hand they may refrain from liquidating investment capital for

the purpose of consumption. On the other hand they may invest primarily in

low-dividend yield stocks as current income provided by dividends is again

subject to self-control problems. As the rate of dissaving increases with age the

importance of a steady income flow from the investment portfolio should be

positively related with retail investors’ age. This relation should be especially

pronounced after investors have entered the retirement stage of their life cycle.

In turn, younger investors should have a lower preference for dividends than

older investors. With respect to share repurchases, the resulting share price

increases should not be subject to self-control problems of retail investors. In

line with the self-control theory, younger retail investors should prefer share

repurchases to dividends.

According to the agency theory, shareholders and management have different

interests and pursue diverging goals, whereby the management has an infor-

mation advantage over shareholders. Shareholders cannot directly observe if

the management acts in their best interest, leading to disproportionately high

monitoring and contracting costs for the single investor trying to prevent the

management from behaving in an opportunistic manner (Jensen and Meckling

(1976)). In this context, dividends might serve as an instrument to reduce

shareholders´ risk of being harmed by detrimental actions of the management.

The more dividends are paid the more probable it is that the company has to

raise fresh capital in the future. This in turn increases the monitoring of poten-

tial capital providers and information intermediaries like rating agencies


(Rozeff (1982), p. 251). Additionally, dividend payments help to counteract the

potential problem of underleverage (Easterbrook (1984), pp. 653f.). Finally, in

conformity with the free cash flow hypothesis the distribution of dividends

reduces the risk of overinvestments, e.g. undertaking negative net present value

projects (Jensen (1986), Allen and Michaely (2003), p. 384). Hence, retail in-

vestors´ dividend preferences should be positively related with the perceived

importance of agency-conflicts.

Focusing on share repurchases, managers engage in open market transactions

that may not reflect the true value of a company. On the one hand, in the case

of a perfectly timed share repurchase, the tendering shareholders receive the

current market value, which is assumed to be below the fair value of their

shares. Non-selling shareholders’ wealth increases from the capital gains relat-

ed to the repurchase and the underpricing. This increase in wealth exceeds that

from a similar payment of dividends at the cost of the selling shareholders. If

retail investors trust in the managers’ ability to time the market and do not fear

to be exploited by them, they should have a relative preference for share repur-

chases over dividends. On the other hand, managers may abuse share repur-

chases in order to personally benefit from artificial increases in the share price,

e.g. through share-based compensation. The harm to shareholders may be most

pronounced if managers engage in share repurchases above the fair value of the

company. As this agency-conflict is not immanent in dividends, retail inves-

tors´ preference for share repurchases over dividends should be negatively re-

lated with their fear to be exploited by managers.

Bhattacharya (1979) proposes a signaling model of dividends based on the as-

sumption of information asymmetries between management and outside share-

holders regarding the true value of a company. The model predicts that manag-

ers are able to signal the true value of their company to shareholders by distrib-

uting dividends. In this respect, a higher dividend corresponds with a higher

value of the company. If the signal provided proves to be false, this will lead to

costs related with the necessary financing of the dividends. These costs hinder

lower quality companies to imitate this signal. Thus, dividends might help in-

vestors to estimate corporate fundamental value more accurately. This might be


particularly true if retail investors do not trust in other bottom-line performance

indicators like net income which are subject to earnings management (Hodge

(2003), p. 42). Retail investors may also lack the necessary knowledge to inter-

pret accounting numbers and prefer filtered and objective information that are

easy to understand, such as dividends (Anderson and Epstein (1996), p. 36,

Hodge and Pronk (2006), p. 288, Cascino et al. (2014), p. 195). In accordance

with the signaling theory dividends should be an important information signal

for retail investors.

3 Survey design and sample construction

Our sample is based on a postal survey conducted in partnership with a Ger-

man blue chip company. In 2013 the shares of the company outperformed the

German DAX 30 for the third consecutive year. Additionally, the payout policy

of the company calls for a payout ratio of 40% to 60% of net profit. From 2000

until 2013 the company paid out around 40% of earnings, while the average

payout-ratio of HDAX constituents has been around 27%. The company in-

creased dividends in line with net profit growth. Although a corresponding

shareholders’ resolution is in place the company did not repurchase any shares

at the time of the surveys.

The cooperation with this company enabled us to survey a large subset of the

total population of German retail investors. In detail, in December 2007 and

February 2013 our partner company contacted all of its 465.321 respectively

424.699 German retail investors by mail. These numbers represent about

11,5% and 9,3% of the relevant population of 4,05 million in 2007 respectively

4,56 million in 2013 German retail investors that were directly invested in sin-

gle stocks at the time of each survey (DAI (2013), p. 3). All individual inves-

tors received a personally addressed cover letter containing instructions and a

request to participate in the survey as well as a two-page questionnaire and a

prepaid envelope to return the completed questionnaire at no monetary costs.

The cover letter has been sent to the recipients in the name of the CFO of the

company. In order to encourage survey participants to answer truthfully, the

recipients were informed that no conclusions could be drawn regarding their


personality as the survey was conducted on an anonymous basis. In order to

further encourage the participation in the survey we also addressed the im-

portance of the study to increase the attractiveness of the German financial

market, particularly against the background of the recent financial and econom-

ic crises in the 2013 survey. Additionally, it was pointed out that the survey

results will be made publicly available after completion. Furthermore, respond-

ents were asked not to answer the questions with specific reference to their

holdings in the partner company in order reduce biases related to the idiosyn-

cratic characteristics of our partner company. Around 95% of the respondents

held shares of different companies in their portfolio.

The questionnaire covers three main topics: retail investors´ needs for and use

of financial information (information rights), their use of voting rights (control-

ling rights) and their payout preferences (dividend rights). The latter is the top-

ic of interest of this study. Additionally, the questionnaire comprised demo-

graphic factors of the respondents. In order to reduce concerns related to the

non-response bias, which describes the possible effect that the group of re-

spondents is not a random proportion of the surveyed population, e.g. only bet-

ter educated or wealthier shareholders participate in a survey (Smith (2003), p.

125), the extent of the questionnaire was limited to two pages resulting in a

total of 24 questions. Most of these questions required the respondents’ evalua-

tion of particular research attributes, especially their beliefs, needs and prefer-

ences with regard to the three above-mentioned research topics on pre-

determined scales.

In order to reduce limitations arising from the survey design (Frankfurter et al.

(2002), Smith (2003), Chang et al. (2010)) we have paid special attention to the

understandability and unambiguity of the questions. The questionnaire has

been designed as carefully as possible to minimize effects from “loaded” ques-

tions and questions which obviate an answer, possibly skewing the findings

(Frankfurter et al. (2002), p. 213). Furthermore, during its development the

questionnaire passed through a two-stage out of sample pretest with researchers

and retail investors: First, the questionnaire was checked regarding its internal

validity by academic representatives. In a second step, 22 German retail inves-


tors, who were not shareholders of our research partner company, provided

their critical remarks on the contents. The respective comments and suggested

improvements have been considered thoroughly within the questionnaire.

Eventually, in analogy to Dong et al. (2005), our work should be unlikely to

suffer from politically or socially desirable answers which bias responses.

Out of the aggregate retail investor base 44.321 respectively 46.243 retail in-

vestors participated in the survey in 2008 and 2013. The corresponding re-

sponse rates of 9,5% in 2008 and 10,9% in 2013 are comparable to those of

previous surveys of retail investors and the field of corporate finance and retail

investor related research such as Trahan and Gitman (1995), Graham and Har-

vey (2001) and Elliott et al. (2008). The response rate in Dong et al. (2005) is

significantly higher due to their survey design. We exclude inconsistent7 or

incomplete responses. The final sample comprises 83.488 valid observations.

Table 1 illustrates the composition of the final sample.

Table 1-VI: Sample composition and response rate

4 Variables and descriptive statistics

4.1 Variable definitions

Our analysis of retail investors´ payout preferences is based on the following

questions: First, respondents had to specify their preferred combination of in-

come stemming from dividends and share price increases or capital gains re-

spectively. Answers were scaled from 1 to 6, with 1 indicating a preference for

very high dividends and no increase in share price and 5 reflecting a preference

for no dividends and a very high share price increase. A value of 6 indicates

7 For example responses with invalid number codes or implausible statements regarding

respondents’ holding period of stocks (e.g. holding period of stocks higher than age)

have been classified as inconsistent.

