Going Concern Opinion, Managementkompetenz und Insolvenzwahrscheinlichkeit: Eine empirische Analyse [1. Aufl.] 978-3-658-27126-8;978-3-658-27127-5

Table of contents :
Front Matter ....Pages I-XX
Einleitung (Matthias Heinrichs)....Pages 1-6
Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung (Matthias Heinrichs)....Pages 7-33
Managementkompetenz (Matthias Heinrichs)....Pages 35-48
Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten (Matthias Heinrichs)....Pages 49-81
Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen (Matthias Heinrichs)....Pages 83-105
Empirische Untersuchung (Matthias Heinrichs)....Pages 107-160
Zusammenfassung (Matthias Heinrichs)....Pages 161-164
Back Matter ....Pages 165-236

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Matthias Heinrichs

Going Concern Opinion, Managementkompetenz und Insolvenzwahrscheinlichkeit Eine empirische Analyse

Auditing and Accounting Studies Reihe herausgegeben von Annette Köhler, Duisburg, Deutschland Kai-Uwe Marten, Ulm, Deutschland Reiner Quick, Darmstadt, Deutschland Klaus Ruhnke, Berlin, Deutschland Matthias Wolz, Trier, Deutschland

Weitere Bände in der Reihe http://www.springer.com/series/12190

Matthias Heinrichs

Going Concern Opinion, Managementkompetenz und Insolvenzwahrscheinlichkeit Eine empirische Analyse Mit einem Geleitwort von Prof. Dr. Klaus Ruhnke

Matthias Heinrichs Düsseldorf, Deutschland Dissertation Freie Universität Berlin, 2018

ISSN 2627-1486 ISSN 2627-1494  (electronic) Auditing and Accounting Studies ISBN 978-3-658-27126-8 ISBN 978-3-658-27127-5  (eBook) https://doi.org/10.1007/978-3-658-27127-5 Die Deutsche Nationalbibliothek verzeichnet diese Publikation in der Deutschen Nationalbibliografie; detaillierte bibliografische Daten sind im Internet über http://dnb.d-nb.de abrufbar. Springer Gabler © Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH, ein Teil von Springer Nature 2019 Das Werk einschließlich aller seiner Teile ist urheberrechtlich geschützt. Jede Verwertung, die nicht ausdrücklich vom Urheberrechtsgesetz zugelassen ist, bedarf der vorherigen Zustimmung des Verlags. Das gilt insbesondere für Vervielfältigungen, Bearbeitungen, Übersetzungen, Mikroverfilmungen und die Einspeicherung und Verarbeitung in elektronischen Systemen. Die Wiedergabe von allgemein beschreibenden Bezeichnungen, Marken, Unternehmensnamen etc. in diesem Werk bedeutet nicht, dass diese frei durch jedermann benutzt werden dürfen. Die Berechtigung zur Benutzung unterliegt, auch ohne gesonderten Hinweis hierzu, den Regeln des Markenrechts. Die Rechte des jeweiligen Zeicheninhabers sind zu beachten. Der Verlag, die Autoren und die Herausgeber gehen davon aus, dass die Angaben und Informa­ tionen in diesem Werk zum Zeitpunkt der Veröffentlichung vollständig und korrekt sind. Weder der Verlag, noch die Autoren oder die Herausgeber übernehmen, ausdrücklich oder implizit, Gewähr für den Inhalt des Werkes, etwaige Fehler oder Äußerungen. Der Verlag bleibt im Hinblick auf geografische Zuordnungen und Gebietsbezeichnungen in veröffentlichten Karten und Institutionsadressen neutral. Springer Gabler ist ein Imprint der eingetragenen Gesellschaft Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH und ist ein Teil von Springer Nature Die Anschrift der Gesellschaft ist: Abraham-Lincoln-Str. 46, 65189 Wiesbaden, Germany

Geleitwort Die Annahme der Unternehmensfortführung ist ein zentraler Grundsatz der Rechnungslegung. Die deutschen wie auch die US-amerikanischen und die internationalen Prüfungsnormen verpflichten zu einer Prüfung der Going Concern-Annahme. Die Prüfung betrifft zum einen die Durchführung der Prüfung selbst als auch die Berichterstattung hierüber. Besteht für den Prüfer zumindest ein erheblicher bzw. bedeutsamer Zweifel an der Unternehmensfortführung, wird von einer Going Concern Opinion (GCO) gesprochen. Die Berichterstattung steht immer wieder im Mittelpunkt der öffentlichen Diskussion. Dabei wird oftmals argumentiert, dass eine Berichterstattung im Bestätigungsvermerk einen Vertrauensschwund in der Öffentlichkeit hervorrufe und in Konsequenz das Unternehmen auch tatsächlich zusammenbrechen würde. Die Existenz einer solchen self-fulfilling prophecy (SFP) gilt indes nicht als abschließend belegt, obgleich die Empirie sich in den letzten Jahren verstärkt diesem Phänomen zugewandt hat. Vor allem ist zu fragen, ob und inwieweit die negativen Konsequenzen der Veröffentlichung eines solchen Hinweises auf die bedrohte Unternehmensfortführung über das erhöhte Bewusstsein für diese Bedrohung sowie die erhöhte Bereitschaft, die notwendigen Krisenbewältigungsmaßnahmen einzuleiten (self-defeating prophecy, SDP), zumindest kompensiert werden. Vor diesem Hintergrund fokussiert der Verfasser erstmals die Managementkompetenz. Die Arbeit geht zunächst eingehend auf Prognosen, die Berichterstattung des Abschlussprüfers zur Angemessenheit der GCO sowie Liquidation und Reorganisation in der Unternehmensschieflage ein. Darauf aufbauend werden die Managementkompetenz sowie Konzepte zu deren Messung eingehend beleuchtet. Der Stand insbesondere der empirischen Prüfungsforschung wird umfassend dargelegt. Die Hypothesen werden hervorragend theoriebasiert hergeleitet, z.B. unter Rückgriff auf Schwellenwertmodelle, Herdenverhalten, den ressourcenbasierten Ansatz und den Upper Echelons-Ansatz. Getestet werden die Hypothesen anhand eines Samples von mehr als 13.000 Beobachtungen US-amerikanischer, börsennotierter Unternehmen in Schieflage. Der Verfasser zeigt in einem bivariaten Probitmodell, dass die Abgabe einer GCO für ein Unternehmen mit einem durchschnittlichen Niveau der Managementkompetenz einen negativen Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit hat (Hypothese 1). Insofern wird die Existenz einer SFP grundsätzlich bestätigt. Allerdings verringert (verstärkt) sich dieser Effekt mit steigender (abnehmender) Managementkompetenz (Hypothese 3). Eine steigende (abnehmende) Managementkompetenz verringert (erhöht) die Insolvenzwahrscheinlichkeit aber auch dann, wenn keine GCO abgegeben wurde (Hypothese 2). Eine Reihe von Robustheitsanalysen bestätigt die gewonnenen Ergebnisse zumeist. Zusätzliche Analysen zeigen u.a., dass der moderierende Effekt der Managementkompetenz sich insbesondere bei einem hohen Handlungsspielraum und in Abwesenheit fremdfinanzierungsbedingter Agency-Probleme zeigt. Die kreative Dissertationsschrift richtet sich gleichermaßen an in der Forschung und Lehre Tätige. Sie gibt wichtige Impulse für die weitere wissenschaftliche Diskussion

VI

Geleitwort

und die Unternehmenspraxis. Die Arbeit liefert dabei auch einen wichtigen Beitrag hinsichtlich der Bedeutung der Managementkompetenz in Zusammenhang mit der prüferischen Berichterstattung im Bestätigungsvermerk. Insofern sind die Ergebnisse der Arbeit für die Abschlussadressaten von hohem Interesse. Die belegte Bedeutung der Managementkompetenz ist zudem für die prüferische Urteilsfindung sowie ggf. auch für den Normengeber bedeutsam und zwar nicht nur in Zusammenhang mit der Erteilung von GCO bei Krisenunternehmen, sondern allgemein im Rahmen der Risikoidentifikation und -beurteilung. Hier bieten die vorgelegten empirischen Ergebnisse und deren Reflektion ausgezeichnete Möglichkeiten, um weitere wissenschaftliche Arbeiten in diesem Themenfeld anzuregen. In der Hoffnung, dass die Arbeit die zuvor angedeuteten Denkprozesse auslösen und die gegenwärtige Diskussion befruchten wird, wünschen die Herausgeber der vorliegenden Dissertation eine gute Aufnahme durch den Markt. Weiterhin danke ich Herrn Dr. Matthias Heinrichs für seine hervorragende Unterstützung in Lehre und Forschung sowie die vielfältigen gegebenen originellen und kreativen Impulse während seiner Tätigkeit als wissenschaftlicher Mitarbeiter. Ich wünsche ihm viel Erfolg und Zufriedenheit bei seiner weiteren beruflichen Entwicklung! Berlin, im Mai 2019

Für die Herausgeber: Klaus Ruhnke

Vorwort Die vorliegende Arbeit entstand während meiner Zeit als wissenschaftlicher Mitarbeiter am Lehrstuhl für Unternehmensrechnung und Wirtschaftsprüfung des Departments für Finance, Accounting & Taxation (FACTS-Department). Sie wurde im Wintersemester 2018/2019 vom Fachbereich Wirtschaftswissenschaft der Freien Universität Berlin als Dissertation angenommen. Herzlich bedanken möchte ich mich zuvorderst bei Herrn Professor Ruhnke, der mir nicht nur die Möglichkeit zur Promotion gab, sondern mich auch während jeder Phase des Projekts mit großem Engagement und wertvollen Anregungen unterstützte. Bedanken möchte ich mich auch bei Herrn Professor Bigus für die sehr bereitwillige Übernahme des Zweitgutachtens sowie bei Herrn Professor Löffler, Herrn Professor Raithel und Florian Adomeit für ihre Mitwirkung an der Promotionskommission. Großer Dank gilt meinen Kolleginnen und Kollegen Alexandra Lohr, Dr. Karsten Asbahr, Dr. Christa Hillebrand, Prof. Dr. Nadine Georgiou, Dr. Marcus Becker, Dr. Dominika Franiel, Florian Adomeit, Daniel Kundt, Luisa Däßler, Max Müller, Aline Grahn, Marina Kranz, Siqi Zhao, Sebastian Walzel, Daniel Eckert und last but not least - wenngleich in Graz bzw. in Mannheim unterwegs - Elisabeth Plietzsch und Florian Zawodsky. Durch den andauernden Austausch und schließlich das kritische und intensive Korrekturlesen habt ihr mir mit meinem Projekt sehr geholfen. Die Lehrstuhlzeit wird mir aber vor allem auch dank unserer zahllosen Aktivitäten abseits des universitären Alltags und teils im bacchantischen Taumel in bester Erinnerung bleiben. Der größte Dank gilt am Tagesende jedoch meiner Freundin Lisa, meinen Eltern Bettina und Stephan sowie meiner Schwester Luisa, die mich jederzeit bedingungslos unterstützen und zur Not auch auf kulinarischem oder wassersportlichem Wege bei mir die nötige Gelassenheit wiederherstellen. Es ist schwer vorstellbar, dass diese Arbeit ohne sie gelungen wäre. Ihnen möchte ich diese Arbeit widmen. Düsseldorf, im Mai 2019

Matthias Heinrichs

Inhaltsverzeichnis 1.

Einleitung ................................................................................................................ 1 1.1. Problemstellung und Untersuchungsgegenstand ............................................. 1 1.2. Gang der Untersuchung ................................................................................... 4 2. Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung ...................... 7 2.1. Prognosen ......................................................................................................... 7 2.1.1. Begriff und Strukturmerkmale ................................................................... 7 2.1.2. Geltungs- und Anwendungsproblem .......................................................... 9 2.1.3. Reflexivität ............................................................................................... 11 2.1.4. Qualitätsbeurteilung ................................................................................. 14 2.2. Berichterstattung zur Angemessenheit der Going Concern-Annahme .......... 17 2.2.1. Verantwortung des Abschlussprüfers ....................................................... 17 2.2.2. Verantwortung des Managements ............................................................ 23 2.3. Liquidation und Reorganisation in der Unternehmensschieflage .................. 25 2.3.1. Unternehmensschieflage........................................................................... 25 2.3.2. Liquidation und Reorganisation ............................................................... 26 2.4. Zwischenfazit und Implikationen für die Arbeit ............................................ 31 3. Managementkompetenz ......................................................................................... 35 3.1. Begriff ............................................................................................................ 35 3.2. Empirische Forschung.................................................................................... 39 3.2.1. Managereigenschaften und Unternehmensschieflage .............................. 39 3.2.2. Verdichtung der Managereigenschaften zu einem Kompetenzmaß ......... 42 3.3. Zwischenfazit und Implikationen für die Arbeit ............................................ 47 4. Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten.............................................. 49 4.1. Verortung in der Forschung zur Going Concern-Berichterstattung und Überblick ........................................................................................................ 49 4.2. Einfluss möglicher reflexiver Prognoseeffekte auf die prüferische Entscheidungsfindung .................................................................................... 49 4.3. Konsequenzen einer GCO für Eigenkapitalgeber .......................................... 53 4.3.1. Am Ereignistag ......................................................................................... 53 4.3.2. Vor der Veröffentlichung ......................................................................... 55 4.3.3. Erwartete und unerwartete GCO .............................................................. 56 4.3.4. GCO-Einfluss auf den Insolvenzantrag .................................................... 57 4.3.5. Über- und Unterreaktionen ....................................................................... 57 4.3.6. Auswirkungen auf Konkurrenzunternehmen ........................................... 58 4.3.7. Institutionelle Investoren und Kleinanleger ............................................. 59 4.3.8. Wertrelevanz und Kapitalkosten .............................................................. 61 4.4. Konsequenzen einer GCO für Fremdkapitalgeber ......................................... 62 4.4.1. Befragungen und Interviews..................................................................... 62 4.4.2. Kreditvergabeentscheidungen .................................................................. 63 4.4.3. Isolierung eines GCO-Effekts .................................................................. 64 4.5. Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit ................................................ 66 4.5.1. Deskriptive Studien .................................................................................. 66 4.5.2. Studien unter Verwendung multipler Regressionen ohne Berücksichtigung möglicher Endogenität ................................................ 68

X

Inhaltsverzeichnis

4.5.3. Studien unter Verwendung multipler Regressionen mit ............................. Berücksichtigung möglicher Endogenität ................................................ 72 4.6. Zwischenfazit und Implikationen für die Arbeit ............................................ 80 5. Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen ..................... 83 5.1. Formulierung der Forschungsfrage ................................................................ 83 5.2. Hypothesenherleitung .................................................................................... 83 5.2.1. Theoretische Erklärungsansätze für Prognosereflexivität ........................ 83 5.2.2. Theoretische Erklärungsansätze zum Einfluss der ...................................... Managementkompetenz ............................................................................ 87 5.2.3. Hypothesenformulierung .......................................................................... 97 6. Empirische Untersuchung ................................................................................... 107 6.1. Daten ............................................................................................................ 107 6.2. Untersuchungsmethodik............................................................................... 110 6.2.1. Binäres Auswahlmodell.......................................................................... 110 6.2.2. Endogenität ............................................................................................. 110 6.3. Modellformulierung ..................................................................................... 116 6.3.1. Interessierende Variablen ....................................................................... 117 6.3.2. Weitere Variablen ................................................................................... 120 6.3.3. Überprüfung der erklärenden Variablen ................................................. 128 6.3.4. Überprüfung des Modellfit ..................................................................... 129 6.4. Deskriptive Statistik ..................................................................................... 129 6.5. Ergebnisse der Regressionsanalyse .............................................................. 134 6.6. Robustheitsanalysen ..................................................................................... 141 6.6.1. Überraschungseffekt ............................................................................... 141 6.6.2. Verletzung von Covenants ..................................................................... 141 6.6.3. Weitere Formen der Liquidation und Reorganisation ............................ 142 6.6.4. Schwere Unternehmensschieflage .......................................................... 142 6.6.5. Kontrollfunktionsansatz ......................................................................... 143 6.6.6. Instrument ............................................................................................... 145 6.6.7. Sparsames Modell .................................................................................. 146 6.6.8. Managementkompetenz .......................................................................... 146 6.7. Zusätzliche Analysen ................................................................................... 147 6.7.1. Handlungsspielraum ............................................................................... 148 6.7.2. Fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme .................................... 149 6.8. Interpretation der Ergebnisse ....................................................................... 150 6.8.1. Hypothese 1 ............................................................................................ 150 6.8.2. Hypothesen 2 und 3 ................................................................................ 153 6.9. Limitationen und zukünftiger Forschungsbedarf ......................................... 156 7. Zusammenfassung ............................................................................................... 161 Anhang ........................................................................................................................ 165 Literaturverzeichnis .................................................................................................... 211

Abkürzungsverzeichnis 8-K 10-K 10-Q 2SLS AAP Abs. AICPA APM APR ARB ASB ASC ATE AU sec. AUC Aufl. BC Bd. Big (N, 4, 6, 8) bspw. bzgl. bzw. c.p. ca. CalPERS CAM CAPEX CAPM CDAX CEO CFO CIK CPA CRC CRSP d.h. DEA ders. dies.

Ad-hoc Mitteilung in standardisierter Form zur Einreichung bei der SEC Jahresbericht in standardisierter Form zur Einreichung bei der SEC Quartalsbericht in standardisierter Form zur Einreichung bei der SEC two-stages least squares average adjusted predictions Absatz American Institute of Certified Public Accountants adjusted predictions at the means adjusted predictions at representative values Accounting Research Bulletin Auditing Standards Board Accounting Standards Codification average treatment effect Audit Section(s) Area Under Curve Auflage Basis for Conclusions Band „Brand name“-Prüfungsgesellschaften, seit 2002 die sog. Big 4 (Deloitte Touche Tohmatsu, EY, KPMG und PwC) beispielsweise bezüglich beziehungsweise ceteris paribus circa California Public Employees' Retirement System Critical Audit Matter(s) Capital Expenditure (Investitionsausgaben) Capital Asset Pricing Model Composite Deutscher Aktienindex Chief Executive Officer Chief Financial Officer Central Index Key Certified Public Accountant correlated random coefficient The Center for Research in Security Prices der University of Chicago (Datenbankanbieter, Datenbank) das heißt Data Envelopment Analysis derselbe dieselbe, dieselben

XII

Diff DIP DMU ebd. EBIT EBT ed. EIN EPS et al. EY f., ff. FASB FASB ASU FF Fn. GAAS GC GCO gem. GFC ggf. GVKEY H HGB Hrsg. http(s) i.d.F. i.e.S. i.H.v. i.S.v. i.w.S. I/B/E/S IAASB IDW IDW S IFRS insb. InsO ISA IV kg Koeff.