2013 2008

Number of shareholders surveyed 424.699 465.321

Number of responses 46.243 44.321

response rate 10,89% 9,52%

excluded responses 3.847 3.229

Number of remaining responses after adjustments 42.396 41.092


irrelevance of the source of total shareholder return. Second, survey partici-

pants were asked about their relative preference for share repurchases com-

pared to cash dividends. The potential answers were based on a Likert-scale

ranging from 1 (great dislike) to 5 (much better), with higher values indicating

a higher preference for share repurchases. Third, the questionnaire contained a

question concerning the importance of a steady income stream as investment

objective. Possible answers range from a value of 1 indicating a very low im-

portance to a value of 5 indicating a very high importance. Fourth, respondents

were asked to assign the importance of a 10% increase and decrease in divi-

dends and earnings for their decision to invest/disinvest in shares. In this con-

text respondents had to consider the following four constellations that might

influence investment/disinvestment decisions: (1) 10% increase in dividends;

(2) 10% decrease in dividends; (3) 10% increase in earnings; (4) 10% decrease

in earnings. Using a 5-level Likert scale, survey participants could answer the

questions by choosing between ordinal values from 1 (very low) to 5 (very

high). Questions Q2 and Q3 have been added to the questionnaire in 2013.

Hence, for these questions a time-comparison is not possible. Additionally,

besides the possibility of leaving the questions unanswered, the respondents

also had the option to respond to each question by quoting a value of 9, which

means “reasonable assessment not possible/don´t know”. Table 2 summarizes

the questions of interest.


Table 2-VI: Questions and corresponding scales

In order to further investigate the characteristics with a potential influence on

retail investors´ payout preferences, we use respondents’ demographic infor-

mation. Additionally, we use information on respondents’ investment prefer-

ences. A question regarding the level of risk aversion was included in the 2013

survey. Participants had to choose between two investment alternatives: The

first investment would return € 5.000 fixed while the second investment would

return € 1.000, € 5.500 or € 10.000, each with a respective probability of

33,33% depending on the state of the market. Respondents could also indicate

that they are indifferent between the two investment alternatives. The variable

therefore has three categories. Investors preferring the fixed payment are the

most risk-averse (Score 3) while respondents preferring the market dependent

investment are the least risk-averse (Score 1). Indifferent investors fall in be-

tween with a score of 2. We use this variable to analyze the impact of risk-

aversion on payout preferences.

Survey participants were also asked to provide information concerning the as-

sumed probability to be exploited by managers. Respondents could answer this

question based on a 5-level Likert scale. A value of 1 indicates a very low and

a value of 5 a very high probability of being exploited by managers. We use

2008 2013

Q1 The returns of shares are made up of the sum

of share price increases and dividend

payments. Which of the following combinations

of the two amounts do you prefer?

1 = very high dividend and no increase in share

price; 2 = high dividend and small increase in

share price; 3 = moderate dividend and

moderate increase in share price; 4 = low

dividend and large increase in share price;

5 = no dividend and very large increase in share

price; 6 = don't care; 9 = N/A.

Yes Yes

Q2 Generally speaking, what do you think of

distributions in the form of share buy-backs as

opposed to dividend payments?

1 = great dislike; 2 = somewhat dislike;

3 = the same; 4 = somewhat better;

5 = much better; 9 = N/A.

No Yes

Q3 What level of importance would you assign to

the investment objective "steady income from

dividends/disinvestments"?

1 = very low; 2 = low; 3 = moderate; 4 = high;

5 = very high; 9 = N/A. No Yes

Q4 What level of importance would you assign to

each of the following events when making

investment decisions?

(a) Net income up by 10 %

(b) Net income down by 10 %

(c) Dividend up by 10 %

(d) Dividend down by 10 %

QuestionsNo.

Yes Yes

1 = very low; 2 = low; 3 = moderate; 4 = high;

5 = very high; 9 = N/A.

Data availabilityPossible Answers


this variable to proxy for respondents’ level of fear in order to analyze princi-

pal-agenct conflicts.

Another question concerned respondents´ investment objectives. In the 2008

survey participants had to specify which goal best describes their investment

strategy. Respondents could choose between the following three alternatives:

“long-term asset accumulation”, “short-term gains” and “steady income from

dividends/disinvestments”. In the 2013 survey the participants had to rate the

importance of each goal on a 5-level Likert scale ranging from 1 (very low) to

5 (very high). Additionally, “protection against inflation-driven asset losses”

was added as potential response to the 2013 questionnaire. Based on the

aforementioned investment objectives we distinguish between long- and short-

term investors. Furthermore, survey participants had to state if tax considera-

tions influence their dividend preference or not. We use these information to

evaluate the influence of taxes on retail investors’ payout preferences. Finally,

the importance of continuous income stemming from dividends/disinvestments

is used to approximate the influence of transaction costs on retail investors´

payout preferences.

4.2 Sample description

Table 3 compares the respondents’ gender, age and education with that of the

average German retail investor in 2008 and 2013. It becomes obvious that re-

spondents’ demographic characteristics significantly differ from the de-

mographics of the average German private shareholder8. Compared with the

total population of German retail investors, older (especially age > 60 years),

better educated and male retail investors are overrepresented in our sample.

This emphasizes the case study characteristic of our study. Our results are not

generalizable. Thus, the case characteristic of our research design needs to be

beard in mind when drawing inferences from our empirical analyses.

8 The corresponding statistics have been provided by the Deutsche Aktieninstitut (DAI).


Table 3-VI: Sample distribution

All

ge

rman

re

tail

inv

est

ors

ΔA

ll g

erm

an r

eta

il

inv

est

ors

Δ

N%

%%

-poi

nts

N%

%%

-poi

nts

Ge

nd

er

mal

e34

.364

83,6

3%64

,51%

19,1

2%35

.061

82,7

0%67

,46%

15,2

4%

fem

ale

6.72

816

,37%

35,4

9%-1

9,12

%7.

335

17,3

0%32

,54%

-15,

24%

Ag

e

14 -

19

520,

13%

1,21

%-1

,08%

660,

16%

0,31

%-0

,15%

20 -

29

817

1,99

%4,

95%

-2,9

7%66

31,

56%

5,87

%-4

,31%

30 -

39

3.63

08,

83%

15,6

5%-6

,82%

2.08

24,

91%

12,7

9%-7

,88%

40 -

49

6.69

716

,30%

25,0

6%-8

,76%

5.56

513

,13%

21,8

9%-8

,77%

50 -

59

7.47

318

,19%

20,9

2%-2

,73%

7.49

417

,68%

24,2

8%-6

,61%

> 6

022

.423

54,5

7%32

,21%

22,3

6%26

.526

62,5

7%34

,85%

27,7

2%

Ed

uca

tio

n

no q

ualif

icat

ion

203

0,49

%0,

06%

0,44

%17

20,

41%

0,64

%-0

,24%

low

er s

econ

dary

edu

catio

n6.

683

16,2

6%18

,81%

-2,5

4%5.

697

13,4

4%13

,56%

-0,1

2%

seco

ndar

y sc

hool

leav

ing

cert

ific

ate

9.66

223

,51%

33,6

3%-1

0,11

%9.

058

21,3

7%24

,53%

-3,1

6%

univ

ersi

ty e

ntra

nce

qual

ific

atio

n24

.544

59,7

3%47

,51%

12,2

2%27

.469

64,7

9%61

,27%

3,52

%

Sam

ple

Sam

ple

20

08

20

13

Th

ed

istr

ibu

tio

no

fth

ed

emo

gra

ph

icch

arac

teri

stic

sfo

rth

eto

tal

po

pu

lati

on

of

Ger

man

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vat

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old

ers

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rvey

dat

aco

llect

edb

yN

FO

Infr

ates

t d

uri

ng

th

e fi

rst

hal

f o

f 20

08 a

nd

201

3.


5 Empirical analysis

5.1 Research design

On the one hand, we analyze the 2008 and the 2013 subsamples on an aggre-

gate level of all responses. On the other hand, based on established theories we

analyze whether differences between subgroups based on the following inves-

tor characteristics exist: investment strategy, relevance of tax considerations,

risk aversion, age and level of fear to be exploited by management. Additional-

ly, we test whether retail investors´ dividend preferences have changed over

time by comparing the responses of the 2008 and 2013 subsamples.

As the survey is subject to anonymity there is no possibility to analyze the re-

sponses in panel structure. The company´s payout policy has been stable be-

tween the two surveys. In the case that the dividend clientele remained stable

between the two surveys we are able to measure whether the payout prefer-

ences of the corresponding dividend clientele have changed over time. Alterna-

tively, the dividend clientele might have changed due to the tax reform. In this

case, we additionally measure changes in the dividend clientele.

As common in survey research in corporate finance (Graham and Harvey

(2001), Brav et al. (2005), Dong et al. (2005)), we test whether statistically

significant differences between the groups exist based on univariate tests. We

use different kinds of tests depending on the particular research question: To

test if the survey participants´ responses significantly differ between the sub-

groups we employ an independent two-sample t-test for the mean. Further-

more, as most answers are scaled from 1 to 5, with 3 as the neutral score, we

analyze whether the mean response significantly differs from the neutral score.

We use t-statistics to test for significant differences between the neutral score

and the mean. We complement our analysis by providing the distribution

around the neutral score. Finally, we also provide a correlation matrix (Table

16) in the appendix.


5.2 Results

5.2.1 Irrelevance theory

First, we analyze whether dividends are relevant to retail investors. In order to

do so we separate the responses to question Q1 into two groups. A value of 0 is

assigned to responses with a value of 6 indicating that the respondent does not

care about the combination of dividends and share price increases in the con-

text of shareholder return. All responses demonstrating a relevance of divi-

dends to the respondent – i.e. responses with a value of 1 to 5 – are considered

with a value of 1. We test whether the mean response is significantly different

from 0. Additionally, we analyze whether time-variation in the irrelevance of

dividends exists. Table 4 presents the results of the corresponding tests.

Table 4-VI: Relevance of dividends as a source of shareholder return

In both the 2008 and 2013 subsample around 97% of the respondents express

some kind of dividend-preference. The mean of 0,9735 (0,9717) for the 2013

(2008) survey considering all respondents is significantly different from 0 at

the 1%-level suggesting that for the vast majority of respondents dividends are

not irrelevant when evaluating total shareholder return. Next, we analyze retail

investors’ relative preferences for dividends over capital gains (DIV_VS_SPI).

In all of the following tests concerning respondents’ preference for dividends

relative to capital gains, responses indicating an irrelevance of the source of

Statistics

2008 2013 Δ = 2008 - 2013

Mean 0,9717 0,9735 -0,0019

0,0000 0,0000 0,0977*** *** ◊

N 40.044 41.474 81.518Table 4 reports mean response to the survey question on the relevance of

payout policy from all retail investors. Ratings are based on a scale of 0 (payout

policy is irrelevant) and 1 (payout policy is relevant). N is the number of

observations. Based on one-sample t-tests one (*), two (**) or three stars (***)

denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level respectively for mean is

different from 0. Based on an unpaired two-sample t-test one (◊), two (◊◊) or

three diamonds (◊◊◊) denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level

respectively for difference in means between the subsamples.

All respondents

p-Value


shareholder return to the investor (answer to question Q1 equals 6) are exclud-

ed. Thus, the following analyses are based on respondents who do not consider

the source of total shareholder return irrelevant. Additionally, we investigate

retail investors’ relative preference for share repurchases in comparison to cash

dividends (DIV_VS_SR). Generally, there should not be a relative preference

for either one as both lead to the same increase in wealth if capital gains and

dividends are taxed equally. The results are shown in Table 5.

Table 5-VI: Retail investors‘ payout preferences

In the 2013 subsample, overall, the mean response with regard to the prefer-

ence of dividends over share price increases equals 2,7181. The value is statis-

tically significantly lower than 3 indicating that respondents prefer dividends

over capital gains. This corresponds to the results of Dong et al. (2005) and

Maditinos et al. (2007) who provide clear support for retail investors´ strong

preferences for dividends (Dong et al. (2005), p. 144, Maditinos et al. (2007),

p. 25). In contrast, in the 2008 subsample the mean response is 3,0673 indicat-

ing a marginal but statistically significant preference for capital gains over div-

idends. When comparing the 2013 with the 2008 sample it becomes obvious

that retail investors’ preference for dividends has significantly increased be-

tween the two surveys. Furthermore, the distribution of responses around the

neutral score indicates heterogeneity in the dividend preferences of retail inves-

tors. This is consistent with the findings of Graham and Kumar (2006) that

Statistics

(2) DIV_VS_SR

2008 2013 Δ = 2008 - 2013 2013

Mean 3,0673 2,7181 0,3492 2,8166

0,0000 0,0000 0,0000 0,0000*** *** ◊◊◊ ***

Median 3,00 3,00 3,00

> 3 32,65% 15,70% 23,26%

< 3 26,77% 40,58% 38,61%

N 38.909 40.377 79.286 31.077

p-Value

All respondents

(1) DIV_VS_SPI

Table 5 (1) reports mean response to the survey question on the relative preference for dividends over share price

increases from all retail investors. Ratings are based on a scale of 1 (prefer very high dividend and no increase in

share price) to 5 (prefer large increase in share price and no dividend). Table 5 (2) reports mean response to the

survey question on the relative preference for share repurchases over dividends from all retail investors. Ratings are

based on a scale of 1 (prefer dividends over share repurchases) to 5 (prefer share repurchases over dividends). The

percentage of respondents that answered 1 or 2 (4 or 5) is given in row < 3 (> 3). N is the number of observations.

Based on one-sample t-tests one (*), two (**) or three stars (***) denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level

respectively for mean is different from 3. Based on an unpaired two-sample t-test one (◊), two (◊◊) or three diamonds

(◊◊◊) denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level respectively for difference in means between the subsamples.


some retail investors prefer high and others low dividend yield stocks (Graham

and Kumar (2006), p. 1313).

With regard to the relative preference for share repurchases in comparison to

cash dividends the mean answer of the full sample is 2,8166. In accordance

with Dong et al. (2005) this result suggests that retail investors prefer cash div-

idends over share repurchases.

Thus far, our results neglect the irrelevance theorem of dividends and demon-

strate either time-varying payout preferences or a change in the dividend clien-

tele. In the following we analyze potential explanations for this finding based

on established theories of payout preferences.

5.2.2 Influence of taxes

One potential explanation for the significant variation in dividend preferences

between the 2008 and 2013 subsamples is the business tax reform in 2009

(Strzyz (2013), p.179). In Germany until January 2009 50% of dividend in-

come and taxable capital gains on the individual investor level was taxed at the

individual income tax rate. In the case, capital gains were realized beyond a

one-year lock-up period, they were tax exempt. The business tax reform intro-

duced a flat rate withholding tax of 25% on all investment income (§ 32d (1)

EStG in conjunction with § 20 (1)-(2) EStG). Hence, since January 2009, capi-

tal gains and dividend payouts are taxed equally on the retail investor level,

regardless of the holding period of the stock (Spengel and Ernst (2008), p.

835f.).

As the tax-treatment of dividends and capital gains was equal within the lock-

up-period of one year prior to the tax-reform, retail investors’ dividend prefer-

ences might have been related to the investment strategy (long-term vs. short-

term): Before the tax reform rational investors following a long-term invest-

ment strategy should have a lower preference for dividends than for capital

gains as the realization of long-term capital gains was tax-free (Strzyz (2013),

p. 179). In contrast, for short term investors intending to sell securities within

one year after the purchase the realization of capital gains was not tax-exempt.

Thus, from a tax-perspective rational short-term investors should have been


indifferent between capital gains and dividends prior to the tax-reform. From a

tax perspective, this difference between the dividend preferences of the two

groups should have vanished after the tax reform in 2009 as capital gains and

dividends are now both subject to a flat-rate tax of 25%. Thus, while long-term

investors serve as the treatment group, short-term investors serve as the con-

trol-group in the following analysis.