Abkürzungsverzeichnis

Differenz der Mittelwerte Debtor in Possession Decision Making Unit ebenda earnings before interest and taxes (operatives Ergebnis) Earnings before taxes (Ergebnis vor Steuern) Edition Employer Identification Number Earnings per Share (Gewinn je Aktie) et alii, et aliae Ernst & Young folgende Seite, folgende Seiten Financial Accounting Standards Board FASB Accounting Standards Update Forschungsfrage Fußnote Generally Accepted Auditing Standards Going Concern Going Concern Opinion gemäß global financial crises (globale Wirtschafts- und Finanzkrise) gegebenenfalls Global Company Key Hypothese(n) Handelsgesetzbuch Herausgeber Hypertext Transfer Protocol (Secure) in der Fassung im engeren Sinne in Höhe von im Sinne von im weiteren Sinne Institutional Brokers' Estimate System (Datenbank des Anbieters Thomson Reuters) International Auditing and Assurance Standards Board Institut der Wirtschaftsprüfer in Deutschland e. V. IDW Standard International Financial Reporting Standards insbesondere Insolvenzordnung International Standards on Auditing Instrumentvariable Kilogramm Koeffizient

Abkürzungsverzeichnis

ln m.w.N. M&A MD&A metr. Mio. MSA MW N n.a. No. Nr. nom. OCEAN OLS P P25 P5 P75 P95 PCAOB PCAOB AI PCAOB AS PS(M) PwC p-Wert R&D RBA ROA ROC ROI RR S&P 500 S. SAS SD SDP SEC SFP SIC SME sog.

XIII

natürlicher Logarithmus mit weiteren Nachweisen Mergers & Acquisitions Management Discussion and Analysis (Element einer Form 10-K) metrisch Millionen Metropolitan Statistical Area (Bezeichnung für zu statistischen Zwecken zusammengefasste Ballungsgebiete in den USA) Mittelwert Anzahl nicht anwendbar number Nummer nominal Openness, Conscientiousness, Extraversion, Agreeableness, Neuroticism Ordinary least squares (Methode der kleinsten Quadrate) Wahrscheinlichkeit 25 %-Perzentil 5 %-Perzentil 75 %-Perzentil 95 %-Perzentil Public Company Accounting Oversight Board PCAOB Auditing Interpretations PCAOB Auditing Standard Propensity Score (Matching) PricewaterhouseCoopers Signifikanzwert research and development (Forschung und Entwicklung) ressourcenbasierter Ansatz Return on Assets (Gesamtkapitalrentabilität) Receiver Operating Characteristic Return on Investment (Kapitalrentabilität) risk ratio Standard & Poor's 500 Seite, Seiten Statements on Auditing Standards Standard deviation (Standardabweichung) self-defeating prophecy (selbstzerstörende Prophezeiung) United States Securities and Exchange Commission self-fulfilling prophecy (selbsterfüllende Prophezeiung) Standard Industrial Classification Small and medium-sized enterprises sogenannte, sogenannter, sogenanntes

XIV

SOX SPD SSRN TMT Tz. u.a. u.Ä. UCLA UEA UK URL US US-GAAP USA USC v.a. Vgl. VIF Vol. vs. WPg www z.B. Z-Score z-Statistik

Abkürzungsverzeichnis

Sarbanes-Oxley Act Sozialdemokratische Partei Deutschlands Social Science Research Network Topmanagement-Team Textziffer unter anderem und Ähnliche(m, s) University of California, Los Angeles Upper Echelons-Ansatz United Kingdom (Vereinigtes Königreich) Uniform Resource Locator United States (of America) United States Generally Accepted Accounting Principles United States of America (Vereinigte Staaten von Amerika) United States Code (Sammlung und Kodifikation des Bundesrechts der USA) vor allem Vergleiche Variance inflation factor Volume versus Die Wirtschaftsprüfung (Zeitschrift) world wide web zum Beispiel Z-Faktor-Modell von Altman (1968) Testprüfgröße des z-Tests

Symbolverzeichnis % & ( oder [ (Pseudo) R2 ) oder ] ^ | ~N + < = > ∑ √ ∫ ≤ ≥ §, §§ ∞ e f i LL max t Var α β γ δ ε η λ ρ φ

minus Prozent und öffnende Klammer (Pseudo)Bestimmtheitsmaß schließende Klammer geschätzt Bedingung normalverteilt plus kleiner gleich größer Summenzeichen Wurzel Integral kleinergleich größergleich Paragraf, Paragrafen unendlich Eulersche Zahl Funktion Index Loglikelihood Maximum Zeitindex Varianz Alpha Beta Gamma Delta Epsilon Eta Lambda Rho Phi

Abbildungsverzeichnis Abbildung 1: Grundstruktur reflexiver Prognoseeffekte .............................................. 13 Abbildung 2: Ausprägungen der prüferischen Berichterstattung zur Angemessen- ........ heit der GC-Annahme ............................................................................. 23 Abbildung 3: Reflexive Prognoseeffekte als Ergebnis unterschiedlicher ....................... Submechanismen .................................................................................... 84 Abbildung 4: Strategic Choice unter der Bedingung begrenzter Rationalität .............. 92 Abbildung 5: Insolvenzen US-amerikanischer, börsennotierter Unternehmen (ohne Branchen: Utilities, Banking, Insurance, Real Estate, Trading) ........... 107 Abbildung 6: Insolvenzwahrscheinlichkeit in Abhängigkeit von MKOMP und FIRSTGCO (Bivariates Probitmodell ohne MKOMP*Kontroll- ................ variablen) .............................................................................................. 181 Abbildung 7: Insolvenzwahrscheinlichkeit in Abhängigkeit von MKOMP und FIRSTGCO (Bivariates Probitmodell mit MKOMP*Kontroll- .................. variablen) .............................................................................................. 182 Abbildung 8: Insolvenzwahrscheinlichkeit in Abhängigkeit von MKOMP und FIRSTGCO (Univariates Probitmodell mit MKOMP*Kontroll- ................ variablen) .............................................................................................. 183

Tabellenverzeichnis Tabelle 1: Stichprobenauswahl ................................................................................... 108 Tabelle 2: Variablendefinitionen ................................................................................ 127 Tabelle 3: Deskriptive Statistik – Gesamt .................................................................. 130 Tabelle 4: Deskriptive Statistik – FIRSTGCO=1 vs. FIRSTGCO=0.......................... 131 Tabelle 5: Deskriptive Statistik – BANKRUPT=1 vs. BANKRUPT=0 ....................... 132 Tabelle 6: VIF ............................................................................................................. 134 Tabelle 7: Ergebnisse – Bivariates Probitmodell ohne MKOMP*Kontrollvariablen. 136 Tabelle 8: Ergebnisse – Bivariates Probitmodell mit MKOMP*Kontrollvariablen (verkürzte Darstellung).............................................................................. 139 Tabelle 9: Arten der Unternehmensbeendigung ......................................................... 142 Tabelle 10: AICPA Prüfungsnormen im GC-Bereich im Zeitablauf ......................... 165 Tabelle 11: PCAOB Prüfungsnormen im GC-Bereich im Zeitablauf ........................ 165 Tabelle 12: Übersicht – Befragungen, Experimente und analytische Studien zum Einfluss einer möglichen SFP auf die Entscheidung der Prüfer ............. 166 Tabelle 13: Übersicht – Studien zu Konsequenzen für (künftige) Aktionäre / ............... Einfluss auf den Börsenkurs.................................................................... 171 Tabelle 14: Übersicht – Studien zu Konsequenzen für Fremdkapitalgeber ............... 173 Tabelle 15: Übersicht – Studien zum Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit. 177 Tabelle 16: Übersicht – Studien zu Determinanten reflexiver Prognoseeffekte ........ 178 Tabelle 17: Korrelationsmatrix ................................................................................... 179 Tabelle 18: Ergebnisse – Bivariates Probitmodell mit MKOMP*Kontrollvariablen (vollständige Darstellung) ....................................................................... 180 Tabelle 19: Ergebnisse – Verletzung von Kreditvertragsklauseln ............................. 185 Tabelle 20: Ergebnisse – Alternative Unternehmensbeendigungen ........................... 186 Tabelle 21: Ergebnisse – Schwere Unternehmensschieflage ..................................... 187 Tabelle 22: Ergebnisse – Kontrollfunktionsansatz ..................................................... 188 Tabelle 23: Ergebnisse – Kontrollfunktionsansatz mit CRC ...................................... 189 Tabelle 24: Ergebnisse – Ohne Instrument ................................................................. 190 Tabelle 25: Ergebnisse – Instrument: prüferfixe Effekte ........................................... 191 Tabelle 26: Ergebnisse – Sparsames Modell .............................................................. 192 Tabelle 27: Ergebnisse – Managementkompetenz: ln(CEO_COMP) ........................ 193 Tabelle 28: Ergebnisse – Managementkompetenz: ln(CEO_TEN) ............................ 194 Tabelle 29: Ergebnisse – Managementkompetenz: GA_SCORE ............................... 195

XX

Tabellenverzeichnis

Tabelle 30: Ergebnisse – Managementkompetenz: HISTROA ................................... 196 Tabelle 31: Ergebnisse – Managementkompetenz: HISTRETURN............................ 197 Tabelle 32: Ergebnisse – Hoher Handlungsspielraum (CINTENSITY_LOW)............ 198 Tabelle 33: Ergebnisse – Geringer Handlungsspielraum (CINTENSITY_HIGH) ...... 199 Tabelle 34: Ergebnisse – Hoher Handlungsspielraum (PROSPECTOR) ................... 200 Tabelle 35: Ergebnisse – Geringer Handlungsspielraum (DEFENDER) ................... 201 Tabelle 36: Ergebnisse – Hoher Handlungsspielraum (NO_GFC) ............................ 202 Tabelle 37: Ergebnisse – Geringer Handlungsspielraum (GFC) ................................ 203 Tabelle 38: Ergebnisse – Geringe fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme (NO_OVERINVEST) ............................................................................... 204 Tabelle 39: Ergebnisse – Starke fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme .......... (OVERINVEST) ....................................................................................... 205 Tabelle 40: Ergebnisse – Geringe fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme (ROLLR_LOW)........................................................................................ 206 Tabelle 41: Ergebnisse – Starke fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme .......... (ROLLR_HIGH) ...................................................................................... 207 Tabelle 42: Ergebnisse – Geringe fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme ....... (DA_LOW) .............................................................................................. 208 Tabelle 43: Ergebnisse – Starke fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme .......... (DA_HIGH) ............................................................................................. 209

1. Einleitung 1.1. Problemstellung und Untersuchungsgegenstand Eine zentrale Annahme der US-amerikanischen Rechnungslegung ist der Grundsatz der Unternehmensfortführung (Going Concern-Annahme).1 Der Abschlussprüfer hat im Rahmen seiner Tätigkeit die Angemessenheit dieser Annahme zu beurteilen. Zudem muss er im Bestätigungsvermerk ggf. explizit auf erhebliche Zweifel am Unternehmensfortbestand (substantial doubt about the entity's ability to continue as a going concern) hinweisen.2 Erachtet der Prüfer die Anwendung der Going Concern-Annahme durch das Management als nicht angemessen oder weist er auf einen erheblichen Zweifel am Unternehmensfortbestand hin, wird in Bezug auf den Bestätigungsvermerk von einer sog. Going Concern Opinion (GCO) gesprochen.3 Die prüferische Going Concern (GC)-Berichterstattung befindet sich seit jeher in einem schwierigen Spannungsfeld: Zum einen wird den Prüfern regelmäßig Versagen vorgeworfen, da einer Vielzahl an Unternehmensinsolvenzen keine GCO vorangeht.4 Dies äußert sich in saloppen Zuschreibungen wie “dozy watchdog”5 oder “the watchdog that didn’t bark.”6 Auch andere Vergleiche wie „a going concern warning from an auditor is rarer than a hen’s teeth“ oder “you have to be dangling off a cliff, hanging on by your fingernails before the auditor blows the whistle,”7 finden sich. Diese Beschreibungen suggerieren, dass die Prüfer die Ausführungen des Managements zur Unternehmensfortführung kritiklos durchwinken (rubber-stamp)8 würden und wenn tatsächlich eine GCO abgegeben wird, sei „the writing […] already on the wall, and everybody knows about it.“9 Spiegelbildlich existiert auch die gegenläufige Kritik, einzelne Unternehmen würden nur deshalb zusammenbrechen, weil der Abschlussprüfer eine GCO abgegeben hat. So würden einige Adressaten, insb. auch Banker, die GCO als Insolvenzprognose des Prü-

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Der Begriff Going Concern meint die Fähigkeit des Unternehmens (concern), die Geschäftstätigkeit fortzuführen (to keep going). Vgl. Messier/Glover/Prawitt (2016), S. 579. Vgl. PCAOB AS 2415.1 ff. Hierbei handelt es sich nicht um einen Normenbegriff aus den Prüfungsstandards, sondern vielmehr um einen Arbeitsbegriff. Carson et al. (2013) begreifen den Begriff GCO als Akronym für “goingconcern modified audit opinions.” Ebd., S. 353. Diese Beschreibung ist indes unpräzise, da eine GCO zumeist nicht mit einer Modifikation des Prüfungsurteils einhergeht. Vgl. PCAOB AS 2415.12 ff. Vgl. z.B. Raghunandan/Rama (1995), S. 51; Carson et al. (2013), S. 376 f. Angesprochen ist mithin ein sog. Typ 2-Fehler. Vgl. z.B. ebd., S. 366. https://www.economist.com/briefing/2014/12/11/the-dozy-watchdogs (Stand: 26.10.2018). https://wileyaccountingupdates.ca/2012/09/09/going-concern-when-should-the-watchdog-bark/ (Stand: 26.10.2018). https://blogs.wsj.com/cfo/2012/09/12/going-concern-opinions-on-life-support-with-investors/ (Stand 26.10.2018). https://economia.icaew.com/news/july-2018/going-concern-regular-issue-in-audit-failures-saysfield (Stand: 26.10.2018). https://wileyaccountingupdates.ca/2012/09/09/going-concern-when-should-the-watchdog-bark/ (Stand: 26.10.2018).

© Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH, ein Teil von Springer Nature 2019 M. Heinrichs, Going Concern Opinion, Managementkompetenz und Insolvenzwahrscheinlichkeit, Auditing and Accounting Studies, https://doi.org/10.1007/978-3-658-27127-5_1

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Einleitung

fers betrachten und in der Folge keine Kredite mehr gewähren, sodass einzelne Unternehmen zusammenbrechen.10 Ein besonders niedriger Typ 1-Fehler wäre somit nicht auf eine besonders gute Einschätzung des Prüfers zurückzuführen, sondern darauf, dass die GCO-Abgabe die Insolvenz gewissermaßen induziert.11 Für diesen Wirkungsmechanismus hat sich der schillernde Begriff der selbsterfüllenden Prophezeiung (self-fulfilling prophecy, SFP) etabliert.12 Trotz einer bereits im April 1988 verwirklichten Reform der Prüfungsstandards besteht die Besorgnis, eine GCO könne als SFP wirken, weiter fort.13 Gleichwohl dürfen teils sehr bildliche Darstellungen und eine bisweilen polemisch geführte Auseinandersetzung14 nicht darüber hinwegtäuschen, dass die Untersuchung einer etwaigen SFP insb. aufgrund ihrer möglichen ökonomischen Bedeutung angezeigt ist. Die Existenz einer SFP würde dazu führen, dass einzelne gesunde Unternehmen nur aufgrund einer ex ante falschen GCO vom Markt verschwinden. Eingedenk der heftigen, negativen Auswirkungen z.B. für Mitarbeiter und Eigenkapitalgeber in Form von Arbeitslosigkeit und einem möglichen Totalverlust des eingesetzten Kapitals wäre dies gesamtwirtschaftlich ineffizient. Dass die größten Unternehmensinsolvenzen der USA in Anlehnung an die jeweils Milliardenbeträge umfassenden Verbindlichkeiten auch billion-dollar babies genannt werden, dürfte die ökonomische Wichtigkeit der Fragestellung weiter verdeutlichen.15 Die potenziell auftretende Fehlallokation von Ressourcen stellt zum einen das Berichtsinstrument als solches in Frage. Zum anderen drängt sich die Frage nach möglichen Determinanten bzw. den dem Phänomen zugrunde liegenden Mechanismen auf.16

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Vgl. AICPA (1978), S. 30; Knechel/Salterio (2017), S. 516; Adam (2007), S. 62. Forster (1994) befürchtet, dass die prüferische Alarmglocke sehr schnell zur Totenglocke des Mandanten werden könne. Vgl. ebd., S. 791. Vgl. z.B. AICPA (1978), S. 30. Der Begriff der selbsterfüllenden Prophezeiung ist ein auf Merton (1948) zurückgehendes Phänomen, das sich auch im Alltagsleben niedergeschlagen hat. Neben etlichen Beispielen aus der griechischen Mythologie sind diese in verschiedensten Bereichen anzutreffen. Vgl. Ludwig (1991) für eine umfangreiche Darstellung solcher Effekte. Vgl. ebd., S. 107 ff. Für weitere Beispiele vgl. Smale (1980), S. 33; Henshel (1982), S. 512. Ging der bis dato geltende Prüfungsstandard auf SAS No. 34 zurück, wurde im April 1988 SAS No. 59 veröffentlicht. Der heute einschlägige PCAOB AS 2415 entspricht bis auf wenige Änderungen SAS No. 59. Fortan ist in jeder Abschlussprüfung explizit zu beurteilen, ob erhebliche Zweifel an der Unternehmensfortführung bestehen. Hiermit sollte zum einen dem Umstand Rechnung getragen werden, dass einzelne Unternehmen unmittelbar nach Abgabe einer clean opinion Insolvenz anmelden mussten. Eine clean opinion meint dabei einen uneingeschränkten Bestätigungsvermerk ohne weitere Zusätze. Abschlussadressaten nehmen einen Bestätigungsvermerk als „clean bill of health“ wahr. Vgl. Casterella/Lewis/Walker (2000), S. 507. Zum anderen wird die Berichterstattung über erhebliche Zweifel unter Beibehaltung eines uneingeschränkten Prüfungsurteils als Regelfall angelegt. Zuvor war zwingend eine Modifikation des Prüfungsurteils nötig. Vgl. SAS No. 34.12 f. Damit soll insb. der vermutete SFP-Effekt reduziert werden. Vgl. allgemein zur Reform Raghunandan/Rama (1995), S. 50 ff. So bleibt etwa Boritz (1991) sprachlich im Bild von Prophetien und bezeichnet die SFP im Kontext der prüferischen GC-Berichterstattung als Mythos. Vgl. ebd., S. 92 und 96. Vgl. Altman/Hotchkiss (2006), S. 3. Nicht auszuschließen ist, dass einzelne Submechanismen auch in Richtung einer Selbstzerstörung wirken können.