Specifically, we compare the average dividend preferences of long- and short-

term investors of our 2008 and 2013 subsamples using unpaired two sample t-

tests. We expect the dividend preferences of long-term investors to increase

between the two surveys while short-term investors’ dividend preferences

should remain unchanged solely based on tax-considerations. In order to fur-

ther segregate the effect of the tax-reform, we additionally build a subsample

of respondents claiming that tax-considerations are relevant for their dividend

preference. The corresponding results are presented in Table 6.


Table 6-VI: Dividend preferences of long- and short-term investors before and after

the German tax reform

Sta

tist

ics

short

-term

long-t

erm

short

-term

long-t

erm

invest

ment

(sti

)in

vest

ment

(lti

)in

vest

ment

(sti

)in

vest

ment

(lti

)

2008

Mea

n3,4

668

3,1

505

0,3

164

3,4

601

3,2

625

0,1

976

0,0

000

0,0

000

0,0

000

0,0

000

0,0

000

0,0

000

**

**

**

◊◊◊

**

**

**

◊◊◊

Med

ian

4,0

03,0

04,0

03,0

0

> 3

56,9

7%

35,2

4%

55,6

2%

40,9

4%

< 3

18,9

9%

22,4

2%

19,2

0%

18,9

7%

N1.6

43

27.7

93

29.4

36

552

10.7

38

11.2

90

2013

Mea

n3,0

310

2,6

976

0,3

334

2,9

917

2,7

447

0,2

470

0,3

013

0,0

000

0,0

000

0,8

959

0,0

000

0,0

000

**

*◊◊

◊*

**

◊◊◊

Med

ian

3,0

03,0

03,0

03,0

0

> 3

34,4

8%

14,2

3%

31,1

2%

16,9

2%

< 3

33,8

8%

41,0

4%

34,0

2%

39,8

0%

N1.1

63

31.3

11

32.4

74

241

7.6

66

7.9

07

Δ =

2008 -

2013

Mea

n0,4

359

0,4

529

0,4

684

0,5

178

0,0

000

0,0

000

0,0

000

0,0

000

◊◊◊

◊◊◊

◊◊◊

◊◊◊

N2.8

06

59.1

04

793

18.4

04

Tab

le6

rep

ort

sm

ean

resp

on

se

toth

esu

rvey

qu

esti

on

on

the

rela

tiv

ep

refe

ren

ce

for

div

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ds

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er

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ce

incre

ases

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esto

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go

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reta

ilin

vesto

rsan

dP

an

el

Bco

nsid

ers

on

lyre

tail

inv

esto

rsw

ho

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10%

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vely

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nd

th

e s

ub

gro

up

s.

Panel A

Panel B

p-V

alue

p-V

alue

p-V

alue

Δ =

sti

- lti

Δ =

sti

- lti


Long-term investors’ dividend preferences are higher in all subsamples. This

might reflect the lower importance of dividends in short-term investment strat-

egies. Focusing on the changes in the dividend preferences between the 2008

and 2013 subsamples in Panel A, the difference in the mean response of short-

term investors between the 2008 and 2013 surveys was 0,4359. This compares

to a difference of 0,4529 in the dividend preference of long-term investors. The

changes in dividend preferences between the 2008 and 2013 are very similar

for long-term and short-term investors if we consider the total sample. Focus-

ing on the level of the responses, long-term investors´ mean response in 2008 is

significantly higher than three while the mean response in 2013 is significantly

lower than three. This suggests a change in the preferences from capital gains

to dividends. For short-term investors, however, we do not observe this change.

Turning to respondents who deem taxes important for their dividend preference

(Panel B), the differences in the mean dividend preference of short-term and

long-term investors between 2008 and 2013 are 0,4684 and 0,5178 respective-

ly. This suggests that dividend preferences of long-term investors changed

more than the dividend preferences of short-term investors. Thus, if we isolate

the tax-effect as closely as possible, the results hint to the expected importance

of the tax-reform on retail investors’ payout preferences. According to this

finding one potential determinant of the time-variation in dividend preferences

might be their tax-treatment.

In this respect Jacob and Jacob (2013) find evidence that firms’ decision to

initiate payments is closely related to the tax-treatment of dividends as well. If

investors’ dividends preferences are related with the tax-treatment of divi-

dends, managers may cater investors in response to increases in the corre-

sponding dividend preferences. This is in accordance with the catering theory

suggested by Baker and Wurgler (2004a). Thus, as suggested by prior evi-

dence, the time-varying payout preferences of investors may drive payout-

policy decisions (Baker and Wurgler (2004b), Brown et al. (2007), Becker et

al. (2011)).


While the evidence on the variation in payout-policy is well documented, our

results complement the findings of Kawano (2014) who provides demand-side

insights. Using data from the Surveys of Consumer Finances around the Jobs

and Growth Tax Relief Reconciliation Act of 2003 she finds strong support for

the dividend clientele hypothesis (Kawano (2014), p. 126). Besides, this is the

only study which also provides evidence on the effects of an exogenous change

in dividend and long-term capital gains tax rates on private investors´ dividend

preferences, measured on the basis of households’ portfolio choices.

5.2.3 Influence of risk aversion

As Gordon (1963) argues (retail) investors might prefer a safe payment of divi-

dends today over a share price increase resulting from risky investments of the

company tomorrow. The payment of dividends might therefore lead to a de-

crease in the risk perceived by retail investors and thus to an increase in the

share price. If the payment of dividends indeed leads to a reduction in the per-

ceived risk of the stock by retail investors, the preference for dividends over

capital gains should increase with the level of risk-aversion of the retail inves-

tor. While the significantly negative correlation coefficient between retail in-

vestors´ dividend preferences (DIV_VS_SPI) and their risk aversion (RISK)

confirms this expectation (Table 16), we test this prediction by comparing the

payout preferences of respondents with a relatively low level of risk aversion

(I) to those with a relatively high level of risk aversion (III). Table 7 shows the

results.


Table 7-VI: Risk aversion and payout preferences

The results indicate that the preference for dividends over capital gains in-

creases with the level of respondents’ risk-aversion. While the average answer

for all groups is lower than three, indicating a preference for dividends over

share price increases, the payout preference of retail investors with a risk-

aversion score of three is significantly lower than that of respondents with a

risk-aversion score of one. The difference between the two groups is statistical-

ly significant at the 1%-level and supports the notion that the preference for

dividends over capital gains increases with the risk-aversion of retail investors.

The results are in line with the bird-in-the-hand argument of Gordon (1963) but

in contrast to the results of Kawano (2014) who does not find the expected re-

lationship between individual investors´ attitude towards risk and the dividend

yield of their portfolio (Kawano (2014), p. 129). Additionally, the findings of

both Dong et al. (2005) and Maditinos et al. (2007) contradict the uncertainty

resolution theory. Instead of preferring dividend paying stocks because they are

perceived to be less risky, the surveyed retail investors deem dividend paying

companies to be even more risky (Dong et al. (2005), p. 144, Maditinos et al.

(2007), p. 144).

Statistics

I II III Δ = I - III

2013

Mean 2,7881 2,7348 2,6702 0,1179

0,0000 0,0000 0,0000 0,0000*** *** *** ◊◊◊

Median 3,00 3,00 3,00

> 3 18,64% 14,67% 14,73%

< 3 38,39% 38,34% 43,20%

N 10.065 10.205 18.421 28.486

p-Value

Table 7 reports mean response to the survey question on the relative preference for dividends over

share price increases from retail investors categorized according to their level of risk aversion. Ratings

are based on a scale of 1 (prefer very high dividend and no increase in share price) to 5 (prefer large

increase in share price and no dividend). The percentage of respondents that answered 1 or 2 (4 or 5) is

given in row < 3 (> 3). N is the number of observations. Based on one-sample t-tests one (*), two (**)

or three stars (***) denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level respectively for mean is

different from 3. Based on an unpaired two-sample t-test one (◊), two (◊◊) or three diamonds (◊◊◊)

denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level respectively for difference in means between the

subgroups I and III.

Level of risk aversion


5.2.4 Influence of transaction costs

Next, we analyze whether transaction costs influence retail investors’ dividend

preferences. In order to do so we cluster respondents into five different groups

based on the relevance of steady income streams stemming from divi-

dends/disinvestments as personal investment objective. Respondents were able

to indicate the relevance of steady income from their investments from very

low (score of 1) to very high (score of 5). Portfolio liquidations trigger direct

transaction costs such as brokerage fees. This is not the case for dividends. If

retail investors try to circumvent transaction costs, the dividend preference of

respondents should be positively related with the importance of a steady in-

come stream from their investment portfolio. The results are shown in Table 8.