Problemstellung und Untersuchungsgegenstand

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Bislang existieren nur wenige Studien, die explizit die SFP im GC-Kontext untersuchen. Die Ergebnisse dieser Studien sind dabei zum einen nicht einheitlich. Zum anderen wird bis auf wenige Ausnahmen nur untersucht, ob eine SFP existiert. Eine theoriegeleitete Untersuchung zu Determinanten findet regelmäßig nicht statt.17 Zudem kann die häufig geäußerte, pauschale Begründung, Fremdkapitalgeber würden aufgrund einer abgegebenen GCO eine Kreditvergabe verweigern, in deren Folge das Unternehmen Insolvenz anmelden muss, nicht vollends überzeugen, da sich hierfür keine eindeutigen empirischen Belege finden.18 Darüberhinaus ist zu vermuten, dass die GCO-Abgabe auch bei anderen Stakeholdern ein verändertes Verhalten auslösen kann. Bspw. können Lieferanten Zahlungsziele verkürzen oder Lieferungen nur noch bar abwickeln (cash on delivery), was eine ohnehin bestehende Liquiditätslücke vergrößern könnte.19 Dabei ist nicht auszuschließen, dass einzelne Stakeholder20 ihr Verhalten dergestalt ändern, dass die Insolvenzwahrscheinlichkeit sinkt. Das könnte z.B. bei Mitarbeitern der Fall sein, die die Produktivität dadurch steigern könnten, dass sie ihren Arbeitseinsatz erhöhen und/oder Gehaltseinbußen in Kauf nehmen.21 In diesen Fällen wäre vielmehr von einer selbstzerstörenden Prophezeiung (Self-defeating Prophecy, SDP) zu sprechen. Da eine GCO sowohl die Insolvenzwahrscheinlichkeit erhöhende als auch verringernde Mechanismen auslösen kann, wird im Folgenden der bezüglich möglicher Wirkungsrichtungen neutrale Begriff der reflexiven Prognoseeffekte verwendet. Carson et al. (2013) erwarten in ihrem umfassenden Forschungsüberblick zur GCOBerichterstattung, dass es seitens der Marktteilnehmer, der Regulatoren und der Standardsetter weiterhin ein großes Interesse daran gibt, Einflussfaktoren für die Prognosegenauigkeit der GCO (Typ 1- und Typ 2-Fehler) zu ergründen.22 Ein genaueres Verständnis reflexiver Prognoseeffekte würde hierzu beitragen. Bislang völlig unbeleuchtet ist die Rolle des Managements im Kontext reflexiver Prognoseeffekte. Das Management erscheint bereits aus funktionaler Sicht besonders berücksichtigungswürdig, da es, wie eingangs dargestellt, wesentlich zum Unternehmenserfolg beitragen sollte. Insofern ist das Management als Geschäftsführung nicht nur maßgeblich für den Unternehmenserfolg, sondern - gewissermaßen als Minimalziel auch für den Unternehmensfortbestand verantwortlich.23 Ein schwaches Management wird regelmäßig als eine der Hauptursachen für den Niedergang von Unternehmen benannt.24 Unternehmenserfolg stellt sich insb. dann ein, wenn das Management auf die 17

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Bereits Frey (2014) regt als möglichen Anknüpfungspunkt künftiger Forschungsarbeiten im Bereich reflexiver Prognoseeffekte an, das Verhalten einzelner Adressaten gesondert zu betrachten. Vgl. ebd., S. 201. Zu dieser Einschätzung gelangen z.B. auch Pryor/Terza (2002), S. 90. Vgl. Messier/Glover/Prawitt (2016), S. 582. Bereits die Begriffsherkunft, wonach für Stakeholder etwas auf dem Spiel steht (be at stake), deutet darauf hin, dass einzelnen Stakeholdergruppen daran gelegen sein dürfte, ihre Ansprüche zu sichern. Vgl. ferner Ruhnke (2003), S. 263; Frey (2014), S. 4. Vgl. Carson et al. (2013), S. 375. Vgl. Hambrick/Mason (1984), S. 198; Leverty/Grace (2012), S. 751 ff. Vgl. z.B. Newton (2010), S. 24 ff., 35 ff. m.w.N.

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Einleitung

bestehende Unternehmenssituation besonders gut reagiert.25 Wird die Gesamtheit der reflexiven Prognoseeffekte einer GCO-Abgabe als Veränderung der Unternehmenssituation aufgefasst, sollte mithin ein besonders kompetentes Management in der Lage sein, etwaige SFP-Effekte abzumildern und SDP-Effekte zu fördern. Ließe sich etwa nachweisen, dass ein GCO-Effekt (reflexiver Prognoseeffekt) durch das Management moderiert wird, würde dies unmittelbar zur Erklärung von Typ 1- und Typ 2-Fehlern beitragen. Insofern besteht hier eine Forschungslücke. Ziel der vorliegenden Arbeit ist es, theoriegeleitet die Rolle des Managements im Kontext möglicher reflexiver Prognoseeffekte der prüferischen GC-Berichterstattung zu beleuchten. Zu diesem Zweck wird eine empirische Studie durchgeführt, die den Einfluss der Erteilung einer GCO in Abhängigkeit der Managementkompetenz auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit untersucht. Aus Gründen der Datenverfügbarkeit wird ein USSetting gewählt. Die vorliegende Arbeit soll so einen Beitrag zum tieferen Verständnis der in der Folge einer GCO-Erteilung induzierten Submechanismen leisten. 1.2. Gang der Untersuchung Der Gang der Untersuchung gestaltet sich wie folgt: Zunächst werden in Abschnitt 2 die Grundlagen gelegt. Dabei werden insb. der Begriff der Prognose sowie das Konzept der Prognosereflexivität erläutert (Abschnitt 2.1). Weiter werden die normativen Grundlagen der prüferischen GC-Berichterstattung (Abschnitt 2.2) sowie Grundzüge der Handlungsalternativen im Rahmen der Liquidation und Reorganisation in der Unternehmensschieflage dargelegt (Abschnitt 2.3). Beide Abschnitte sind unverzichtbar, um das Konzept der Prognosereflexivität auf die prüferische GC-Berichterstattung zu übertragen. Der Abschnitt schließt mit einem Zwischenfazit (Abschnitt 2.4). Abschnitt 3 erörtert das titelgebende Konstrukt der Managementkompetenz. Dieses wird zunächst definiert (Abschnitt 3.1). Anschließend werden Forschungsergebnisse zum Einfluss einzelner Managereigenschaften v.a. auf die Insolvenz- bzw. Überlebenswahrscheinlichkeit von Unternehmen dargestellt. Im Anschluss werden Forschungsergebnisse eines jüngst für das Konstrukt der Managementkompetenz entwickelten Maßes wiedergegeben (Abschnitt 3.2). Der Abschnitt schließt mit einem Zwischenfazit (Abschnitt 3.3). Abschnitt 4 gibt einen umfassenden Überblick über die Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten. Da der Begriff der Prognosereflexivität bislang keinen Eingang in die Prüfungsforschung gefunden hat und die bisherigen Forschungsarbeiten sich insb. selbsterfüllenden Effekten widmen, werden diese Forschungsarbeiten als eine Form reflexiver Prognoseeffekte dargestellt. Nach einer knappen Verortung dieses Forschungsstrangs in der Gesamtheit der Prüfungsforschung zur GC-Berichterstattung (Abschnitt 4.1) gliedert sich die Darstellung der vorhandenen Studien zunächst entlang der bisher untersuchten Stakeholdergruppen. Dies sind zum einen die Prüfer selbst (Abschnitt 4.2), zum anderen die Eigen- und Fremdkapitalgeber (Abschnitte 4.3, 4.4). Der überwiegende

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Vgl. Hambrick/Mason (1984), S. 195; Demerjian/Lev/McVay (2012), S. 1239 ff.

Gang der Untersuchung

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Teil der Studien untersucht reflexive Prognoseeffekte unabhängig von einzelnen Stakeholdergruppen als inkrementellen GCO-Effekt zur Erklärung der Insolvenzwahrscheinlichkeit. Auch diese Studien werden ausführlich dargestellt (Abschnitt 4.5). Ein Zwischenfazit schließt diesen Abschnitt ab (Abschnitt 4.6). In Abschnitt 5 wird zunächst die Forschungsfrage formuliert (Abschnitt 5.1). In der Arbeit soll demnach untersucht werden, ob dem Management eine Bedeutung im Kontext reflexiver Prognoseeffekte bei der prüferischen Berichterstattung zur Angemessenheit der Going Concern-Annahme zukommt. Nachfolgend werden die Hypothesen zusammen mit einer umfassenden Darstellung der sie tragenden Theorien entwickelt (Abschnitt 5.2). Dabei soll zunächst untersucht werden, ob bei einer durchschnittlichen Managementkompetenz die Abgabe einer GCO einen positiven Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit des geprüften Unternehmens hat (H1). Abgeleitet aus dem ressourcenbasierten Ansatz, dem Upper Echelons-Ansatz und der Agency-Theorie werden sodann zwei auf die Managementkompetenz bezogene Hypothesen formuliert. Zum einen soll untersucht werden, inwiefern sich mit steigender (abnehmender) Managementkompetenz die Insolvenzwahrscheinlichkeit ohne GCO-Abgabe verringert (erhöht) (H2). Zum anderen soll der Frage nachgegangen werden, ob eine steigende (abnehmende) Managementkompetenz den positiven GCO-Effekt auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit verringert (erhöht) (H3). Kann ein solcher Effekt gezeigt werden, deutet dies darauf hin, dass die Managementkompetenz geeignet ist, Stärke und ggf. Richtung eines reflexiven Prognoseeffekts zu beeinflussen. Mithin wäre mit dem Management eine Determinante für reflexive Prognoseeffekte bei der prüferischen Berichterstattung identifiziert. Zur Überprüfung der formulierten Hypothesen wird in Abschnitt 6 eine empirische Untersuchung anhand von 13.613 Unternehmensbeobachtungen US-amerikanischer, börsennotierter Unternehmen der Jahre 2000 bis 2013 in Schieflage durchgeführt. Dabei wird zunächst die Gewinnung der Stichprobe detailliert erläutert (Abschnitt 6.1). Im Anschluss wird ein Endogenitätsproblem in Gestalt von omitted variables diskutiert und das bivariate Probitmodell als Lösungsansatz dargestellt (Abschnitt 6.2). Die interessierenden sowie die weiteren Variablen werden dargestellt (Abschnitt 6.3). Die Berücksichtigung der Managementkompetenz bildet dabei das besonders innovative Element dieser Arbeit. Aufgrund der Komplexität und der herausragenden Bedeutung des verwendeten Surrogats nach Demerjian/Lev/McVay (2012) für die vorliegende Arbeit bildet die Darstellung dieses Maßes einen Schwerpunkt des Unterabschnitts. Es folgt eine Betrachtung deskriptiver Statistiken (Abschnitt 6.4), ehe die Ergebnisse des bivariaten Probitmodells zur Überprüfung der Hypothesen dargestellt werden (Abschnitt 6.5). Es schließt sich ein Abschnitt umfangreicher Robustheitsanalysen an (Abschnitt 6.6), indem u.a. für die Verletzung von Covenants kontrolliert wird und alternative Definitionen der Unternehmensbeendigung und -schieflage zugrunde gelegt werden. Auch zusätzliche Analysen werden durchgeführt (Abschnitt 6.7). Hintergrund ist, dass die H2 und H3 tragenden Theorien nicht grundsätzlich dieselben Wirkungsrichtungen vermuten lassen. Mittels dieser zusätzlichen Analysen zum Handlungsspielraum des Managements und zu möglichen fremdfinanzierungsbedingten Agency-Problemen sollen diese Effekte separiert werden. Im Anschluss daran werden die zuvor gewonnenen Ergebnisse

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Einleitung

interpretiert (Abschnitt 6.8). Der Abschnitt schließt mit einer Darstellung der Limitationen der durchgeführten empirischen Untersuchung mitsamt einer Ermittlung zukünftigen Forschungsbedarfs (Abschnitt 6.9). Abschnitt 7 fasst die Ergebnisse zusammen.

2. Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung 2.1. Prognosen Um zu beleuchten, inwiefern die prüferische GC-Berichterstattung als Prognose verstanden werden kann, werden nachfolgend dafür zentrale Begriffsbestimmungen vorgenommen. Der Begriff der Prognose findet sich in vielen Lebensbereichen weitestgehend synonym mit Begriffen wie Prophezeiung, Projektion und Vorhersage.26 Zunächst werden deshalb Begriff und Strukturmerkmale der Prognose erläutert und an den entsprechenden Stellen von scheinbar sinnverwandten Begriffen abgegrenzt. Die logischen Probleme der Prognosededuktion, genauer das Geltungs- und das Anwendungsproblem, werden dargestellt. Daran anknüpfend wird das Konzept der Prognosereflexivität erörtert, das ebenfalls unter die logischen Probleme gefasst werden kann. Auch hier bestehen teilweise begriffliche Unterschiede in der Literatur, sodass zunächst eine einheitliche Begriffswelt hergestellt wird. Der Abschnitt schließt mit einigen Hinweisen zur Qualitätsbeurteilung von Prognosen. 2.1.1.

Begriff und Strukturmerkmale

Der Begriff der Prognose lässt sich insb. aus dem griechischen prognosis mit Vorherwissen oder im Vorhinein wissen übersetzen. Prognosen zählen somit grundsätzlich zu den Aussagen, die zukünftige Ereignisse oder Zustände betreffen.27 Solche Aussagen über eine noch nicht existierende Realität werden nachfolgend unabhängig von der Art ihrer Ableitung als Vorhersage bezeichnet.28 Prognosen unterscheiden sich konzeptionell erheblich von anderen Vorhersagen und sind sowohl wissenschaftstheoretisch als auch in der angewandten Betriebswirtschaftslehre deshalb von hoher Bedeutung.29 Die zentralen Merkmale einer Prognose werden nachfolgend dargestellt.30 Zunächst ist der Begriff der Prognose auf solche Aussagen zu beschränken, die zumindest konzeptionell nach einem gewissen Zeitablauf eine Überprüfung zulassen, ob das prognostizierte Ereignis oder der Zustand tatsächlich eingetreten ist (faktische Wahrheit).31 Die Prognose muss mithin falsifizierbar sein. Die Aussage, der Faden wird irgendwann reißen oder nicht, erfüllt diese Anforderung aus zwei Gründen nicht. Zum einen fehlt es an einem geschlossenen Zeitraum, nachdem eine Überprüfung möglich wäre (irgendwann). Zum anderen fehlt es an einem klar definierten, prognostizierten 26

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Mit diesem Abschnitt vergleichbare Ausführungen zu Prognosen finden sich z.B. bei Barth (2009) und Frey (2014), allerdings mit erheblichen Unterschieden bei der Begriffsverwendung. So fasst Frey (2014) z.B. Ludwig (1991) folgend auch ex ante und ex post richtige Prognosen als selbsterfüllend. Vgl. ebd., S. 20 f. Barth (2009) fasst z.B. auch Prophezeiungen unter den Begriff der Prognose. Vgl. ebd., S. 16. Vgl. z.B. Tietzel (1989), S. 547. Vgl. z.B. ebd. Andere Autoren verwenden hingegen den Begriff synonym mit der Prognose. Vgl. z.B. Denk (1974), S. 17. Teilweise findet sich zudem der Begriff der Prognose synonym mit dem des Projectandum. Vgl. Andersson (1988), S. 17 ff.; Picot (1977), S. 2149. Vgl. Rothschild (1969), S. 20; Barth (2009), S. 13. Weitere Merkmale finden sich z.B. bei Denk (1974), S. 21 f. Vgl. Bretzke (1974), S. 292 ff.; Chmielewicz (1994), S. 159 m.w.N. Zu den verschiedenen Graden der Prüfbarkeit von Theorien vgl. Popper (1935), S. 67 ff.; ders. (1972), S. 54.

© Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH, ein Teil von Springer Nature 2019 M. Heinrichs, Going Concern Opinion, Managementkompetenz und Insolvenzwahrscheinlichkeit, Auditing and Accounting Studies, https://doi.org/10.1007/978-3-658-27127-5_2

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Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung

Ereignis oder Zustand (der Faden reißt oder nicht).32 Prophezeiungen verwenden regelmäßig vage Formulierungen, um eine Falsifizierung zu erschweren.33 Ein zentrales Abgrenzungskriterium der Prognose zur Prophezeiung ist die Rationalität einer Prognose.34 Während Prophezeiungen ohne oder auf Basis unsachgemäßer Argumente erfolgen, folgen Prognosen einem klaren Aufbau.35 Dieser Aufbau erlaubt die Analyse der rationalen Herleitung der Prognose.36 Dem sog. Hempel-OppenheimSchema folgend besteht eine deduktiv-nomologische Prognose grundsätzlich aus zwei Elementen:37 1. Projectans (das zur Prognose herangezogene Aussagensystem): Das Projectans besteht aus zumindest einer den Einzelfall betreffenden Randbedingung (Antezendensaussage) und einer allgemeinen Gesetzesaussage38 (im Folgenden: Gesetz). Die Aussagen des Projectans müssen faktisch wahr sein. Hierunter ist z.B. zu verstehen, dass die Randbedingung korrekt erhoben sein muss.39 2. Projectandum (Prognoseaussage): Hierbei handelt es sich um eine den Einzelfall betreffende Aussage, die unter Rückgriff auf das Projectans logisch abgeleitet wird (logische Wahrheit). Es darf keine spekulativen Elemente enthalten. Projectans und Projectandum bilden das Prognoseargument.40 Ist das Prognoseargument nicht vollständig ableitbar, ist es logisch defekt, nicht kritisierbar und nicht verbesserungsfähig.41 Diese Anforderung ist vor dem Eintritt des zu prognostizierenden Ereignisses oder Zustands (ex ante) beurteilbar. Die Deduktion eines Projectandums aus einem Gesetz (nomos) ist somit namensgebend für dieses Verfahren: nomologisch-deduktive Prognose. In Anlehnung an Popper (1935)

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Vgl. ferner Tietzel (1989), S. 551; Barth (2009), S. 14. Vgl. z.B. Tietzel (1989), S. 551. Vgl. Chmielewicz (1994), S. 158. Abweichend versteht Popper (2003) unter einer Prophezeiung in Abgrenzung zur technologischen Prognose, dass das vorhergesagte Ereignis nicht verhindert werden kann. Vgl. ebd., S. 38. Die vorgenommene Unterscheidung ist indes wenig trennscharf und daher nicht überzeugend. Pläne beschreiben in Abgrenzung zur Prognose die Maßnahmen zur Beeinflussung des Künftigen. Vgl. Picot (2014), S. 610; Denk (1974), S. 17 f.; Picot (1977), S. 2149; Tietzel (1983), S. 6; Tietzel (1989), S. 548. Vgl. z.B. Denk (1974), S. 16 ff.; Tietzel (1989), S. 548. Vgl. Bretzke (1974), S. 293 ff. Das genannte Schema ist zunächst für die Erklärung formuliert, gelte aber für die unbedingte Prognose gleichermaßen, da sich die beiden Konzepte logisch entsprechen und sich lediglich in den zeitlichen Abläufen unterscheiden (strukturelle Identität). Vgl. Hempel/Oppenheim (1948), S. 136 ff.; Chmielewicz (1994), S. 151; Popper (1972), S. 52 ff.; Opp (2014), S. 84 f.; Schnell/Hill/Esser (2013), S. 60; Hecht/Desnizza (2012), S. 57 ff. Insofern werden die Begriffe Explanans und Explanandum Tietzel (1989) folgend hier und im weiteren Verlauf der Arbeit auf die Prognose angepasst. Vgl. ebd., S. 548. Hingegen zweifelt z.B. Picot (1977), S. 2149 und ders. (2014), S. 612 diese strukturelle Identität an. Ein Gesetz ist dabei als Allaussage formuliert und erhebt Anspruch auf Gültigkeit unabhängig von Raum und Zeit. Vgl. Schnell/Hill/Esser (2013), S. 54. Vgl. Chmielewicz (1994), S. 152. Vgl. Tietzel (1989), S. 548. Vgl. ebd.

Prognosen

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lassen sich die Zusammenhänge an einem Beispiel verdeutlichen:42 Ein Faden wird mit 2 kg belastet; der Faden hat eine Zerreißfestigkeit von 1 kg (Randbedingungen). Ist die Belastung höher als ihre Zerreißfestigkeit, reißen Fäden (Gesetz). Der Faden wird reißen (Projectandum). Es ist denkbar, im Rahmen einer Prognose anstatt auf Gesetze nur auf eine Zeitreihe singulärer Ereignisse zurückzugreifen, um dann die spekulative Annahme zu treffen, bestimmte Bildungsgesetze der Zeitreihe würden auch für die zukünftigen Einzelfälle gelten. In diesem Fall fehlt es an einem Gesetz.43 Ein Grund für ein solches Vorgehen könnte z.B. sein, dass für das vorliegende Prognoseproblem keine adäquaten Gesetze bekannt sind. Bei solchen Trendvoraussagen handelt es sich um eine Projektion.44 Ob es sich im Einzelfall um eine Prognose oder Projektion handelt, hängt mithin davon ab, welche Mindestanforderungen an die verwendeten Gesetze gestellt werden.45 Selbst bei Vorliegen sämtlicher vorgenannter Anforderungen an eine nomologisch-deduktive Prognose existieren verschiedene Probleme, die sichere Aussagen über zukünftige Ereignisse oder Zustände logisch unmöglich machen (können). Diese werden nachfolgend dargestellt. 2.1.2.

Geltungs- und Anwendungsproblem

Gesetzesaussagen sind ihrer logischen Form nach strikt universale Allsätze. D.h., sie beanspruchen eine Geltung immer und überall.46 Wenngleich es für einige Gesetze konzeptionell denkbar sein könnte, deren Geltung überall zu überprüfen, ist es unmöglich, deren Geltung für die Zukunft zu überprüfen. Gesetze sind somit niemals verifizierbar.47 Die Deduktion einer Prognose muss demnach stets unter der Annahme der Geltung der Gesetze auch in der Zukunft erfolgen (Zeitstabilitätsprämisse).48 Das Geltungsproblem beschreibt somit eine unvermeidbare, logische Inkonsistenz im Projectans.49 Eine Prognose zeichnet sich weiterhin dadurch aus, dass von der Prognoseerstellung bis zum Zeitpunkt des Eintritts des Ereignisses ein Zeitraum überwunden werden muss.50 42 43 44

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Vgl. Popper (1935), S. 26; ders. (2003), S. 109 ff. Das Beispiel wird auch an späterer Stelle verschiedentlich wieder aufgenommen und modifiziert. Vgl. Tietzel (1989), S. 549. Vgl. Schmidt (1971), S. 155 f.; Tietzel (1983), S. 5; ders. (1989), S. 548; Chmielewicz (1994), S. 158. Gelänge es indes, den Trend auf ein System von Gesetzen zurückzuführen, könnte dieser wiederum Eingang in ein logisch konsistentes Prognoseargument finden. Vgl. Popper (2003), S. 102 f.; Tietzel (1989), S. 549. Barth (2009) fasst Prognosen in der Wirtschaftswissenschaft regelmäßig als Projektionen auf und begründet dies überraschenderweise u.a. damit, dass solche Vorhersagen auf der Behauptung beruhen würden, dass bestimmte Annahmen auch in der Zukunft gelten werden. Vgl. ebd., S. 19. Vgl. Tietzel (1989), S. 550 f. Vgl. z.B. ebd. Vgl. ferner Schmidt (1971), S. 158. Dem Grunde nach wird davon ausgegangen, dass die in der Vergangenheit gültigen Gesetze auch in der Zukunft Erklärungskraft besitzen. Die Anwendung eines konkreten Gesetzes in der Prognosededuktion ist deshalb gewissermaßen eine Extrapolation des Vergangenheitswissens in die Zukunft. Vgl. ebd., S. 164. Vgl. Wild (1970), S. 559; Tietzel (1983), S. 13; ders. (1989), S. 549. Vgl. Chmielewicz (1994), S. 156.

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Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung

Dies kann logisch zum einen über die Randbedingung und zum anderen über ein Sukzessionsgesetz erfolgen.51 Der Einbezug einer Randbedingung kann durch zwei Varianten erfolgen: Zum einen kann der Prognostiker den Eintritt der Randbedingung selbst steuern. In diesem Fall ist die Randbedingung ein Aktionsparameter.52 Andernfalls kann der Prognostiker versuchen, die Randbedingung zu prognostizieren. Werden einzelne Randbedingungen ihrerseits prognostiziert, so offenbart sich das sog. Anwendungsproblem: Kann die Gültigkeit der Randbedingungen im deduktiven Prognoseargument für den gesamten Zeitraum von der Prognoseerstellung bis zum Eintritt des Ereignisses53 behauptet werden?54 Wenn die Randbedingungen ihrerseits prognostiziert werden müssen, kann sich das Problem eines sog. infiniten Prognoseregresses ergeben.55 Wild (1970) und Urban (1973) merken an, dass hierfür wiederum neue Gesetze mitsamt Randbedingungen nötig seien.56 Tietzel (1989) schließt daraus, dass Bestandteile des Projectans somit zwingend spekulativ bleiben.57 Dieser Gedanke greift indes nur bei unbedingten Prognosen58 und nur, wenn sämtliche anzuwendenden Gesetze Koexistenzgesetze, d.h. keine Sukzessionsgesetze, sind. Es zeigt sich somit, dass die Komplexität einer Prognose mit der Länge des zu überbrückenden Zeitraums (Prognosehorizont) eher zunimmt.

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Ein Sukzessionsgesetz kennzeichnet sich dadurch, dass die Ursache zum Zeitpunkt der Erstellung der Prognose (oder früher) und die Wirkung im Zeitpunkt des Eintritts der Prognose eintritt. Andere Ansicht vgl. Urban (1973), S. 123 ff. Hier wird regelmäßig von sog. technologischen Prognosen gesprochen. Vgl. Chmielewicz (1994), S. 157 m.w.N. Hiervon ist der Begriff der Planung abzugrenzen, bei dem keine Aussage darüber getroffen wird, was in der Zukunft in Abhängigkeit vom Eintritt verschiedener Randbedingungen geschieht, sondern wie zu handeln ist. Vgl. Picot (1977), S. 2149. Die Ausführungen lassen sich auch auf die Prognose von Prognosegegenständen übertragen, die mehr als zwei Ausprägungen annehmen können, z.B. auf eine Gewinngröße. Für solche Prognosegegenstände können zusätzlich verschiedene Genauigkeitsgrade des Projectandums unterschieden werden. Bei ordinalen Prognosen wird die Gewinngröße in eine Rangfolge gegenüber einer bestimmten Referenz gesetzt, allerdings ohne auf konkrete Zahlenwerte abzustellen. Bei skalaren Prognosen werden konkrete Zahlenwerte entweder als Punkt oder als Intervall angegeben. Vgl. Henshel (1993), S. 93 f. Für andere Klassifizierungen vgl. z.B. Rückle (1984), S. 64; Barth (2009), S. 20 ff. m.w.N. Vgl. Tietzel (1989), S. 552. Vgl. Wild (1969), S. 67; ders. (1970), S. 562; Schmidt (1971), S. 170 ff.; Denk (1974), S. 20; Tietzel (1989), S. 549 ff.; Chmielewicz (1994), S. 157. Vgl. z.B. Opp (2014), S. 88 f.; Wild (1970), S. 554 ff. Vgl. Tietzel (1989), S. 553. Spekulationen sind in der Prognose indes logisch nicht zulässig, da das Projectandum aus dem Projectans abzuleiten ist. Hierunter sind Prognosen zu verstehen, die im Projectandum keine Randbedingung enthalten, sehr wohl aber im Projectans. Vgl. Schmidt (1971), S. 172; Andersson (1988), S. 19 f. Andere Autoren betrachten Prognosen nach dem Hempel-Oppenheim-Schema immer als bedingt. Vgl. z.B. Urban (1973), S. 40; Barth (2009), S. 21. Opp (2014) verwendet den Begriff der eingeschränkten Prognose. Vgl. ebd., S. 94 f. Wird indes eine bedingte (konditionale) Prognose geäußert, tritt das Problem nicht auf, da das Eintreten einer oder mehrerer Randbedingungen explizit im Projectandum zur Bedingung gemacht wird.

Prognosen

2.1.3. 2.1.3.1.

11

Reflexivität Begriff und Strukturmerkmale

Bereits Morgenstern (1928) weist auf Wirkung und Anwendung der Prognose hin, allerdings in Gestalt selbstzerstörender Effekte.59 Er war einer der ersten Autoren, der sich mit möglichen Selbstzerstörungseffekten im Rahmen von Konjunkturanalysen beschäftigt.60 Merton (1948) gilt hingegen als erste Referenz selbsterfüllender Effekte von Vorhersagen.61 Letzterer äußert zudem, dass solche Effekte nur auftreten können, wenn Menschen beteiligt sind, nicht aber bei Naturphänomenen.62 Aus diesem Grund wird auch häufig von einem soziologischen Exklusivphänomen gesprochen.63 Der Begriff der Prognosereflexivität oder Eigendynamik von Prognosen (reflexive prediction) beschreibt die Beeinflussung der Treffgenauigkeit (faktischer Wahrheitsgehalt) von Prognosen durch die Veröffentlichung der Prognose,64 da diese Rückwirkungen auf den Eintritt des prognostizierten Ereignisses selbst haben kann.65 Grundsätzlich im Einklang mit z.B. Morgenstern (1928), Buck (1963), Tietzel (1989) und Grunberg (1986) werden folgende Strukturmerkmale zugrunde gelegt:66 1. Eine Prognose ist reflexiv, wenn sich ihr Wahrheitsgehalt vor und nach ihrer Veröffentlichung unterscheidet. Reflexive Prognosen sind mithin entweder selbsterfüllend oder selbstzerstörend.67 2. Die Prognose muss von Akteuren ernstgenommen sowie für wahr gehalten werden und die Veröffentlichung muss kausal notwendig dafür sein, dass Akteure ihre Erwartungen und ihr Verhalten anpassen.68 Ein Selbsterfüllungseffekt ist gegeben, 59 60 61 62

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Vgl. Morgenstern (1928), S. 92 ff. Vgl. Grunberg (1986), S. 475. Vgl. z.B. Henshel (1993), S. 86. Zu möglichen Selbsterfüllungseffekten durch wissenschaftliche Theorien vgl. z.B. Felin/Foss (2009), S. 654 ff. Vgl. Merton (1948), S. 129. Grünbaum (1956) stellt das am Beispiel eines Raketenzielsystems in Frage. Demnach könne ein Zielsystem, das eine Kurskorrektur errechnet, woraufhin die Rakete erst das Ziel trifft, als Selbsterfüllungseffekt angesehen werden. Vgl. ebd., S. 239 f. Diese Sicht ist indes abzulehnen, weil der zugrundeliegende Prozess erst durch Menschenhand, d.h. durch Konstruktion und Programmierung, in Gang gesetzt wird. Vgl. Buck (1963), S. 366 ff.; Vetterling (1976), S. 281 ff.; Grunberg (1986), S. 482 ff. Vgl. z.B. Schnepper (2004), S. 104. Vgl. Mayr (1979), S. 392. Henshel (1993) verwendet anstatt Prognosereflexivität den Begriff selfalteration. Vgl. ebd., S. 85. Prognosen könne mithin einen wirklichkeitsgestaltenden Charakter haben. Vgl. Schnepper (2004), S. 96. Vgl. z.B. Picot (1977), S. 2151; Mayr (1979), S. 392. Reflexive Effekte sind dabei nicht auf Prognosen beschränkt, sondern können grundsätzlich bei allen Formen der Vorhersage auftreten. Dies kommt auch dadurch zum Ausdruck, dass die in der Literatur verwendeten Begrifflichkeiten vielfach auf Selbsterfüllungseffekte von Prophezeiungen abstellen. Vgl. z.B. Tietzel (1989), S. 549. Popper (2003) fasst dabei sämtliche Einflüsse der Prognose auf das prognostizierte Ereignis unabhängig von der Wirkungsrichtung als Ödipus-Effekte. Vgl. ebd., S. 12. Vgl Buck (1963), S. 361 f.; Tietzel (1989), S. 554; Grunberg (1986), S. 476. Vgl. ebd., S. 476; Mayr (1979), S. 392. In diesem Zusammenhang wird regelmäßig das sog. Thomas-Theorem angeführt, auf das bereits Merton (1948) Bezug nimmt: „If men define situations as real, they are real in their consequences." Ebd., S. 193. Demnach handeln Akteure nicht zwingend aufgrund einer objektivierbaren Realität,

12

Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung

wenn der Eintritt des vorausgesagten Ereignisses durch das Bekanntwerden der Prognose erst herbeigeführt wird.69 Es handelt sich bei der Veröffentlichung der Prognose um eine conditio sine qua non für den vorausgesagten Effekt.70 Ein Selbstzerstörungseffekt liegt hingegen vor, wenn die Veröffentlichung dazu führt, dass das Prognoseergebnis gerade nicht eintritt.71 Es handelt sich mithin bei der Veröffentlichung der Prognose um eine conditio propter quam non.72 3. Der Prognoseersteller hat mögliche reflexive Prognoseeffekte nicht oder nur unzureichend miteinbezogen.73 Reflexive Prognoseeffekte finden sich in der Lebenswirklichkeit an verschiedener Stelle: Bei Wahlen finden z.B. regelmäßig mögliche underdog und bandwagon-Effekte Beachtung.74 Zahlreiche weitere Beispiele finden sich z.B. bei Schnepper (2004).75 Es ist zu beachten, dass nicht alle Akteure gleichermaßen von einer Prognose angesprochen werden oder Kenntnis erlangen müssen. Vielmehr ist denkbar, dass bei unterschiedlichen Akteuren verschiedene Verhaltensänderungen auftreten können, die sich ggf. auch ausgleichen. Insofern ist der Vergleich der faktischen Wahrheit vor und nach Veröffentlichung der Prognose eine Nettobetrachtung potenziell mehrerer Submechanismen. Die nachfolgende Abbildung fasst die Grundstruktur reflexiver Prognoseeffekte zusammen.

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sondern in der Folge selektiver Wahrnehmungsprozesse. Vgl. z.B. Schnepper (2004), S. 24. Zu weiteren Lesarten dieses Zitats vgl. Esser (1999), S. 170 ff. Vgl. Mayr (1979), S. 392. Vgl. Schnepper (2004), S. 128. Ein solcher Effekt kann auch bei falschen, wissenschaftlichen Theorien auftreten. Vgl. Schnell/Hill/Esser (2013), S. 106. Vgl. Mayr (1979), S. 392; Ludwig (1991), S. 45 f. Opp (2014) Bezeichnet dies als sich selbst widerlegende Prognosen bzw. suicidal, self-frustrating oder self-stultifying prophecies. Vgl. ebd., S. 92. Die Begriffsvielfalt ist hoch. Ludwig (1991) trägt eine bemerkenswerte Anzahl an deckungsgleichen Begriffen zusammen. Vgl. ebd., S. 24 f. Vgl. Schnepper (2004), S. 129. Reflexive Prognoseeffekte können somit auch als besondere Form der Erwartungseffekte gesehen werden, da die Akteure ihre Erwartungen und somit auch ihr Handeln anpassen. Nach Schnepper (2004) sind jedoch spezifische Erwartungseffekte notwendig, d.h. die geänderte Erwartung muss eine Rückwirkung auf den Erwartungsausgang nehmen. Vgl. ebd., S. 99 ff. m.w.N. Vgl. z.B. Buck (1963), S. 359. Der bandwagon- oder auch Mitläufereffekt bezeichnet das Phänomen, dass Wähler den Kandidaten wählen, der nach ihren Erwartungen auch siegreich sein wird (Selbsterfüllungseffekt). Der Effekt findet sich auch im Marketing. Hier bezeichnet er die menschliche Tendenz, sich tendenziell für ein Produkt zu entscheiden, dass besonders beliebt und absatzstark ist. Spiegelbildlich bezeichnet der underdog-Effekt die Tendenz z.B. aus Solidarität den Kandidaten zu wählen, der voraussichtlich verlieren wird (Selbstzerstörungseffekt). Der Pygmalion-Effekt nach der gleichnamigen mythischen Figur bezeichnet einen Effekt, wonach sich eine vorweggenommene positive Einschätzung eines Schülers durch einen Lehrer im Zeitablauf bestätigt (Selbsterfüllungseffekt). Kausal dafür ist, dass der Lehrer den Schülern seine Erwartungen unbewusst durch seine Handlungen übermittelt, z. B. durch hohe Leistungsanforderungen. Der Effekt wurde zuerst von Rosenthal/Jacobson (1966) gezeigt und seitdem in den Sozialwissenschaften etabliert. Vgl. z.B. Casparis (1980), S. 124 ff.; Jussim (1986), S. 429 ff.; Howard/Tang/Jill Austin (2015), S. 135 f. und 143 f. m.w.N. Vgl. Schnepper (2004), S. 119 ff.

Prognosen

13

Abbildung 1: Grundstruktur reflexiver Prognoseeffekte76

2.1.3.2.

Weitere Ausprägungsformen

Wird der Eintritt oder Nicht-Eintritt eines Ereignisses innerhalb eines gewissen Zeitraums – so wie im vorangegangenen Abschnitt – prognostiziert, so ist die verwendete Definition reflexiver Prognoseeffekte konzeptionell eindeutig.77 Eine Vielzahl an konzeptionellen Beiträgen zur Prognosereflexivität konstruiert indes Beispiele, auf die diese Definition nicht ohne weiteres angewendet werden kann. So verwendet z.B. Ludwig (1991) folgendes Beispiel: Schätzt ein Lehrer das Verbesserungspotenzial eines Schülers ex ante zutreffend als hoch ein und führt diese Prognose zu einer Verbesserung über das Potenzial des Schülers hinaus, so handele es sich nach der Definition von Merton (1948) nicht um eine selbsterfüllende Prognose.78 Grunberg (1986) erkennt diese Problematik an, schlägt als Lösungsvorschlag allerdings nur vor, eine Prognose dann als falsch zu beurteilen, wenn der prognostizierte Wert von einer zuvor subjektiv festgelegten Fehlerspanne abweicht.79 Da die Prognose aber Rückwirkungen auf den Zustand hat, schlägt Ludwig (1991) vor, den Begriff der selbsterfüllenden Prognose unabhängig vom ex ante Wahrheitsgehalt der Prognose zu verwenden.80 Dies würde im Falle einer Prognose des Eintretens oder Nicht-Eintretens eines Ereignisses zu dem unbefriedigenden Ergebnis führen, dass auch Prognosen, die ihren Wahrheitsgehalt durch ihre Veröffentlichung nicht ändern, weil sie möglicherweise nicht einmal beachtet werden, als reflexive Prognosen bezeichnet werden müssten. Bei Ludwigs Analyse bleibt indes außer Acht, dass in dem Beispiel nicht ein Ereignis, sondern ein Zustand prognostiziert wird. Merton (1948) u.a. Autoren sprechen indes explizit Ereignisse an. Auch die gewählten Beispiele, z.B. Rückkehr des Halleyschen 76

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Quelle: Eigene Darstellung. Eine vereinfachte, dreistufige Darstellung findet sich z.B. bei Smale (1980), S. 33 ff. Inwiefern sich praktisch tatsächlich der Wahrheitsgehalt einer unveröffentlichten Prognose bestimmen lässt, sei dahingestellt. Hintergrund ist, dass die Prognose ex ante wie ex post falsch ist. Vgl. Grunberg (1986), S. 477. Vgl. Ludwig (1991), S. 49 f. m.w.N. Ebenso verwendet z.B. Frey (2014) diese Definition. Vgl. ebd., S. 20 f.

14

Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung

Kometen, Insolvenz der Millingville Bank, das Nichtbestehen einer Klausur, der Ausbruch eines Krieges, deuten darauf hin, dass die Definition nach Merton (1948) auf die Prognose von dichotomen Merkmalen Anwendung finden soll.81 Henshel (1993) unterscheidet hingegen im Kontext reflexiver Prognoseeffekte zwischen verschiedenen Genauigkeitsgraden des Projectandums, erweitert die Typologie und spricht fortan bei der Prognose von nicht-dichotomen Zuständen, die zwar reflexive Effekte auslösen, jedoch ihren Wahrheitsgehalt durch die Veröffentlichung nicht ändern, von (predominant) selffulfilling und self-defeating tendencies.82 Salomon (1981) schlägt zudem vor, Prognosen, die ihren Wahrheitsgehalt nicht ändern, als self-sustaining prophecies zu betiteln.83 Vor dem Hintergrund der Vielzahl an Herausforderungen, die mit der Prognoseerstellung verbunden sind, stellt sich die Frage, welche Beurteilungsmaßstäbe an eine Prognose zu stellen sind. 2.1.4.

Qualitätsbeurteilung

Morgenstern (1928) vertritt die Auffassung, jede Prognose müsse wahr werden, da sie sonst wertlos sei.84 Es erscheint auch zunächst naheliegend, die Genauigkeit in Gestalt einer faktischen Wahrheit als zentralen Beurteilungsmaßstab heranzuziehen.85 Demnach wäre bezogen auf die Prognose eines Zustandes diejenige Prognose besser, die dem tatsächlich eingetretenen Zustand am nächsten kommt. Die ex post Beurteilung der Qualität einer Prognose ist indes nicht trivial, da für den Einzelfall immer mit faktisch falschen Prognosen zu rechnen ist. Hintergrund ist, dass die Empirie kein vollständig deterministisches Gebilde ist.86 Die faktische Wahrheit als Beurteilungsmaßstab birgt gravierende Schwächen:87 So ist diese Art der Erfolgsmessung abhängig vom Prognosegegenstand (materiebedingter Schwierigkeitsgrad88). D.h. eine Projektion von Planetenumlaufbahnen führt typi-

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Ebenso beziehen sich etwa die Ausführungen bei Mayr (1979) auch auf das Vorliegen bzw. NichtVorliegen von Ereignissen. Vgl. ebd., S. 392. Genauso auch Buck (1963), S. 360. Vgl. Henshel (1993), S. 95 ff. Diese Fälle werden dort auch als not quite enough und overshoot cases bezeichnet. Diese sind nur bei skalaren Prognosen möglich. Vgl. ebd., S. 98. Ein zentrales Ergebnis ist, dass SDP und self-defeating tendencies unabhängig von der Maßenge immer zu einer geringeren Treffsicherheit der Prognose führen; SFP und self-fulfilling tendencies aber nur im ordinalen Fall eindeutig zu einer Erhöhung der Treffsicherheit beitragen. Vgl. ebd., S. 99. Vgl. Salomon (1981), S. 1452. Der Begriff sollte weiterhin auf solche Prognosen angewendet werden, bei denen sich verschiedene reflexive Effekte ausgleichen. Vgl. ferner Henshel (1993), S. 100. Vgl. Morgenstern (1928), S. 95. Tietzel (1983) führt dazu aus, dass die Nachfrager einer Prognose häufig enttäuscht seien, wenn eine Prognose sich als faktisch falsch herausstellt. In der Folge würden Prognostiker mit Propheten, Zukunftsdeutern oder Kaffeesatzlesern „in einen Topf geworfen werden.“ Ebd., S. 2. Vgl. ebd., S. 2. Zudem kann auch kein vollkommenes Wissen des Prognostikers vorausgesetzt werden. Vgl. Wild (1969), S. 67. Frey (2014) erachtet die faktische Wahrheit nicht einmal als geeigneten Indikator für die Beurteilung der Qualität einer Prognose. Vgl. ebd., S. 12. Vgl. Tietzel (1983), S. 3 ff.; ders. (1989), S. 556 ff. m.w.N. Vgl. ders. (1983), S. 4.

Prognosen

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scherweise zu treffsichereren Vorhersagen als die Prognose eines komplexen Prognosegegenstands im sozialwissenschaftlichen Bereich.89 Bei letzteren Prognosen fehlen auch häufig Ursache-Wirkungsvermutungen in Gestalt von Gesetzen.90 In einem solchen Fall sollte hilfsweise sämtliches problembezogenes Erfahrungswissen herangezogen werden, um zu einer möglichst rationalen Prognose zu gelangen.91 Nähern sich Zeitpunkt der Prognoseerstellung und der Zeitpunkt des Eintritts der Prognose an, fördert dies ebenso die Prognosegenauigkeit und vice versa.92 Zudem würdigen Treffsicherheitsmaße nicht die logische Struktur des Prognosearguments. Insofern können auch „glückliche Zufälle“93 zu einer hohen Treffsicherheit im Einzelfall führen. Zuletzt lässt sich Treffsicherheit einer Prognose auch ganz erheblich durch die Formulierung des Prognosearguments beeinflussen. Wird z.B. für eine Umsatzprognose ein konkreter Betrag prognostiziert (sog. Punktprognose), so kann diese Prognose nicht treffsicherer als eine Prognose sein, die ein Intervall angibt (sog. Intervallprognose; geringerer Informationsgehalt), welches diesen Betrag überstreicht.94 Treffsicherheit und Informationsgehalt einer Prognose stehen mithin in einem inversen Verhältnis, sodass eine weitere Entleerung des Informationsgehalts im Extremfall zu einer tautologischen, d.h. einer logisch immer wahren, Prognoseaussage führen kann.95 Für diesen Zusammenhang findet sich in der Literatur auch die Bezeichnung der futurologischen Unschärferelation.96 Tietzel (1983) schlägt drei Kriterien zur Beurteilung der Qualität von Prognosen vor:97 Erstens sollte die logische Vollständigkeit und Explizitheit der Prognose gegeben sein. Das schließt ausdrücklich auch die Offenlegung des Projectans ein, da eine bloße Offenlegung des Projectandums eine solche Prüfung nicht ermöglicht.98 Erst hierdurch werde eine Prognose kritikfähig.99 Erst bei vollständiger Offenlegung des Prognosearguments ließe sich z.B. nachvollziehen, ob reflexive Prognoseeffekte explizit in die Prognose miteinbezogen wurden.100 Bereits Morgenstern (1928) bemerkt, dass der Prognoseersteller grundsätzlich die veränderten Handlungen der Akteure antizipieren

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Bereits Hempel/Oppenheim (1948) führen das Argument an, dass Erklärungen/Prognosen im sozialwissenschaftlichen Kontext aufgrund der Einmaligkeit vieler Vorgänge erschwert werden. Vgl. ferner ebd., S. 142. Vgl. Picot (1977), S. 2149. Vgl. Hempel (1977), S. 79 ff.; Picot (1977), S. 2149. Auch Wild (1969) fordert grundsätzlich nur objektiv-rational begründete Aussagen. Vgl. ebd., S. 66, 68 f. Vgl. Chmielewicz (1994), S. 156. Tietzel (1989), S. 558. Vgl. ferner ebd., S. 558 f.; ders. (1983), S. 6 f. Vgl. Wild (1969), S. 68; Tietzel (1983), S. 6 f. Vgl. ders. (1989), S. 551 m.w.N. Vgl. ders. (1983), S. 14 ff. Vgl. ebd., S. 14. Ebenso fordert Bretzke (1974) die Einhaltung dieser Voraussetzung. Vgl. ebd., S. 295. Vgl. Tietzel (1989), S. 554 m.w.N. Diese Vorgehensweise setzt allerdings eine Kenntnis der zugrunde liegenden Submechanismen voraus, die dann wiederum in Form von Gesetzen mit zugehörigen Randbedingungen in das Projectans aufgenommen werden können.

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Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung

könnte. Grunberg/Modigliani (1954) können dies für bestimmte Angebots- und Nachfrageprobleme skalarer Prognosen analytisch zeigen.101 Zweitens sollte der Informationsgehalt der in der Prognose enthaltenen Gesetzesaussagen bzw. des daraus abgeleiteten Projectandums beurteilt werden. Dies bedeutet, dass insb. die Menge an möglichen Zuständen möglichst groß sein sollte, bei denen die Prognoseaussage ex post als faktisch falsch betrachtet werden müsste.102 Drittens - ebenfalls die Offenlegung des Prognosearguments voraussetzend - sollte der Grad der Bewährung der enthaltenen Gesetze Eingang in die Beurteilung einer Prognose finden.103 Einigkeit besteht in der Literatur dahingehend, dass wissenschaftliche Prognosen grundsätzlich eine theoretische Fundierung anstreben und mithin auf empirisch vorläufig bestätigter Theorie basieren sollten.104 Die explizite Nennung der zugrunde liegenden Theorien ist im wissenschaftlichen Kontext zudem unerlässlich, da ansonsten nicht über die Ableitung der Prognose diskutiert werden kann.105 Für die konkreten Gesetzesaussagen im Projectans bedeutet dies, dass diese nomologische Hypothesen aus der jeweiligen Theorie darstellen sollten.106 Ob eine wie im Hempel-OppenheimSchema geforderte Deduktion des Projectandums in praxi möglich ist, wird indes einhellig bezweifelt.107 Grund dafür ist, dass Gesetze, deren Geltung weder räumlich noch zeitlich beschränkt ist, in den Sozialwissenschaften und mithin auch in der Wirtschaftswissenschaft nicht existieren bzw. nicht bekannt sind.108 Typischerweise sind probabilistische Gesetze anzutreffen. Kennzeichnend ist hierbei, dass diese nur mit einer bestimmten Wahrscheinlichkeit gelten.109 Es kann somit von einer induktiv-statistischen Prognose gesprochen werden.110

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Die Autoren lösen damit eine Vielzahl weiterer Forschungsarbeiten zu ähnlich gelagerten Fällen aus. Vgl. Henshel (1993), S. 87 ff. Für eine grundlegende Darstellung vgl. Buck (1963), S. 364. Vgl. Tietzel (1983), S. 15. Vgl. auch Popper (1972), S. 51. Vgl. für weiterführende Ausführungen ferner Hempel/Oppenheim (1948), S. 147 ff. und 152 ff. Vgl. z.B. Urban (1973), S. 56 f.; Popper (1935), S. 26 ff.; ders. (2003), S. 118. Vgl. Urban (1973), S. 10 f.; Barth (2009), S. 17. Vgl. Urban (1973), S. 56 f. Vgl. Bretzke (1992), S. 1437; Tietzel (1989), S. 548. Hempel (1977) unterscheidet darüber hinaus drei weitere Prognosen nach der Art ihrer Unzulänglichkeiten: Ad-hoc bzw. hypothetische Prognosen bezeichnen Prognosen, die auf Gesetze zurückgreifen, deren (vorläufige) empirische Bestätigung aussteht. Für ein Beispiel vgl. ferner Hecht/Desnizza (2012), S. 31. Partielle Prognosen bezeichnen Prognosen, deren Gesetze eine gemessen am Projectandum zu unpräzise Dann-Komponente enthalten, sodass eine logische Deduktion des Projectandums nicht möglich ist. Eine Prognose mit impliziten Gesetzen findet dann statt, wenn die verwendeten Gesetze zu Unrecht als Ursache-Wirkungsverhältnis interpretiert werden. Vgl. Schmidt (1971), S. 167; Picot (1977), S. 2149; Opp (2014), S. 56 ff.; Picot (2014), S. 612; Schnell/Hill/Esser (2013), S. 61; Chmielewicz (1994), S. 150 m.w.N. Häder (2015) ergänzt zudem, dass diese zusätzlich nur einen eingeschränkten Gültigkeitsbereich besitzen. Vgl. ebd., S. 52 f. Vgl. in Bezug auf die strukturgleiche Erklärung Schnell/Hill/Esser (2013), S. 61 f. Die Elemente einer solchen Prognose sind grundsätzlich identisch, wenngleich ein probabilistisches Gesetz verwendet wird. D.h. Fäden reißen nur mit einer gewissen Wahrscheinlichkeit p. Für die Prognose ergeben sich Unterschiede: Eine logische Deduktion des Projectandums für den Einzelfall ist nicht mehr möglich. Weiterhin können bei Verwendung mehrerer Gesetze logische Widersprüche auftre-

Berichterstattung zur Angemessenheit der Going Concern-Annahme

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Ersatzweise kann es auch angemessen sein, empirische Generalisierungen heranzuziehen, sofern diese Erklärungskraft besitzen (generelle Aussagen mit empirischem Gehalt).111 Denk (1974) betont, dass trotz allem Formalismus der Prognose stets auch ein gewisser Grad an Intuition unerlässlich sei.112 Wird z.B. unterstellt, dass die Prognose des zerreißenden Fadens in der Vergangenheit wenig treffsicher war und dies darauf zurückzuführen ist, dass die Zerreißfähigkeit des Fadens zusätzlich von der Feuchtigkeit oder der Temperatur des Fadens moderiert wird, sollte eine Hinzunahme von damit verbundenen Gesetzesaussagen erfolgen.113 Diese Kriterien erscheinen konzeptionell geeignet, die Qualität einer Prognose zu beurteilen. Mit Blick auf komplexe Prognosegegenstände zeigt sich aber, dass in praxi ganz erhebliche Abweichungen einer idealen, logisch-deduktiven Prognose auftreten können. Die Vielzahl möglicher Submechanismen deutet darauf hin, dass ein vollständiger Einbezug allenfalls ein hehres Ziel sein dürfte.114 2.2. Berichterstattung zur Angemessenheit der Going Concern-Annahme 2.2.1. 2.2.1.1.