Table 8-VI: Relevance of steady income streams and payout preferences I

By comparing the mean responses within the different groups it becomes obvi-

ous that the dividend preference increases with the relevance of a steady in-

come as an investment objective of the retail investor. This relationship is also

reflected in a highly significant correlation coefficient of -0,292 (Table 16).

The mean response of retail investors who deem the relevance of a steady in-

come stream very important (Group V) equals 2,2468. The mean response of

retail investors who assign a very low importance to a steady income stream

within their investment objective (Group I) equals 3,0377. The difference be-

tween the two groups is statistically significant at the 1%-level, supporting our

expectations. Our results deviate from the findings of Maditinos et al. (2007)

2013

Mean 3,0377 2,9988 2,8261 2,5431 2,2468 0,7910

0,0057 0,9151 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000*** *** *** *** ◊◊◊

Median 3,00 3,00 3,00 2,00 2,00

> 3 28,21% 25,87% 15,90% 9,04% 6,54%

< 3 26,68% 26,36% 32,23% 50,37% 67,34%

N 4.584 6.010 10.965 11.835 5.049 9.633

p-Value

Table 8 reports mean response to the survey question on the relative preference for dividends over share price increases from

retail investors categorized according to the relevance of steady income streams. Ratings are based on a scale of 1 (prefer very

high dividend and no increase in share price) to 5 (prefer large increase in share price and no dividend). The percantage of

respondents that answered 1 or 2 (4 or 5) is given in row < 3 (> 3). N is the number of observations. Based on one-sample t-tests

one (*), two (**) or three stars (***) denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level respectively for mean is different from 3.

Based on an unpaired two-sample t-test one (◊), two (◊◊) or three diamonds (◊◊◊) denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-

level respectively for difference in means between the subgroups I and V.

StatisticsI II III IV V Δ = I - V


who show that Greek retail investors deem transaction costs not be an im-

portant factor influencing their dividend preference (Maditinos et al. (2007), p.

27). On the contrary, Dong et al. (2005) show that especially old investors (age

above 55 years), low-income investors and investors without university educa-

tion, prefer dividends because of transaction costs (Dong et al. (2005), pp. 144,

147).

In order to generate income from share price increases attributable to share

repurchases retail investors also have to liquidate portfolio positions. Thus, we

expect the preference for share repurchases over capital gains to decrease with

the relevance assigned to a steady income from the investment portfolio. The

results are shown in Table 9.

Table 9-VI: Relevance of steady income streams and payout preferences II

In line with our expectations the preference for share repurchases is lower for

respondents who assign a higher importance to a steady income stream from

their portfolio. The mean response of retail investors that deem a steady in-

come stream as very important (Group V) is 2,7514 while the mean response of

investors who assign a very low importance to a steady income stream (Group

I) is 2,8344. The difference between the mean response of this groups is statis-

tically significant at the 1%-level. Furthermore, we observe a general positive

relation between dividend preferences and the importance assigned to a steady

income stream from the investment portfolio. Both findings support the rele-

vance of transaction costs for retail investors’ payout preferences.

2013

Mean 2,8344 2,8355 2,8386 2,7907 2,7514 0,0830

0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0003*** *** *** *** *** ◊◊◊

Median 3,00 3,00 3,00 3,00 3,00

> 3 24,39% 23,97% 23,93% 21,83% 23,17%

< 3 37,94% 38,19% 37,85% 39,25% 42,71%

N 3.292 4.601 8.501 9.399 3.983 7.275

p-Value

Table 9 reports mean response to the survey question on the relative preference for share repurchases over dividends from

retail investors categorized according to the relevance of steady income streams. Ratings are based on a scale of 1 (prefer

dividends over share repurchases) to 5 (prefer share repurchases over dividends). The percentage of respondents that

answered 1 or 2 (4 or 5) is given in row < 3 (> 3). N is the number of observations. Based on one-sample t-tests one (*), two

(**) or three stars (***) denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level respectively for mean is different from 3. Based on

an unpaired two-sample t-test one (◊), two (◊◊) or three diamonds (◊◊◊) denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level

respectively for difference in means between the subgroups I and V.

StatisticsI II III IV V Δ = I - V


5.2.5 Influence of self-control problems

Graham and Kumar (2006) find that retail investors’ preferences for dividend

yield increase with age. This positive correlation may be attributable to self-

control problems related to accumulating wealth, which are especially pro-

nounced for younger investors. Alternatively, older investors and especially

retirees may be dependent on a steady income stream from dividends to fund

their consumption. Against this background, we compare the assigned im-

portance of a steady income stream by investors older than 65 (60) years with

that assigned by investors younger than 65 (60) years. The threshold of 65

years is set in accordance with the German statutory retirement age. The

threshold of 60 years is used as further robustness check of our results. Table

10 shows the results.

Table 10-VI: Importance of steady income streams

The results confirm our expectations. A steady income stream from the invest-

ment portfolio is significantly more important to respondents who are 65 (60)

years and older than to investors younger than 65 (60) years. The differences

between the corresponding subgroups are statistically significant at the 1%-

level in both cases.

This result may be of particular importance against the background of the self-

control theory. We expect older investors to exhibit a higher preference for

dividends than younger investors as they might be more dependent on invest-

ment income for the purpose of consumption and refrain from liquidating port-

Statistics

< 60 ≥ 60 Δ < 65 ≥ 65 Δ

2013

Mean 3,1188 3,1738 -0,0550 3,1363 3,1694 -0,0331

0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0060*** *** ◊◊◊ *** *** ◊◊◊

Median 3,00 3,00 3,00 3,00

> 3 42,06% 43,93% 42,66% 43,77%

< 3 29,94% 27,36% 29,41% 27,28%

N 15.508 24.627 20.330 19.805

p-Value

AgeAge

Table 10 reports mean response to the survey question on the level of importance of the investment objective "steady

income from dividends/disinvestments" from retail investors categorized according to age groups. Ratings are based on a

scale of 1 (very low) to 5 (very high). The percentage of respondents that answered 1 or 2 (4 or 5) is given in row < 3 (> 3).

N is the number of observations. Based on one-sample t-tests one (*), two (**) or three stars (***) denote significance at

the 10%-, 5%- and 1%-level respectively for mean is different from 3. Based on unpaired two-sample t-tests one (◊), two

(◊◊) or three diamonds (◊◊◊) denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level respectively for differences in means

between the subgroups.


folio positions due to transaction costs. In order to analyze the relationship of

dividend preferences and age we divide the 2013 and 2008 subsamples into

quartiles based on the respondents’ age. The results are presented in Table 11.

Table 11-VI: Age and payout preferences I

In both subsamples respondents’ dividend preferences increase with age (corre-

lation of 5,5% in 2013 and 9,4% in 2008). The difference between respond-

ents’ dividend preferences in the first and fourth quartile is significantly differ-

ent at the 1%-level in both, the 2008 and 2013 subsample. The relation remains

robust after the discriminating taxation of dividends has been abandoned in the

course of the German tax reform in 2009. The result supports the self-control

theory of dividends and is in line with prior empirical evidence (Dong et al.

(2005), Graham and Kumar (2006), p. 1314f.).