Verantwortung des Abschlussprüfers Bestimmung der einschlägigen Prüfungsstandards

Die prüferische Berichterstattung zur Angemessenheit der GC-Annahme wird durch Prüfungsstandards geregelt. Im US-amerikanischen Rechtsraum treten hierbei zwei Standardsetter auf:115 Gegründet im Jahr 1887, gibt das American Institute of Certified Public Accountants (AICPA) fachtechnische Prüfungsnormen für US-amerikanische Unternehmen heraus. Diese werden als Statements on Auditing Standards (SAS) bekanntgemacht. In der jährlich erscheinenden Veröffentlichung „AICPA Professional Standards“ finden sich die Prüfungsnormen des AICPA in konsolidierter Fassung. Diese beinhalten u.a. die fachtechnischen Normen zur Abschlussprüfung und sind dabei in sog. Audit Sections (AU sec.) unterteilt. Bspw. findet sich der im April 1988 bekannt gemachte SAS No. 59 „Auditor's consideration of an entity's ability to continue as a

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ten. Die Falsifizierung der Gesetze ist indes nicht ohne weiteres möglich, da die postulierte Wahrscheinlichkeit p nur bezogen auf die Vergangenheit und/oder nahe Zukunft untersucht werden kann. Vgl. Schnell/Hill/Esser (2013), S. 55 und 62. Opp (2014) führt aus, dass häufig bestimmte Toleranzen akzeptiert werden. Vgl. ebd., S. 59. Zur Überprüfung probabilistischer Theorien vgl. Andersson (1988), S. 52 m.w.N.; Opp (2014), S. 56 ff. Vgl. z.B. Bretzke (1992), S. 1438. Hier verlässt der Prognostiker jedoch den Pfad realtheoretisch fundierter Prognosen. Vgl. Denk (1974), S. 17. Vgl. ebd., S. 21. Auch Opp (2014) weist darauf hin, dass für sozialwissenschaftliche Prognosen die Verwendung inadäquater oder überholter Theorien unzulässiger Weise weit verbreitet ist. Vgl. ebd., S. 96 f. Eine gute Prognose sollte deshalb auf möglichst gesicherte deterministische oder hilfsweise statistische Gesetze zurückgreifen. Vgl. Picot (2014), S. 611. Vgl. ferner Honolka (1976), S. 88 ff. Für ein Beispiel vgl. Morgenstern (1928), S. 98; Tietzel (1989), S. 555 f. Denk (1974) spricht gar von einer logischen Unmöglichkeit. Vgl. ebd., S. 16. Es finden sich deshalb auch Prognosedefinitionen, die deutlich geringere Anforderungen stellen und v.a. auf das Vorhandensein von Bedingungen und die Rationalität abstellen. Vgl. z.B. Picot (1977), S. 2149. Erarbeitet werden diese Normen im Auditing Standards Board (ASB). Für den nachfolgenden Absatz vgl. insb. Arens/Elder/Beasley (2012), S. 45 ff.

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Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung

going concern“ in AU sec. 341 der AICPA Professional Standards mit historischen116 Normenständen zwischen Juni 1988 und 2011. Bezugsrahmen und Deduktionsbasis für neue SAS bilden die zehn sog. Generally Accepted Auditing Standards (GAAS).117 Für börsennotierte Unternehmen ist vom Ende der 80er Jahre bis zum April 2003 AU sec. 341 anzuwenden. AU sec. 341 wird dabei im Zeitablauf verschiedentlich adjustiert.118 Mit dem Public Company Accounting Oversight Board (PCAOB) wird mit dem Sarbanes-Oxley Act (SOX) aus dem Jahr 2002 in den USA erstmalig eine externe und unabhängige Berufsaufsicht für Abschlussprüfer börsennotierter Unternehmen (public firms bzw. issuers) etabliert. Zentrale Funktionen des PCAOB sind die Registrierung, die Inspektion, das Standard Setting und das Enforcement. Die weitreichenden Kompetenzen sind in Sec. 101 SOX geregelt.119 Abschlussprüfer börsennotierter Unternehmen müssen fortan beim PCAOB registriert sein und alle Regelungen des PCAOB befolgen. Hierzu zählen auch die fachtechnischen Prüfungsstandards dieser Institution. Zukünftig sind Abschlussprüfungen börsennotierter Unternehmen nach den Standards und unter der Ägide des PCAOB und Abschlussprüfungen nichtbörsennotierter Unternehmen (private firms) weiterhin nach den Prüfungsstandards des AICPA als selbstregulierter Berufsstand durchzuführen. Wenngleich die Regelungen des AICPA bei der Prüfung von börsennotierten Unternehmen mit Gründung des PCAOB formal nicht mehr anzuwenden sind, sind die bis dato geltenden Regelungen dennoch materiell weiterhin relevant. Hintergrund ist, dass das PCAOB eine Vielzahl der Prüfungsstandards des AICPA im April 2003 mit dem Normenstand 16. April 2003 zunächst als sog. temporary auditing rules

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In Normentexten neueren Normenstandes wurden die Regelungen des SAS No. 59 einerseits im Juli 2012 durch SAS No. 126 im Rahmen des sog. Clarity Projects ersetzt. Inhaltlich ergaben sich jedoch keinerlei Änderungen, sodass SAS No. 126 einzig der Neuordnung der AICPA Professional Standards (neue Zitierweise: AU-C 570) diente. Andererseits wurde jüngst im Februar 2017 auch der SAS No. 126 wiederum durch SAS No. 132 identischen Titels ersetzt. Zentrale Gründe für die inhaltliche Anpassung waren (1) die Harmonisierung mit den ISA und (2) Änderungen in den USGAAP. Vgl. z.B. Ruhnke (2000), S. 97. SAS No. 64 stellt klar, dass der Prüfer bei Vorliegen eines „substantial doubt“ im Bestätigungsvermerk eine Formulierung zu wählen hat, die dies klar zum Ausdruck bringt. Insb. müssen die Termini „substantial doubt“ und „going concern“ zwingend enthalten sein (AU sec. 341.12, i.d.F. Dezember 1990). Dies wird zudem durch ein Beispiel verdeutlicht (AU sec. 341.13). SAS No. 77 präzisiert das angegebene Formulierungsbeispiel nochmals, um deutlich zu machen, dass seitens des AICPA keine konditionalen Formulierungen erwünscht sind (AU sec. 341.13, i.d.F. November 1995). SAS No. 96 fügt zusätzliche Anforderungen an die Dokumentation in den Arbeitspapieren des Prüfers hinzu (AU sec. 341.17, i.d.F. Januar 2002). Die nachfolgende AU sec. 570 wird nicht weiter erläutert, da sie für den Fortgang der Untersuchung unerheblich ist. Ein Überblick über die AICPA Prüfungsnormen im GC-Bereich im Zeitablauf findet sich im Anhang (Tabelle 10). Die Aufsicht über die Entwicklung der Prüfungsstandards für börsennotierte Unternehmen (PCAOB) wie übrigens auch die Aufsicht über die Entwicklung der Rechnungslegungsnormen (FASB) liegt dabei bei der SEC. Vgl. Messier/Glover/Prawitt (2016), S. 50. Für weitere grundlegende Ausführungen zur SEC, vgl. ebd., S. 51.

Berichterstattung zur Angemessenheit der Going Concern-Annahme

19

übernimmt,120 darunter insb. auch AU sec. 341. Die Fort- und Neuentwicklung der Prüfungsnormen für börsennotierte Unternehmen obliegt indes dem PCAOB.121 Die Änderungen der GC-Regelungen des PCAOB seit 2003 sind dabei zumeist redaktioneller Natur.122 Ein Überblick über die PCAOB Prüfungsnormen im GC-Bereich im Zeitablauf findet sich im Anhang (Tabelle 11).123 Nachfolgend werden US-amerikanische, börsennotierte Unternehmen im Zeitraum 2000 bis 2013 empirisch untersucht. Für den Fortgang der Arbeit relevante Prüfungsnormen sind deshalb SAS No. 59 bzw. der nahezu deckungsgleiche PCAOB AS 2415 „Consideration of an Entity's Ability to Continue as a Going Concern“.124 Vorgestellt wird im Folgenden der aktuell geltende Prüfungsstandard zur Beurteilung der Unternehmensfortführung PCAOB AS 2415 mitsamt der zugehörigen PCAOB AI 15 und den drei zugehörigen Staff Audit Practice Alerts No. 3, 9 und 13. Auf gegenüber dem Untersuchungszeitraum veränderte bzw. neu hinzugetretene Regelungsinhalte wird entsprechend hingewiesen. 2.2.1.2.

Prüferisches Vorgehen nach PCAOB AS 2415

Das prüferische Vorgehen im GC-Bereich lässt sich Knechel/Salterio (2017) folgend grundsätzlich entlang eines vierstufigen Prozesses erklären:125 1. Nach den US-GAAP besteht die Vermutung (presumption), dass das Management eine Analyse bzgl. der Fähigkeit des Unternehmens zur Unternehmensfortführung angestellt hat. Der Prüfer muss u.a. prüfen, ob diese Analyse die nötige Tiefe besitzt und das Management nicht vorschnell eine Unternehmensfortführung annimmt.126 120 121

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124 125

126

Vgl. Messier/Glover/Prawitt (2016), S. 53. Die vom PCAOB herausgegebenen neuen oder adjustierten Prüfungsnormen müssen durch die US Securities and Exchange Commission (SEC) gebilligt werden. Bekanntgemacht werden sie über sog. PCAOB Releases. PCAOB Release No. 2003-006 macht die Übernahme der AICPA-Prüfungsstandards bekannt. PCAOB Release No. 2007-005A, 2010-004 und 2015-002 enthalten ausschließlich redaktionelle Änderungen. Bislang sind insb. zwei materielle Änderungen zu nennen: PCAOB Release No. 2012-004 fügt einen Verweis auf PCAOB AS 16 „Communications with Audit Committees“ (effektiv für Abschlussprüfungen mit Abschlussstichtag ab dem 15. Dezember 2012) hinzu, der u.a. klärt, das der Abschlussprüfer gewisse Sachverhalte bezogen auf den GC-Themenkreis mit dem Prüfungsausschuss kommunizieren muss. PCAOB Release No. 2017-001 enthält Ausführungen zum Zusammenspiel der Berichtspflichten aus PCAOB AS 2415 und dem neu geschaffenen Berichtselement der Critical Audit Matters (CAM) aus PCAOB AS 3101 „The Auditor’s Report on an Audit of Financial Statements when the Auditor expresses an Unqualified Opinion“ effektiv für Abschlussprüfungen mit Abschlussstichtag ab dem 15. Dezember 2017. Ein weiteres Indiz für die starke Verwurzelung des Standards in SAS No. 59 ist das effective date, das in PCAOB AS 2415 i.d.F. Juni 2017 mit 1. Januar 1989 angegeben ist. Vgl. PCAOB AS 2415.18. Vgl. Knechel/Salterio (2017), S. 512 ff. Dieses Vorgehen bezieht sich allerdings nur auf die abschließende GC-Beurteilung. Erste GC-Überlegungen muss der Prüfer zudem bei der Prüfungsplanung anstellen. Vgl. Messier/Glover/Prawitt (2016), S. 579. Vgl. grundlegen zudem Clikeman (2018), S. 107 ff. Vgl. Knechel/Salterio (2017), S. 512; Messier/Glover/Prawitt (2016), S. 602.

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Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung

2. Die Analyse muss zudem dahingehend überprüft werden, ob nicht Prüfungsnachweise die Unternehmensfortführung infrage stellen. D.h., ob hier ein erheblicher Zweifel (substantial doubt) besteht.127 3. Liegt ein erheblicher Zweifel vor, sind die Pläne des Managements einzuholen und dahingehend zu würdigen, ob sie geeignet sind, den bestehenden erheblichen Zweifel auszuräumen. 4. Besteht ein erheblicher Zweifel dennoch fort, ist – in Abhängigkeit der Angaben des Managements im Jahresabschluss – im Bestätigungsvermerk darauf hinzuweisen. Der Prüfer hat demnach zunächst zu beurteilen, ob die GC-Annahme des Managements angemessen ist. Dies wird bei Nichtvorliegen erheblicher, gegenteiliger Informationen (significant information to the contrary) angenommen.128 Die GC-Annahme ist insb. dann nicht zu rechtfertigen, wenn sich das Unternehmen in einer Liquidation befindet oder die Eigentümer eine Löschung oder Liquidation bereits beschlossen haben oder ein bereits eingeleitetes Insolvenzverfahren wahrscheinlich (probable) in einer Löschung oder Liquidation des Unternehmens mündet.129 Wird die GC-Annahme des Managements als unangemessen beurteilt, ist der Bestätigungsvermerk zu versagen.130 Wenngleich die GC-Annahme des Managements regelmäßig angemessen ist, ist die Tätigkeit des Prüfers in diesem Themenkomplex nicht abgeschlossen. Vielmehr stehen regelmäßig einzelne Prüfungsnachweise im Widerspruch zu dieser Annahme. Dies ist insb. dann der Fall, wenn das Unternehmen seine Verpflichtungen voraussichtlich bei Fälligkeit nicht erfüllen kann, ohne z.B. außerhalb der gewöhnlichen Geschäftstätigkeit substantielle Vermögenswerte zu veräußern oder Schulden zu restrukturieren.131 Der Prüfer hat vielmehr zu beurteilen, ob ein erheblicher Zweifel (substantial doubt) an der Unternehmensfortführung (entity's ability to continue as a going concern) besteht.132 Dabei ist auf einen Zeitraum abzustellen, der ein Jahr nach dem Datum des geprüften Jahresabschlusses nicht überschreiten soll.133 Die Beurteilung basiert dabei auf der Kenntnis des Prüfers über relevante Gegebenheiten und Ereignisse (conditions and events), die bis zum Datum des Bestätigungsvermerks und mithin bis zum Abschluss

127 128 129 130

131 132 133

Vgl. z.B. Arens/Elder/Beasley (2012), S. 52 f. Vgl. PCAOB AS 2415.1. Vgl. PCAOB AS 2415.1; PCAOB AI 23.33 ff. Stellt das Management den Abschluss jedoch nicht unter der GC-Annahme auf, ist PCAOB AS 2415 nicht anwendbar. Vgl. ebd., Tz. 1. Die enge Auslegung, dass die GC-Annahme und spiegelbildlich auch der erhebliche Zweifel an eine drohende Liquidation des Unternehmens anknüpft, wird verschiedentlich kritisiert. Vgl. Venuti (2004), S. 42 f. Vgl. PCAOB AS 2415.1. Es findet sich allerdings an keiner Stelle eine exakte Definition, was unter einem erheblichen Zweifel zu verstehen ist. Vgl. z.B. Gutierrez et al. (2018), S. 6. Vgl. PCAOB AS 2415.2 und .4. Im Folgenden verwendet der Standard für diesen Zeitraum den Begriff „reasonable period of time“. In der Literatur wird indes die Ansicht vertreten, die prüferische GC-Berichterstattung habe sich auf einen Zeitraum von 12 Monaten nach Abschluss der Prüfung und nicht nach dem Abschlussstichtag zu erstrecken. Vgl. z.B. Knechel/Salterio (2017), S. 513.

Berichterstattung zur Angemessenheit der Going Concern-Annahme

21

der Prüfung aufgetreten sind.134 Es ist ausdrücklich nicht Aufgabe des Prüfers, zukünftige Gegebenheiten oder Ereignisse zu prognostizieren.135 PCAOB AS 2415.6 liefert Beispiele möglicher Gegebenheiten und Ereignisse, die in der Gesamtbetrachtung oder einzelfallbezogen auch isoliert zu einem erheblichen Zweifel führen können.136 Der Standard nennt negative Entwicklungen (z.B. wiederkehrende operative Verluste oder einen negativen operativen Cashflow), andere Indizien möglicher finanzieller Schwierigkeiten (z.B. Zahlungsverzug bei einem Kredit oder Veräußerung wesentlicher Vermögenswerte), interne Angelegenheiten (z.B. Arbeitsniederlegungen) und Angelegenheiten von außen (z.B. Rechtsstreitigkeiten, Verlust eines zentralen Kunden oder Lieferanten oder Naturkatastrophen).137 Ggf. sind weitere Informationen über bereits identifizierte Gegebenheiten und Ereignisse einzuholen. Gelangt der Prüfer zu der Einschätzung, es bestehe ein erheblicher Zweifel an der Unternehmensfortführung, hat er in einem dritten Schritt Informationen über die vom Management geplanten Maßnahmen (management’s plans) einzuholen und diese hinsichtlich ihrer Effektivität zu beurteilen.138 PCAOB AS 2415.7 enthält Beispiele möglicher Maßnahmen und gleichzeitig Hilfestellungen zur Würdigung der tatsächlichen Machbarkeit dieser Maßnahmen. Zu nennen sind die Veräußerung von Vermögenswerten (zu beachten: z.B. Covenants, Marktgängigkeit der Vermögenswerte), die Aufnahme bzw. Restrukturierung von Fremdkapital (zu beachten: z.B. bereits erfolgte Zusicherungen), die Reduzierung oder Verzögerung von Ausgaben (zu beachten: z.B. mögliche nachteilige, direkte und indirekte Effekte) und eine geplante Kapitalerhöhung (zu beachten: z.B. bereits erfolgte Zusicherungen). Insb. die Beurteilung von Maßnahmen, die in hohem Maße auf zukunftsgerichtete Finanzinformationen abstellen, erfordert dabei Kenntnisse über das Unternehmen, die Branche und das Management.139 Eine besondere Schwierigkeit besteht darin, dass die verschiedenen Maßnahmen des Managements nur situativ angemessen sind und in anderen Sachverhalten kontraproduktiv wirken können: So kann die Veräußerung von Sachanlagen einerseits kurzfristig die Liquidität erhöhen, langfristig aber die Rentabilität einschränken.140

134 135

136

137

138

139 140

Vgl. PCAOB AS 2415.2. Vgl. PCAOB AS 2415.4. Zudem könne weder das Fehlen eines Hinweises auf einen erheblichen Zweifel an der Unternehmensfortführung für eine ex post auftretende Unternehmensbeendigung pauschal als unangemessene Leistung des Prüfers, noch das Fehlen eines Hinweises auf einen erheblichen Zweifel an der Unternehmensfortführung pauschal als Fortführungsgarantie gewertet werden. Vgl. ebd. Dabei ist es ausdrücklich nicht notwendig, Prüfungshandlungen durchzuführen, die ausschließlich der Identifikation solcher Gegebenheiten und Ereignisse dienen. Vgl. PCAOB AS 2415.5 f. Beispiele für im GC-Kontext besonders relevante Prüfungshandlungen finden sich in PCAOB AS 2415.5. In der Literatur wird auch von endogenen (unternehmensinternen) und exogenen (unternehmensexternen) Krisenursachen gesprochen. Vgl. Wieland-Blöse/Oberle (2017), Kapitel A, Tz. 4 ff. Vgl. PCAOB AS 2415.3b und .7. Beruhen die Maßnahmen des Managements zu einem großen Teil auf zukunftsgerichteten Finanzinformationen, hat der Prüfer diese einzuholen, die Angemessenheit der enthaltenen Annahmen zu beurteilen und ggf. auf eine Überarbeitung zu drängen. Vgl. ebd., Tz. 9. Vgl. PCAOB AS 2415.9. Vgl. für weitere Beispiele Knechel/Salterio (2017), S. 515.

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Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung

Besteht für den Prüfer auch nach Würdigung der Maßnahmen des Managements ein erheblicher Zweifel fort, so ist in einem vierten Schritt die Angemessenheit der Abschlussangaben zu überprüfen.141 Werden diese als angemessen beurteilt, ist ein uneingeschränkter Bestätigungsvermerk142 um einen erläuternden Abschnitt (explanatory paragraph143) im Anschluss an die Ausführungen zum Prüfungsurteil (opinion paragraph) zu ergänzen.144 Die Formulierung ist hier weitestgehend vorgegeben.145 So muss eine solche Erläuterung das Satzfragment „substantial doubt about its (the entity's) ability to continue as a going concern“146 enthalten. Beurteilt der Prüfer die Angaben indes als unangemessen, ist im Einklang mit PCAOB AS 3101 entweder ein eingeschränktes Prüfungsurteil (qualified opinion) oder ein Versagungsvermerk (adverse opinion) zu erteilen.147 Erstaunlicherweise finden sich in den Rechnungslegungsnormen lange Zeit keine konkreten Anforderungen bzgl. solcher Angaben, sodass sich die Abschlussersteller hier faktisch an den Prüfungsnormen orientiert haben dürften. Im Zuge dessen wird in der Literatur auch von der Going Concern Gap in US-GAAP gesprochen.148 Ein FASBMitglied fasst die lange Zeit bestehende Situation wie folgt zusammen: „Auditors are going to have a hard time forcing management to make the disclosure if we're not going to require it ourselves.”149 Alternativ kann der Prüfer grundsätzlich auch einen Versagungsvermerk aufgrund von Unsicherheiten erteilen.150 Abbildung 2 fasst die Ausprägungen der prüferischen Berichterstattung zur Angemessenheit der GC-Annahme zusammen.

141

142

143

144 145 146 147

148 149 150

PCAOB AS 2415.10 nennt hier beispielhaft Abschlussangaben, die einzelfallbezogen zu erwarten sind. Die Angemessenheit der Abschlussangaben ist ggf. auch dann zu prüfen, wenn aufgrund der Würdigung der Maßnahmen ein eingangs bestehender erheblicher Zweifel nicht fortbesteht. Vgl. PCAOB AS 2415.11. Die ISA und die Prüfungsstandards des AICPA und des PCAOB entsprechen sich an dieser Stelle konzeptionell, allerdings wird eine unterschiedliche Terminologie verwendet: IAASB und AICPA sprechen in diesem Zusammenhang von unmodified opinions; das PCAOB verwenden den Begriff der unqualified opinion. Die auf SAS No. 34 zurückgehenden Regelungen, die vor den auf SAS No. 59 basierenden Regelungen einschlägig waren, sahen in beiden Fällen zwingend eine Modifikation des Prüfungsurteils vor. Die ISA und die Prüfungsstandards der AICPA verwenden hier für zwei verschiedene Konzepte je die Begriffe emphasis of matter paragraph sowie other matter paragraph. Das PCAOB verwendet nur den Begriff explanatory paragraph. Vgl. PCAOB AS 2415.12. Vgl. PCAOB AS 2415.12 f. und Fn. 5. PCAOB AS 2415.12. Vgl. PCAOB AS 2415.14. Die stichprobenartige Durchsicht der in Compustat zwischen 2000 und 2015 als Versagungsvermerk (adverse opinions) oder eingeschränktes Prüfungsurteil (qualified opinion) kodierten Beobachtungen lieferte kein Beispiel für einen solchen Fall. Auch Messier/Glover/Prawitt (2016) beurteilen insb. den Fall eines Versagungsvermerks als extrem selten. Vgl. ebd., S. 602 f. und S. 606. Vgl. z.B. Edmonds/Leece/Penner (2016), S. 47. https://www.complianceweek.com/blogs/accounting-auditing-update/fasb-reopens-debate-on-going-concern-disclosure#.WzzsYmdAA4k (Stand: 26.10.2018). Vgl. PCAOB AS 2415, Fn. 4. Die praktische Bedeutung dieser Alternative ist nach stichprobenartiger Durchsicht der in Compustat zwischen 2000 und 2014 als Versagungsvermerk kodierten Beobachtungen als äußerst gering einzuschätzen. Dies könnte auch dadurch begünstigt sein, dass das

Berichterstattung zur Angemessenheit der Going Concern-Annahme

23

Abbildung 2: Ausprägungen der prüferischen Berichterstattung zur Angemessenheit der GC-Annahme151

2.2.2.

Verantwortung des Managements

Rechnungslegungssysteme wie die US-GAAP greifen typischerweise auf Periodenabgrenzungen zurück (accrual based). In Abgrenzung zu einer auf Zahlungsmittelflüssen abstellenden Rechnungslegung (cash based) werden hier die Aufwendungen der Periode zugerechnet, zu der sie wirtschaftlich gehören. Zum Beispiel belastet die Anschaffung einer Maschine die Gewinn- und Verlustrechnung grundsätzlich nicht im Anschaffungszeitpunkt. Vielmehr wird diese Belastung in Form von Abschreibungen über die Nutzungsdauer der Maschine verschiedenen (zukünftigen) Perioden zugeordnet. Eine solche Zuordnung setzt jedoch sinnvollerweise voraus, dass das Unternehmen fortbesteht.

151

PCAOB keinerlei Kriterien vorgibt, wann im GC-Kontext zwingend ein Versagungsvermerk zu erteilen ist. Quelle: Eigene Darstellung in Anlehnung an PCAOB AS 2415. PCAOB AS 2415 enthält im Gegensatz zum ursprünglichen SAS No. 59 umfangreiche Dokumentationsanforderungen sowie einen expliziten Hinweis darauf, dass der Prüfer seine Bewertungen im GC-Kontext ggf. im Einklang mit PCAOB AS 1301 „Communications with Audit Committees“ (effektiv für Abschlussprüfungen mit Abschlussstichtag ab dem 15. Dezember 2012) an den Prüfungsausschuss kommunizieren muss. Vgl. PCAOB AS 2415.17 f.

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Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung

Aufgrund solcher und zahlreicher anderer Sachverhalte im Bereich der Vermögenswerte und Schulden wird für die Zwecke der Rechnungslegung grundsätzlich angenommen, dass das Unternehmen über einen gewissen Zeitraum fortbesteht. In diesem Zusammenhang wird von der sog. GC-Annahme gesprochen.152 Eine Legaldefinition der GC-Annahme findet sich in den US-GAAP lange Zeit nicht.153 Zudem findet sich die explizite Nennung der Annahme lange Zeit nur beiläufig an zwei Stellen: Zum einen als Fußnote im FASB Statement of Financial Accounting Concepts No. 1 (SFAC 1) und zum anderen im AICPA Accounting Research Bulletin 43 (ARB 43).154 Wie im vorangegangenen Abschnitt dargestellt, wird von einer Abkehr der GCAnnahme nur bei einer drohenden Liquidation des Unternehmens ausgegangen. In den US-amerikanischen Rechnungslegungsstandards ist, anders als in den IFRS, nicht geregelt, dass das Management im Falle eines erheblichen Zweifels Angaben zu machen hat und wie diese ausgestaltet sein müssen. Hier hatten sich die Abschlussersteller hilfsweise an den Prüfungsnormen orientiert, die bei fehlenden Ausführungen eine Modifikation des Prüfungsurteils vorsehen. In der Folge wurde das heterogene Vorgehen der Unternehmen in praxi bemängelt.155 Dies kommt nicht zuletzt dadurch zum Ausdruck, dass Prüfer und Stakeholder unterschiedliche Wahrscheinlichkeitsschwellen für die Notwendigkeit einer Abschlussangabe ansetzen. Diese bewegen sich bei den Prüfern im Bereich more likely than not und probable. Bei den Abschlussadressaten wird indes bei einem substantial doubt von einer high probability eines Insolvenzverfahrens ausgegangen.156 Im August 2014 veröffentlichte das FASB deshalb Accounting Standards Update (ASU) No. 2014-15.157 Hier wird klargestellt, dass das Management für die Beurteilung der Anwendung der GC-Annahme verantwortlich ist und auch ggf. einen erheblichen Zweifel identifizieren und begleitende Angaben tätigen muss.158 Mit dieser Regelung schließt das FASB eine Regelungslücke in den US-GAAP.159 Der eher klarstellende Charakter der Regelung kommt dadurch zum Ausdruck, dass das FASB in vielen Abschlüssen nicht mit neuen Informationen rechnet, da die Anforderungen ähnlich zu den bestehenden Prüfungsnormen seien.160 Der Standard setzt die Anwendung der GC-Annahme voraus, solange nicht die Kriterien der liquidationsbasierten Rechnungslegung der auf ASU 2013-07 zurückgehenden Regelungen des FASB ASC 205-30 anwendbar sind.161 152 153 154 155 156 157

158 159 160 161

Vgl. Venuti (2004), S. 42; Adam (2007), S. 65 m.w.N. Vgl. Venuti (2004), S. 42. Vgl. FASB SFAC 1, Tz. 42, Fn. 10; ASU No. 2014-15.BC14; Venuti (2004), S. 42. Vgl. z.B. ASU No. 2014-15.BC11 und .BC16; Seyam/Brickman (2016), S. 16. Vgl. ASU No. 2014-15.BC16 f. Zum langen und kontroversen Standardsetzungsprozess vgl. ASU No. 2014-15.BC1 ff.; Mayew/Sethuraman/Venkatachalam (2015), S. 1624 f. Der Standard gilt für Geschäftsjahre, die nach dem 15. Dezember 2013 beginnen. Vgl. ASU No. 2014-15.BC12; Messier/Glover/Prawitt (2016), S. 580. Vgl. Edmonds/Leece/Penner (2016), S. 46 ff. Vgl. ASU No. 2014-15.BC7 ff. Dieser Standard ist ebenso vergleichsweise neu. Zuvor war in den US-GAAP nicht klar geregelt, wann und wie liquidationsbasierte Abschlüsse erstellt werden müssen. Vgl. ASU 2013-07, S. 1. Demnach ist liquidationsbasiert vorzugehen, wen ein Plan zur Liquidation gebilligt wurde und die Wahrscheinlichkeit gering (remote) ist, dass der Plan von anderen Parteien blockiert werden kann

Liquidation und Reorganisation in der Unternehmensschieflage

25

Angaben zu einem erheblichen Zweifel sind dann anzugeben, wenn es wahrscheinlich (probable) ist, dass das Unternehmen innerhalb des Jahreszeitraums nach Veröffentlichung des Jahresabschlusses nicht in der Lage sein wird, seine Verpflichtungen bei Fälligkeit zu erfüllen.162 Unabhängig von den US-GAAP sind börsennotierte Unternehmen verpflichtet, Sachverhalte bzgl. GC im Abschnitt MD&A (management discussion and analysis) im 10-K Dokument zu veröffentlichen.163 Dieser Abschnitt hat einen mit dem deutschen Lagebericht vergleichbaren Charakter. Er ist nicht Teil des Jahresabschlusses und als solches nicht durch den Abschlussprüfer geprüft. Ob und in welcher Qualität eine Angabe erfolgt, hat demnach einen stark freiwilligen Charakter.164 2.3. Liquidation und Reorganisation in der Unternehmensschieflage 2.3.1.

Unternehmensschieflage

Der Begriff der Unternehmensschieflage (corporate distress) ist nicht an das Vorliegen klarer Voraussetzungen geknüpft. Vielmehr wird er typischerweise sehr weit ausgelegt und ist durch verschiedene Elemente geprägt:165 Es handelt sich um eine Situation, die seitens der Unternehmensführung typischerweise ungewohnt, ungeplant und ungewollt ist. Die Krise verunmöglicht die unveränderte Fortsetzung der Geschäftstätigkeit. Bezüglich des weiteren Unternehmensverlaufs erscheinen verschiedenste Szenarien von der Liquidation bis zur Unternehmensfortführung denkbar. Typischerweise handelt es sich um ein gemeinsames Auftreten und eine Verdichtung kritischer Situationen, die in einem durch hohe Unsicherheiten geprägten Informationsumfeld nur schwer und häufig mit Verzögerung feststellbar bzw. wahrnehmbar sind. Aus Sicht der handelnden Akteure, insb. des Managements, kennzeichnet sich die Situation durch einen im Zeitablauf rapide abnehmenden Spielraum. Dennoch kann die Krise ganz erheblich durch das Management gestaltet werden. Auch andere Stakeholdergruppen können z.B. im Rahmen eines formellen Insolvenzverfahrens Einfluss nehmen. Es kann zwischen verschiedenen Arten von Krisen differenziert werden. In sachlicher Hinsicht166 ist z.B. die Stakeholderkrise zu nennen. Hier bestehen Konflikte innerhalb oder zwischen einzelnen Stakeholdergruppen, die zu einer Unternehmenskrise führen. Gründe hierfür können unterschiedliche Interessen oder Zielsetzungen sein. Von einer

162

163 164 165 166

oder das Unternehmen die Liquidation abwenden kann. Vgl. FASB ASC 205-30-25-2. Der Standard gilt für Geschäftsjahre, die nach dem 15. Dezember 2013 beginnen. Vgl. FASB ASC 205-40-65-1. Doupnik/Richter (2004) können indes in einer Befragung feststellen, dass CPAs diesem Wahrscheinlichkeitsbegriff einen Wert von ca. 70 % beimessen. Vgl. ebd., S. 13. Insofern könnte es gerade bei Prüfern, die dem Begriff substantial doubt bislang eher geringere Wahrscheinlichkeiten zuordnen, zu materiellen Auswirkungen kommen. Vgl. Codification of Financial Reporting Policies, Section 607.02; ASU No. 2014-15.BC6; Edmonds/Leece/Penner (2016), S. 49. Vgl. insofern auch Mayew/Sethuraman/Venkatachalam (2015), S. 1623. Der deutsche Lagebericht besitzt dahingehend weniger Freiheitsgrade. Vgl. § 317 Abs. 2 Satz 1 HGB. Vgl. im Folgenden Wieland-Blöse/Oberle (2017), Kapitel A, Tz. 2. Vgl. im Folgenden ebd., Tz. 23 m.w.N.; Newton (2010), S. 24 ff.

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Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung

Strategiekrise i.e.S. wird gesprochen, wenn die langfristigen Erfolgsfaktoren eines Unternehmens, wie z.B. besonders qualifizierte Mitarbeiter, nicht mehr gegeben sind und sich dies z.B. in einem Verlust von Marktanteilen bemerkbar macht. Von einer Produktoder Absatzkrise ist hingegen die Rede, wenn der Absatz der zentralen Produkte eines Unternehmens wesentlich und nicht nur vorübergehend einbricht. Die vorstehenden Krisenstadien werden auch als Strategiekrise i.w.S. zusammengefasst. Eine Erfolgs- oder Ergebniskrise liegt vor, wenn ein Unternehmen Verluste erwirtschaftet. Die Attraktivität des Unternehmens für Eigenkapitalgeber nimmt ab, da aus dem laufenden Ergebnis kein Ausschüttungsvolumen generiert werden kann. Weiterhin sinkt die Kreditwürdigkeit, da sich finanzwirtschaftliche Schlüsselkennzahlen verschlechtern und ggf. auch Covenants nicht mehr eingehalten werden können. Eine Liquiditätskrise besteht dann, wenn Verbindlichkeiten im Fälligkeitszeitpunkt nicht mehr ohne weiteres bedient werden können. Kennzeichnend für diese Krisenphasen ist, dass der Spielraum mit der Verschärfung der Krise bzw. mit dem Grad der Bedrohung für das Unternehmen abnimmt, der Handlungsdruck aber gleichzeitig zunimmt.167 2.3.2.

Liquidation und Reorganisation

Wenn sich eine finanzielle Schieflage abzeichnet, ist das Unternehmen aus verschiedenen Gründen gut beraten, Turnaround- und Reorganisationsmaßnahmen einzuleiten. Unter Turnaround-Maßnahmen sind dabei Maßnahmen zu verstehen, die v.a. an die Lösung operationaler Probleme anknüpfen, z.B. die Erhöhung der Produktivität.168 Reorganisationsmaßnahmen bezeichnen solche Maßnahmen, die auf die (Wieder-)Herstellung einer Finanzierungsstruktur ausgerichtet sind, um überhaupt erst einen Turnaround zu ermöglichen.169 Erscheint eine Fortsetzung der Geschäftstätigkeit indes wenig aussichtsreich, ist eine Liquidation anzustrengen. Die folgenden Ausführungen fokussieren auf Handlungsalternativen im Bereich der Reorganisation bzw. der Liquidation. Diese können dabei regelmäßig im Rahmen von privaten Verhandlungen oder innerhalb eines formalen Insolvenzverfahrens nach dem sog. US Bankruptcy Code170 erfolgen. 2.3.2.1.