Statistics

I II III IV Δ = I - IV

2008

Mean 3,1558 3,1354 3,0182 2,8980 0,2577

0,0000 0,0000 0,0323 0,0000 0,0000*** *** ** *** ◊◊◊

Median 3,00 3,00 3,00 3,00

> 3 36,33% 35,23% 30,87% 25,47%

< 3 23,91% 24,16% 28,69% 32,20%

N 11.324 9.429 11.879 6.277 17.601

2013

Mean 2,7758 2,7666 2,7080 2,6381 0,1377

0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000*** *** *** *** ◊◊◊

Median 3,00 3,00 3,00 3,00

> 3 17,77% 17,51% 14,94% 13,14%

< 3 38,08% 38,83% 40,85% 43,90%

N 8.839 10.041 10.334 11.163 20.002

Δ = 2008 - 2013

Mean 0,3800 0,3689 0,3102 0,2600

0,0000 0,0000 0,0000 0,0000◊◊◊ ◊◊◊ ◊◊◊ ◊◊◊

N 20.163 19.470 22.213 17.440

Age groups

p-Value

p-Value

p-Value

Table 11 reports mean responses to the survey question on the relative preference for dividends over share

price increases from retail investors categorized according to age groups. Ratings are based on a scale of 1

(prefer very high dividend and no increase in share price) to 5 (prefer large increase in share price and no

dividend). The percentage of respondents that answered 1 or 2 (4 or 5) is given in row < 3 (> 3). N is the

number of observations. Based on one-sample t-tests one (*), two (**) or three stars (***) denote

significance at the 10%-, 5%- and 1%-level respectively for mean is different from 3. Based on unpaired two-

sample t-tests one (◊), two (◊◊) or three diamonds (◊◊◊) denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level

respectively for differences in means between the subsamples and the subgroups.


Theoretically, share repurchases and the distribution should lead to an equal

increase in investors’ wealth. However, the income provided by dividends is

subject to self-control problems. Thus, younger retail investors should have a

higher relative preference for share repurchases over dividends in order to limit

self-control problems related with steady income streams from the investment

portfolio. We analyze the relative preference for share repurchases over divi-

dends based on quartiles of respondents’ age. The results are shown in Table

12.

Table 12-VI: Age and payout preferences II

Against our expectations the preference for share repurchases increases with

respondents’ age. The difference between the first and fourth quartile is signifi-

cant at the 1%-level indicating a higher preference of older investors for share

repurchases. We do not have an economic explanation for this finding.

5.2.6 Influence of agency costs

An alternative explanation for dividend preferences is the agency-conflict be-

tween management and shareholders. Managers’ actions may be detrimental

for shareholders. Dividends may limit this agency conflict by extracting cash

from the company. Against this background, retail investors’ dividend prefer-

ences should be positively related with the perceived level of agency-conflicts.

We proxy for perceived agency-conflicts with respondents’ indicated level of

Statistics

I II III IV Δ = I - IV

2013

Mean 2,6590 2,7624 2,8799 2,9385 -0,2795

0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000*** *** *** *** ◊◊◊

Median 3,00 3,00 3,00 3,00

> 3 20,71% 22,59% 24,19% 25,11%

< 3 48,56% 41,83% 34,85% 30,86%

N 6.911 7.867 8.043 8.256 15.167

Age groups

p-Value

Table 12 reports mean responses to the survey question on the relative preference for share repurchases

over dividends from retail investors categorized according to age groups. Ratings are based on a scale of 1

(prefer dividends over share repurchases) to 5 (prefer share repurchases over dividends). The percentage

of respondents that answered 1 or 2 (4 or 5) is given in row < 3 (> 3). N is the number of observations.

Based on one-sample t-tests one (*), two (**) or three stars (***) denote significance at the 10%-, 5%- and

1%-level respectively for mean is different from 3. Based on an unpaired two-sample t-test one (◊), two (◊◊)

or three diamonds (◊◊◊) denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level respectively for difference in

means between the subgroups I and IV.


fear to be exploited by managers scaled from a very low (value of 1) to a very

high (value of 5) level of fear. We analyze differences in the dividend prefer-

ences of the according subgroups. Additionally, we analyze whether differ-

ences exist between the 2008 and 2013 subsamples. Table 13 shows the results.

Table 13-VI: Agency-problems and payout preferences I

The results do not support the agency-theory of dividends. Against our expec-

tations, respondents with a higher level of fear to be exploited by the manage-

ment have a lower preference for dividends. Focusing on the differences be-

tween groups I and V this finding is statistically significant at the 5%-level for

the 2008 and not statistically significant for the 2013 subsample. Our results

are in line with the findings of Baker et al. (2002), Brav et al. (2005), Dong et

al. (2005) and Maditinos et al. (2007). However, the latter focus on the execu-

tives´ notion about the relevance of payout policy “as a means of self-imposing

discipline” (Brav et al. (2005), p. 510). Just a minority of the interviewed man-

Statistics

I II III IV V Δ = I - V

2008

Mean 3,0009 3,0801 3,0756 3,0749 3,0736 -0,0727

0,9766 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0.0238 *** *** *** *** ◊◊

Median 3,00 3,00 3,00 3,00 3,00

> 3 33,13% 32,97% 31,59% 32,61% 34,85%

< 3 31,10% 25,56% 25,12% 26,20% 29,05%

N 1.135 5.966 9.927 11.473 8.006 9.141

2013

Mean 2,6576 2,7111 2,7451 2,7311 2,6982 -0,0406

0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,1338*** *** *** *** ***

Median 3,00 3,00 3,00 3,00 3,00

> 3 17,12% 14,86% 14,67% 16,40% 17,99%

< 3 44,42% 41,18% 38,27% 40,25% 43,11%

N 1.513 8.020 11.723 9.949 6.008 7.521

Δ = 2008 - 2013

Mean 0,3432 0,3690 0,3304 0,3437 0,3753

0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000◊◊◊ ◊◊◊ ◊◊◊ ◊◊◊ ◊◊◊

N 2.648 13.986 21.650 21.422 14.014

p-Value

p-Value

p-Value

Level of fear to be exploited by management

Table 13 reports mean response to the survey question on the relative preference for dividends over share price increases

from retail investors categorized according to level of fear to be exploited by management. Ratings are based on a scale of

1 (prefer very high dividend and no increase in share price) to 5 (prefer large increase in share price and no dividend). The

percentage of respondents that answered 1 or 2 (4 or 5) is given in row < 3 (> 3). N is the number of observations. Based

on one-sample t-tests one (*), two (**) or three stars (***) denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level

respectively for mean is different from 3. Based on unpaired two-sample t-tests one (◊), two (◊◊) or three diamonds (◊◊◊)

denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level respectively for differences in means between the subsamples and the

subgroups.


agers confirms that dividend payments might be an appropriate instrument to

mitigate agency conflicts (Brav et al. (2005), p. 510).

Share repurchases may be used by managers in order to artificially increase

share prices and earnings per share. In this case they may increase management

compensation at the cost of shareholders. These costs may be especially pro-

nounced if shares are repurchased at a price higher than the fair value. In this

respect, the retail investors who fear to be exploited by management should

prefer dividends over share repurchases as dividends are not subject to a corre-

sponding agency conflict. We analyze this relationship by comparing retail

investors payout preferences based on respondents’ indicated level of fear to be

exploited by managers. The results are presented in Table 14.

Table 14-VI: Agency-problems and payout preferences II

We find a positive relation between respondents’ indicated level of fear to be

exploited by management and the relative preference for dividends over share

repurchases. The difference in the means of the subgroups with the highest

(group V) and the lowest level (group I) of fear are significantly positive at the

1%-level. With respect to share repurchases our results support the agency ar-

gument. However, as we do not find this relationship in both cases this finding

is not robust.

Statistics

I II III IV V Δ = I - V

2013

Mean 2,8777 2,8491 2,8451 2,7904 2,6984 0,1793

0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000*** *** *** *** *** ◊◊◊

Median 3,00 3,00 3,00

> 3 26,60% 23,68% 22,93% 22,79% 22,75%

< 3 37,64% 36,47% 36,32% 40,72% 45,73%

N 1.169 6.402 9.230 7.658 4.682

p-Value

Level of fear to be exploited by management

Table 14 reports mean response to the survey question on the relative preference for share repurchases over dividends

from retail investors categorized according to level of fear to be exploited by management. Ratings are based on a scale of

1 (prefer dividends over share repurchases) to 5 (prefer share repurchases over dividends). The percentage of

respondents that answered 1 or 2 (4 or 5) is given in row < 3 (> 3). N is the number of observations. Based on one-sample

t-tests one (*), two (**) or three stars (***) denote significance at the 10%-, 5%- and 1%-level respectively for mean is

different from 3. Based on an unpaired two-sample t-test one (◊), two (◊◊) or three diamonds (◊◊◊) denote significance at

the 10%-, 5%- and 1%-level respectively for difference in means between the subgroups I and V.


5.2.7 Signaling theory

Dividends may also be considered a signaling instrument as they provide pri-

vate information to investors if information asymmetries exist between manag-

ers and shareholders (Bhattacharya (1979)). Information asymmetries may be

especially pronounced for less sophisticated retail investors. In order to analyze

the role of dividends as a signaling instrument for retail investors, we compare

the level of importance assigned to a 10% increase (decrease) in dividends with

that assigned to a 10% increase (decrease) in earnings. As earnings may be

subject to earnings management and manipulation, we expect dividend increas-

es (decreases) to be of a higher importance than earnings increases (decreases).

The answers are scaled on a 5-level Likert scale, with higher values indicating

a higher importance of the respective signal. Table 15 provides the results.


Table 15-VI: Signaling theory

Sta

tist

ics

Net

Inco

me (

NI)

Div

idend (

D)

Net

Inco

me (

NI)

Div

idend (

D)

2008

Mea

n3,6

075

3,2

231

0,3

793

3,6

141

3,5

022

0,1

039

0,0

000

0,0

000

0,0

000

0,0

000

0,0

000

0,0

000

**

**

**

○○

○*

**

**

*○

○○

Med

ian

4,0

03,0

04,0

04,0

0

> 3

59,6

9%

42,4

4%

59,5

7%

53,7

6%

< 3

11,9

1%

22,5

0%

13,0

4%

17,1

7%

N37.1

59

32.4

87

32.3

90

37.1

54

36.2

39

35.9

88

2013

Mea

n3,5

252

3,6

868

-0,1

59

63,3

861

3,4

564

-0,0

69

2

0,0

000

0,0

000

0,0

000

0,0

000

0,0

000

0,0

000

**

**

**

○○

○*

**

**

*○

○○

Med

ian

4,0

04,0

03,0

04,0

0

> 3

55,6

9%

63,0

9%

48,6

0%

51,9

1%

< 3

13,7

3%

11,7

9%

19,4

6%

18,8

4%

N38.1

11

38.2

99

37.6

66

37.1

39

37.1

85

36.7

97

Δ =

20

08

- 2

013

Mea

n0,0

823

-0,4

63

70,2

280

0,0

459

0,0

000

0,0

000

0,0

000

0,0

000

◊◊◊

◊◊◊

◊◊◊

◊◊◊

N75.2

70

70.7

86

74.2

93

73.4

24

Tab

le15

rep

ort

sm

ean

resp

on

se

toth

esu

rvey

qu

esti

on

on

the

imp

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an

ce

of

net

inco

me

an

dd

ivid

en

dfr

om

all

reta

ilin

vesto

rs.R

ati

ng

sare

based

on

a

scale

of

1(v

ery

low

)to

5(v

ery

hig

h).

Th

ep

erc

en

tag

eo

fre

sp

on

den

tsth

at

an

sw

ere

d1

or

2(4

or

5)

isg

iven

inro

w<

3(>

3).

Nis

the

nu

mb

er

of

ob

serv

ati

on

s.

Based

on

on

e-s

am

ple

t-te

sts

on

e(*

),tw

o(*

*)

or

thre

esta

rs(*

**

)d

en

ote

sig

nif

ican

ce

at

the

10%

-,5%

-an

d1%

-lev

el

resp

ecti

vely

for

mean

isd

iffe

ren

tfr

om

3.

Based

on

pair

ed

two

-sam

ple

t-te

sts

on

e(○

),tw

o(○

○)

or

thre

e(○

○○

)cir

cle

sd

en

ote

sig

nif

ican

ce

at

the

10%

-,5%

-an

d1%

-

lev

el

resp

ecti

vely

for

dif

fere

nces

inm

ean

sb

etw

een

the

su

bg

rou

ps.

Based

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un

pair

ed

two

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ple

t-te

sts

on

e(◊

),tw

o(◊

◊)

or

thre

e(◊

◊◊)

dia

mo

nd

s

den

ote

sig

nif

ican

ce a

t th

e 1

0%

-, 5

%-

an

d 1

%-l

ev

el re

sp

ecti

vely

fo

r d

iffe

ren

ces in

mean

s b

etw

een

th

e s

ub

sam

ple

s.

Δ =

NI

- D

… d

ecr

ea

se b

y 1

0 %

p-V

alue

… incr

ea

se b

y 1

0 %

p-V

alue

p-V

alue

Δ =

NI

- D


In the 2008 subsample respondents assign a moderate importance to dividend

increases (decreases) as reflected in the mean response of 3,2231 (3,5022). The

assigned importance to changes in net income is statistically significantly high-

er than that assigned to changes in dividends suggesting a lower importance of

the information signal provided by dividend changes. However, this relation

reverses in the 2013 subsample. This result indicates that changes in dividends

are perceived as even more important than changes in net income. One poten-

tial explanation for this finding might be the debate about fair value accounting

in the course of the financial crisis. It has been argued that fair value account-

ing may have exacerbated the severity of the crisis for financial institutions

through its link to bank regulation (Heaton et al. (2010), p. 75). One other ma-

jor critique concerned the difficulty to determine fair values of illiquid assets

(Laux and Leuz (2010), p. 93). Overall respondents’ may have lost faith in ac-

counting figures and turned to alternative information signals such as divi-

dends. Overall, our findings support the notion that changes in dividends pro-

vide an important information signal to retail investors confirming the previous

survey based evidence of Dong et al. (2005) and Maditinos et al. (2007). In this

context, dividend changes might serve as a signal about the profitability of the

firm or rather future cash flow prospects (Dong et al. (2005), p. 146). For the

supply side of dividends Brav et al. (2005) confirm that corporate payout poli-

cy conveys information to investors. However, due to the lack of support of the

assumptions and causal relationships within signaling models they conclude

that their survey results do not support these models (Brav et al. (2005), p.

513).

6 Limitations and robustness checks

Due to the case study design of our study, i.e. all survey participants are invest-

ed in the same company, and the related use of a convenience sample our re-

sults are not generalizable. This limitation is even aggravated by the fact that

our respondents´ demographic characteristics (i.e. age, education and gender)

significantly differ from the demographics of the average German private

shareholder, with older, better educated and male retail investors being

overrepresented in our sample. In order to limit the overrepresentation of


“gray-haired dividend loving” retail investors (Brav et al. (2005), p. 509) and

to indicate whether our results are driven by the construction of our sample we

weight the responses with post-stratification weights in accordance with the

demographic characteristics of the average German retail investor in robustness

checks. Even if we cannot ensure that weighting the data with post-

stratification weights yields unbiased results due to our non-random sample

(Horne and Horne (1997), p. 352), we are able to limit the influence of this

overrepresentation. Using weighted data in undisclosed robustness checks, the

results do not provide any indication of significant changes in our findings.

One further design-specific issue of survey studies is the problem of non-

response (“non-response bias”). We try to address this issue by controlling for

“late” responses which have been received after expiry of the official response

period. This approach is based on the assumption that these late – almost reluc-

tant – respondents resemble those that did not answer at all (van der Stede et al.

(2005), p. 674). While the robustness checks indicate just little differences of

level in the payout preferences and characteristics between late and other re-

spondents, our main findings and conclusions remain unchanged.

A third concern of our study design might arise from the fact that our sample

includes responses from participants who are, according to their own state-

ments, only invested in our partner company or who are current or former em-

ployees of this company. The particular connection of these investors to the

company might alter their specific intention of holding shares of this company.

Hence, to address these issues which might bias our results, we first exclude all

observations of investors that are solely invested in our partner company. Sec-

ondly, we exclude all observations of investors stating that they were recent or

at least former employees of our partner company at the time of the survey. In

aggregate these robustness checks do not change our main findings and conclu-

sions.

Additionally, another survey-design related issue consists in the possibility that

respondents’ answers do not necessarily reflect their actual actions. This holds


true although. In the cover letter of the survey, survey participants were asked

to base their answers on their actual behavior as a shareholder.

Finally, one has to bear in mind that our results do not allow for causal rela-

tionships to be established since single relationships might also be driven by

other factors we cannot control for. For example, the time-variance of dividend

preferences does not necessarily result from the German business tax reform in

2009. Instead, this result might rather be driven by other factors like the finan-

cial and economic crisis or, compared to 2008, the historically low interest

rates. However, even falling back on multivariate analyses could not solve this

problem. Thus, due to the case-study as well as research design all inferences

derived from our results have to be drawn with caution.

7 Conclusion

This survey-based case study provides unique insights into the potential deter-

minants of German retail investors’ payout preferences. First, we demonstrate

that the corporate payout policy is not irrelevant to retail investors when evalu-

ating total shareholder return. Secondly, we demonstrate time-varying dividend

preferences of retail investors and link this finding to the reform of the German

tax-system which abolished the discriminating tax treatment of dividends.

From the demand side of dividends, this complements the catering theory

(Baker and Wurgler (2004a)) which implicitly assumes that dividend prefer-

ences of investors are time-varying. Furthermore, based on well-established

theories and prior empirical evidence we find that respondents’ payout prefer-

ences are related to their level of risk-aversion (bird-in-the-hand theory) and

the importance of a steady income stream from their portfolios (transaction

cost theory). Even though our results hint at the existence of self-control prob-

lems related to accumulating wealth, the findings are not robust. Supporting the

suggestions of the signaling theory dividend changes are considered an im-

portant information signal by the survey respondents. We are not able to con-

firm the agency-argument of dividends.


Based on the largest survey in the field, this analysis contributes to the still

limited direct evidence on retail investors’ payout preferences and sheds further

light on the still unsolved dividend puzzle.


Appendix

Table A1-VI: Correlation matrix

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

(1)

AG

E-0

,09

4-0

,08

70

,04

90

,09

70

,09

30

,01

5-0

,04

0-0

,01

9

(2)

DIV

_V

S_

SP

I-0

,05

50,0

04

0,0

20

-0,1

98

-0,0

18

0,0

38

-0,0

79

0,0

88

(3)

RIS

K0

,09

1-0

,05

8

(4)

M_

FE

AR

-0,0

88

0,0

02

0,0

30

-0,0

36

-0,0

20

-0,0

52

-0,0

10

-0,0

09

0,0

12

(5)

NI_

INC

0,0

57

0,0

11

-0,0

30

-0,0

40

0,5

72

0,5

21

0,6

27

-0,0

43

0,0

75

(6)

NI_

DE

C0

,02

10,0

13

-0,0

34

-0,0

06

0,6

54

0,4

71

0,4

01

-0,0

22

0,0

52

(7)

DIV

_IN

C0

,06

0-0

,21

0-0

,003

-0,0

33

0,6

06

0,4

40

0,3

94

-0,0

08

0,0

81

(8)

DIV

_D

EC

0,0

25

-0,1

48

-0,0

16

-0,0

01

0,4

34

0,6

90

0,6

60

-0,0

25

0,0

97

(9)

D_

INV

_S

TR

AT

EG

Y-0

,03

3-0

,07

40,0

04

-0,0

18

-0,0

47

-0,0

31

-0,0

21

-0,0

14

0,0

23

(10)

D_

TA

X-0

,02

60

,02

5-0

,05

90

,02

50

,09

10

,08

50

,07

50

,08

10

,01

7

(11)

ST

EA

DY

_IN

C0,0

01

-0,2

92

0,0

16

-0,0

07

0,1

14

0,0

94

0,2

51

0,1

97

0,0

07

0,0

95

(12)

DIV

_V

S_

SR

0,1

17

0,1

18

-0,0

32

-0,0

55

0,1

02

0,0

69

0,0

36

0,0

12

-0,0

08

0,0

95

-0,0

29

Tab

le1

6re

po

rts

the

Bra

vai

s-P

ears

on

corr

elat

ion

coef

fici

ents

for

all

var

iabl

esus

edin

our

anal

ysi

s.T

he

corr

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ion

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ents

are

pre

sen

ted

belo

wth

e

diag

on

al f

or

the

surv

ey i

n 2

01

3 a

nd

abo

ve

for

the

surv

ey i

n 2

00

8.

Bo

ld p

rin

t co

effi

cien

ts d

eno

te s

tati

stic

al s

ign

ific

ance

at

the

1%

-lev

el.


Table A2-VI: Variable definitions

20

08

20

13

(1)

AG

EA

ge

Yes

Yes

(2)

DIV

_V

S_

SP

IR

ela

tive p

refe

rence f

or

div

idends

over

share

pri

ce incre

ase

1 =

very

hig

h d

ivid

end a

nd n

o incre

ase

in s

hare

pri

ce;

2 =

hig

h d

ivid

end a

nd s

mall

incre

ase

in s

hare

pri

ce;

3 =

modera

te d

ivid

end a

nd m

odera

te incre

ase

in s

hare

pri

ce;

4 =

low

div

idend a

nd larg

e incre

ase

in s

hare

pri

ce;

5 =

no d

ivid

end a

nd v

ery

larg

e incre

ase

in s

hare

pri

ce;

6 =

don't c

are

.

Yes

Yes

(3)

RIS

KL

evel of

risk

avers

ion

1 =

low

; 2 =

modera

te;

3 =

hig

h.

No

Yes

(4)

M_

FE

AR

Level of

fear

to b

e e

xplo

ited b

y m

anagem

ent

1 =

very

low

; 2 =

low

; 3 =

modera

te;

4 =

hig

h;

5 =

very

hig

h.

Yes

Yes

(5)

NI_

INC

Import

ance o

f a 1

0 %

incre

ase

in e

arn

ings

1 =

very

low

; 2 =

low

; 3 =

modera

te;

4 =

hig

h;

5 =

very

hig

h.

Yes

Yes

(6)

NI_

DE

CIm

port

ance o

f a 1

0 %

decre

ase

in e

arn

ings

1 =

very

low

; 2 =

low

; 3 =

modera

te;

4 =

hig

h;

5 =

very

hig

h.

Yes

Yes

(7)

DIV

_IN

CIm

port

ance o

f a 1

0 %

incre

ase

in d

ivid

ends

1 =

very

low

; 2 =

low

; 3 =

modera

te;

4 =

hig

h;

5 =

very

hig

h.

Yes

Yes

(8)

DIV

_D

EC

Import

ance o

f a 1

0 %

decre

ase

in d

ivid

ends

1 =

very

low

; 2 =

low

; 3 =

modera

te;

4 =

hig

h;

5 =

very

hig

h.

Yes

Yes

(9)

D_

INV

_S

TR

AT

EG

YIn

vest

ment

stra

tegy

0 =

short

-term

str

ate

gy;

1 =

long-t

erm

str

ate

gy.

Yes

Yes

(10)

D_

TA

XIm

port

ance o

f ta

xes

for

div

idend p

refe

rence

0 =

taxes

not

import

ant;

1 =

taxes

import

ant.

Yes

Yes

(11)

ST

EA

DY

_IN

CIm

port

ance o

f st

eady incom

e s

tream

s

stem

min

g f

rom

div

idends/

dis

invest

ments

1 =

very

low

; 2 =

low

; 3 =

modera

te;

4 =

hig

h;

5 =

very

hig

h.

No

Yes

(12)

DIV

_V

S_

SR

Rela

tive p

refe

rence f

or

share

repurc

hase

s

over

div

idends

1 =

gre

at

dis

like;

2 =

som

ew

hat

dis

like;

3 =

the s

am

e;

4 =

som

ew

hat

bett

er;

5 =

much b

ett

er.

No

Yes

Po

ssib

le A

nsw

ers

Data

av

ail

ab

ilit

yV

ari

ab

le n

am

eD

escri

pti

on



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Curriculum Vitae

Maximilian Peer Rowoldt

02/2016 Ruhr-Universität Bochum

Promotion zum Doktor der Wirtschaftswissenschaft

11/2011 - 12/2015 Ruhr-Universität Bochum

Wissenschaftlicher Mitarbeiter

Lehrstuhl für internationale Unternehmensrechnung

(Prof. Dr. Pellens)

07/2009 London School of Economics & Political Science

Studienaufenthalt

10/2006 - 09/2011 Ruhr-Universität Bochum

Studium der Wirtschaftwissenschaft (Abschluss: Diplom-Ökonom)

09/2005 - 06/2006 Pestalozzi-Schule, Essen

Zivildienst

08/1996 – 04/2005 Viktoriaschule, Essen

Allgemeine Hochschulreife

Mechanismen der Corporate Governance

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