Außerhalb des Insolvenzrechts

Ein formales Insolvenzverfahren ist nicht die einzige verfügbare Handlungsalternative des Managements, mit einer Unternehmensschieflage umzugehen.171 Newton (2010) führt an, dass Unternehmen sich frühzeitig z.B. nach neuen Finanzierungsquellen um-

167 168 169 170 171

Auch andere Systematisierungen sind denkbar, etwa in zeitlicher Hinsicht. Vgl. z.B. Newton (2010), S. 43 ff.; Wieland-Blöse/Oberle (2017), Kapitel A, Tz. 11 ff. Vgl. Newton (2010), S. 94 ff. Vgl. ebd., S. 7, 69 ff.; 111 ff.; 289 ff.; Hotchkiss et al. (2008), S. 239. Vgl. 11 USC. Vgl. für die nachstehenden Ausführungen Newton (2010), S. 7 f. und 111 ff.

Liquidation und Reorganisation in der Unternehmensschieflage

27

sehen, eine Fusion mit einem anderen Unternehmen anstreben oder vergleichbare Lösungen suchen, um der Konfrontation mit Gläubigern zu entgehen.172 Erst wenn sich solche Lösungen nicht konkretisieren, tritt das Management – häufig zu spät173 – in Verhandlungen mit den Gläubigern ein. Diese können gerichtlich (judicial proceedings) erfolgen. Die Unternehmen bevorzugen aber regelmäßig außergerichtliche Einigungen (out of court settlements).174 Bemerkenswert ist, dass dem Management in der Unternehmensschieflage gewisse Treuepflichten (fiduciary duties) auch gegenüber den Gläubigern entstehen, sodass das Management im Einzelfall persönlich haftbar gemacht werden kann, wenn einzelnen Gläubigern ein Schaden dadurch entsteht, dass nicht rechtzeitig eine Liquidation oder Reorganisation eingeleitet wurde.175 Dabei ist zu vermuten, dass die situativ verfolgte Reorganisationsmaßnahme nicht stochastisch ist, sondern durch das Unternehmen und mithin auch maßgeblich durch das Management bestimmt wird.176 Newton (2010) äußert, dass in den Fällen, in denen eine Reorganisation wahrscheinlich erscheint, außergerichtliche Einigungen stets als Maßnahme zumindest bedacht werden sollten, da sie regelmäßig die beste Alternative darstellen würden.177 Ein gewichtiges Argument, das gegen ein Insolvenzverfahren spricht, sind die erheblichen Kosten:178 Direkte Kosten (z.B. Anwalts- und Beratungskosten) betragen im Durchschnitt 4-10 % des Unternehmenswertes vor Eintritt in das Insolvenzverfahren.179 Indirekte Kosten (z.B. durch entgangene Gewinne, da Kunden sich von dem Unternehmen abwenden, schlechtere Kreditkonditionen oder den Verlust von Schlüsselmitarbeitern) sind schwer zu messen. Gleichwohl werden diese in der empirischen Forschung mit 10-20 % des Unternehmenswertes vor Eintritt in das Insolvenzverfahren veranschlagt.180 Mit dem Ziel einer außergerichtlichen Einigung trifft sich das Management mit den bedeutsamsten Gläubigern und wenigen Vertretern kleinerer Anspruchsgruppen zu privaten Verhandlungen.181 Inhalte solcher Gespräche können vielfältig sein und reichen von der reinen Informationsvermittlung über den Unternehmenszustand bis hin zu Absprachen zur Liquidation des Unternehmens.182 Das zentrale Ziel aus Sicht des Unternehmens dürfte sein, die Gläubiger von der Unternehmensfortführung zu überzeugen.183 Die Vereinbarungen können äußerst komplex sein und deshalb bei großen Unternehmen Monate oder sogar Jahre dauern.184 Elemente einer außergerichtlichen Vereinbarung 172

173 174 175 176 177 178 179 180 181 182 183 184

Vgl. Newton (2010), S. 8. Weitere Vorteile sind die Vermeidung einer negativen Publizität (Stigma der Insolvenz), geringe Kosten und eine häufig kürzere Verfahrensdauer. Vgl. ferner WielandBlöse/Oberle (2017), Kapitel A, Tz. 77. Vgl. Newton (2010), S. 113. Vgl. Newton (2010), S. 8. Vgl. Altman/Hotchkiss (2006), S. 219 f. Vgl. Yost (2002), S. 1 ff. Vgl. Newton (2010), S. 111. Vgl. Auch Hotchkiss et al. (2008), S. 260 ff. m.w.N. Vgl. Altman/Hotchkiss (2006), S. 92 ff. m.w.N. Vgl. ebd. Vgl. Newton (2010), S. 8. Vgl. ebd., S. 8 und 118. Vgl. ebd., S. 111. Vgl. ebd.

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Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung

können etwa ein Zahlungsaufschub (moratorium), ein anteiliger Forderungsverzicht (composition) oder eine Wandlung von Fremd- in Eigenkapital sein.185 Newton (2010) folgend können außergerichtliche Einigungen vor allem dann gelingen, wenn nur wenige Gläubiger existieren, die Finanzberichterstattung fortgeführt wurde und die bisherigen Beziehungen zu den Gläubigern vertrauensvoll waren.186 Die Verbreitung solcher Vereinbarungen ist sehr hoch. Es wird geschätzt, dass auf ein Reorganisationsverfahren im Rahmen des Insolvenzrechts mindestens fünf außergerichtliche Vereinbarungen kommen.187 So münden Covenant-Verletzungen typischerweise in private Nachverhandlungen.188 Zentrale Vorteile gegenüber einer Reorganisation innerhalb des Insolvenzrechts sind etwa die geringere Beeinträchtigung des operativen Geschäfts, die Schnelligkeit, da formale Gerichtsanhörungen vermieden werden, und die geringeren administrativen Kosten.189 Zentrale Schwäche solcher Verhandlungen ist, dass Gläubiger, die der Vereinbarung nicht zustimmen, nicht an diese gebunden werden können.190 Dies kann sich z.B. darin äußern, dass solche Gläubiger Zahlungen einklagen. Soll das Unternehmen nicht weitergeführt werden, kann auch eine Liquidation außerhalb des Insolvenzverfahrens vorgenommen werden. Hierbei überträgt das Unternehmen freiwillig das Eigentum an seinen Vermögenswerten an einen Abtretungsempfänger (assignee), der diese veräußert und den Erlös zwischen den Gläubigern verteilt (assignment for benefit of creditors).191 Diese Maßnahme führt somit zwingend zur Beendigung der Unternehmenstätigkeit. Diese informelle192 Form der Liquidation setzt allerdings voraus, dass alle Gläubiger zustimmen oder zumindest ihren Verzicht auf anderweitige Maßnahmen erklären.193 2.3.2.2.

Chapter 11- und chapter 7-Insolvenzverfahren

Das US-amerikanische Insolvenzrecht ist im Bankruptcy Code (11. Titel des United States Code) geregelt.194 Es ist in verschiedene Kapitel (chapters) unterteilt. Im Kontext

185 186

187 188 189 190 191 192 193

194

Vgl. Newton (2010), S. 118. Vgl. ebd., S. 8 und 112. Existiert indes eine Vielzahl an Gläubigern mit auch unterschiedlichen Interessenslagen, wird dies als sog. creditor coordination-Problem bezeichnet, das v.a. über ein formales Insolvenzverfahren adressiert werden kann. Vgl. Yost (2002), S. 1 f. Vgl. Newton (2010), S. 111. Vgl. Smith/Warner (1979), S. 151 f. Vgl. Newton (2010), S. 121. Vgl. ebd., S. 111 und 122. Vgl. ebd., S. 8. Wenngleich es sich um eine Maßnahme außerhalb des US-amerikanischen Insolvenzrechts handelt, steht die Durchführung in vielen Bundesstaaten unter gerichtlicher Aufsicht. Vgl. ebd., S. 8. Werden die Vermögenswerte an einen Abtretungsempfänger übertragen, eröffnet dies grundsätzlich ein Insolvenzantragsrecht für die Gläubiger (involuntary bankruptcy court petition). Vgl. 11 USC § 303 (h) (2); Newton (2010), S. 8. Vgl. grundlegend auch Hotchkiss et al. (2008), S. 241 ff.

Liquidation und Reorganisation in der Unternehmensschieflage

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von Unternehmensinsolvenzen kennt der Bankruptcy Code grundsätzlich zwei verschiedene Verfahren:195 Chapter 11 regelt grundsätzlich die Reorganisation bzw. Neuaufstellung von Unternehmen;196 chapter 7 regelt die Abwicklung bzw. die Liquidation von Unternehmen.197 Insgesamt gilt das US-amerikanische Insolvenzrecht als schuldnerfreundlich (debtor-friendly), was insb. den Regelungen des chapter 11 zugeschrieben wird.198 Die beiden Verfahren werden nachfolgend in Grundzügen schlaglichtartig dargestellt. Ziel der Reorganisation nach chapter 11 ist die Unternehmensfortführung, allerdings ohne die vor Eintritt in das Verfahren bestehende Schuldenlast.199 Der das Verfahren anstoßende Eröffnungsantrag kann dabei grundsätzlich im Eigen- (voluntary filing)200 und im Fremdantrag (involuntary filing)201 erfolgen. Bemerkenswert ist, dass das Antragsrecht für einen Eigenantrag nicht an das Vorliegen von Insolvenzgründen geknüpft ist.202 Ein Fremdantrag ist möglich, wenn die Schuldner gewisse Bedingungen an ihre Zahl und Forderungshöhe erfüllen.203 Die Eröffnung des Verfahrens bedarf hier allerdings der ausdrücklichen gerichtlichen Anordnung. Widerspricht das Unternehmen der Verfahrenseröffnung, zieht dies ein Gerichtsverfahren sowie die Feststellung eines Eröffnungsgrundes nach sich.204 Fremdanträge bei Unternehmensinsolvenzen sind in der Praxis vergleichsweise selten.205 Die Geschäftstätigkeit wird nach Verfahrenseröffnung regelmäßig durch das Management des Unternehmens fortgeführt (debtor-in-possession, DIP).206 Es kann mithin im Rahmen des gewöhnlichen Geschäftsgangs weiter über die Insolvenzmasse verfügen.207 Zentrales Element des Verfahrens nach chapter 11 ist der Reorganisationsplan, in dem zwischen Unternehmen und Gläubigern geregelt wird, wie die bestehenden Schulden beglichen und die Geschäftstätigkeit, etwa über bestimmte Turnaround-Maßnahmen, 195 196 197 198 199 200 201 202

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Gleichwohl greifen chapter 11 und chapter 7 bisweilen auch auf die Regeln von chapter 1, 3 und 5 zurück, die den Charakter eines allgemeinen Teils besitzen. Vgl. 11 USC §§ 1101-1174. Vgl. 11 USC §§ 701-784. Vgl. Trips-Herbert (2009), S. 16. Vgl. Newton (2010), S. 9. Gleichwohl kann im Reorganisationsplan auch eine Liquidation geregelt werden. Vgl. 11 USC § 301. Vgl. 11 USC § 303. Der Antrag führt vorbehaltlich der Einhaltung gewisser formaler Voraussetzungen ohne gerichtliche Prüfung oder Entscheidung zur Verfahrenseröffnung (order for relief). Vgl. auch Trips-Herbert (2009), S. 6, 14 m.w.N. Zu einer dadurch bedingten Missbrauchsgefahr vgl. ebd., S. 17 m.w.N. Der Antrag muss grundsätzlich von mindestens drei Gläubigern gestellt werden, die zudem gemeinsam offene Forderungen über einen Betrag größer 10.000 USD halten. Vgl. 11 USC § 303 (b) (1). Vgl. 11 USC § 303 (h). Dabei bilden die Zahlungsunfähigkeit (failure to generally pay debts as they become due) und ein assignment for benefit of creditors (vgl. Abschnitt 2.3.2.2) die beiden Antragsgründe. Vgl. Altman/Hotchkiss (2006), S. 59. Vgl. Hotchkiss et al. (2008). Vgl. 11 USC §§ 1101, 1107. Vgl. 11 USC § 363 (c). Dabei ist er indes an den Grundsatz der adequate protection gebunden, wonach gewährleistet sein muss, dass die Gläubiger nicht unverhältnismäßig benachteiligt werden, oder ein entsprechender Ausgleich zu leisten ist. Vgl. 11 USC § 361.

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Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung

fortgeführt werden soll.208 Mit erfolgreicher Abstimmung und gerichtlicher Genehmigung sind alle Beteiligten an den Plan gebunden209 und das Verfahren ist grundsätzlich beendet.210 Ein Insolvenzverfahren nach chapter 11 verfügt gegenüber außergerichtlichen Verhandlungen insb. über die folgenden Vorteile:211 -

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Mit Eröffnung des Insolvenzverfahrens greift die sog. automatic stay provision (Vollstreckungsverbot). Gläubiger sind somit grundsätzlich nicht mehr in der Lage, Forderungen vollstrecken zu lassen.212 Ein Reorganisationsplan lässt sich leichter durchsetzen, da nicht jeder Gläubiger seine Zustimmung geben muss. Vielmehr sind die Gläubiger in Klassen einzuteilen, wobei innerhalb jeder Klasse eine Mehrheit für den Plan stimmen muss. Das Instrument des cram down213 ermöglicht zudem, einen Plan unter gewissen Voraussetzungen auch entgegen der Zustimmung einzelner Gläubigergruppen durchzusetzen.214 Das sog. DIP-Financing bezeichnet die Möglichkeit, innerhalb des Insolvenzverfahrens Fremdkapital aufzunehmen, und dieses im Fall der Liquidation besonders abzusichern. In der Folge dürfte damit die Bereitschaft potenzieller Fremdkapitalgeber zur Kapitalbereitstellung steigen.215 Ein sog. 363 sale ermöglicht es dem Unternehmen, einzelne Vermögenswerte oder die Gesamtheit der Vermögenswerte frei von Verpflichtungen für den Käufer zu veräußern.216

Vgl. 11 USC §§ 1121 ff.; Trips-Herbert (2009), S. 8 m.w.N. Das Vorschlagsrecht für einen Reorganisationsplan liegt sowohl bei dem Unternehmen selbst als, nach Ablauf einer 120-tägigen Frist (exclusive period), auch bei anderen Verfahrensbeteiligten. Vgl. 11 USC §§ 1121. Vgl. 11 USC §§ 1141 (a). Im Einzelnen wird insb. die automatic stay provision aufgehoben, die Insolvenzmasse an das Unternehmen zurückübertragen und von sämtlichen nicht im Plan vorgesehenen Forderungen Dritter befreit (discharge; fresh start). Vgl. 11 USC §§ 1141; Trips-Herbert (2009), S. 11 m.w.N. Vgl. z.B. Yost (2002), S. 6 f. Darüber hinaus kann chapter 11 auch in Kombination mit Elementen außerhalb des Insolvenzverfahrens verwendet werden. Bei einer sog. prepackaged bankruptcy wird der Plan vor dem Insolvenzantrag entwickelt und durch alle Gläubiger beschlossen. Das Gericht erkennt diese Abstimmung regelmäßig vorbehaltlich einiger formaler Anforderungen an. Vgl. Newton (2010), S. 9 f. und 110 ff. sowie Yost (2002), S. 1 f. Hiervon abzugrenzen ist die sog. prenegotiated bankruptcy, die sich dadurch unterscheidet, dass die Abstimmung über den zuvor entwickelten Plan nach dem Insolvenzantrag stattfindet. Vgl. Newton (2010), S. 9. Vgl. 11 USC § 362; Kausar/Taffler/Tan (2017), S. 43. Es ist damit in etwa mit dem Obstruktionsverbot im deutschen Insolvenzrecht vergleichbar. Vgl. § 245 InsO. Vgl. 11 USC §§ 1122, 1129 (b). Vgl. 11 USC § 364; Hotchkiss et al. (2008), S. 241 f. Das sog. DIP-Financing erscheint einerseits als Vorteil, weil das Unternehmen möglicherweise anderweitig keinen Zugang zu Kapital bekommt. Andererseits könnte es insb. aus Management- und Aktionärssicht auch als kritisch bewertet werden, weil die Fremdkapitalgeber sich typischerweise mit weitreichenden Kontrollrechten ausstatten lassen. Einige Autoren sprechen sogar davon, dass das DIP-Financing faktisch zu einer weitreichenden Entmachtung des Managements führen kann. Vgl. Kausar/Taffler/Tan (2017), S. 44 m.w.N. Vgl. 11 USC § 363 (f).

Zwischenfazit und Implikationen für die Arbeit

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Das Unternehmen ist weiterhin berechtigt, einzelne Miet- oder Leasingverträge einseitig zu kündigen (executory contracts), wenn einzelne oder alle damit verbundenen Verpflichtungen der beiden Parteien noch nicht erfüllt wurden.217 Es können sich Steuervorteile (Sanierungsgewinne) einstellen. Wenn einzelne Gläubiger bereit sind, auf einen Teil ihrer ursprünglichen Forderung zu verzichten, ist der entstehende Gewinn für das Unternehmen typischerweise steuerpflichtig (tax liability on cancellation of indebtedness income). Die Besteuerung entfällt in der Insolvenz.218

Da die Eröffnung eines chapter 11-Verfahrens im Eigenantrag nicht an das Vorliegen von Insolvenzgründen gekoppelt ist, können die oben genannten Vorteile auch strategisch genutzt werden, ohne dass eine „bedrohliche“ Unternehmensschieflage vorliegt (sog. strategic bankruptcy).219 Ein Verfahren nach chapter 7 wird dann gewählt, wenn eine zukünftig rentable Unternehmensfortführung und somit auch eine Einigung mit den Gläubigern unwahrscheinlich erscheinen. Die Regelungen zur Beantragung dieses in der Liquidation mündenden Verfahrens sind dabei dieselben wie in chapter 11.220 Das Unternehmen wird liquidiert und die Erlöse werden nach Abzug administrativer Kosten unter den Gläubigern aufgeteilt.221 Um administrative Kosten zu senken, wird häufig der Versuch unternommen, das Unternehmen außergerichtlich zu liquidieren. Erst wenn dieser Versuch scheitert, wird auf das formale Insolvenzverfahren zurückgegriffen.222 2.4. Zwischenfazit und Implikationen für die Arbeit Die vorstehenden Ausführungen geben den konzeptionellen Rahmen dieser Arbeit vor. In Abschnitt 2.1 wurde dargelegt, welche Anforderungen an eine Prognose zu stellen sind und was unter Prognosereflexivität zu verstehen ist. Prognosereflexivität liegt demnach vor, wenn eine Prognose über einen Zustand geäußert wird, und sich der Wahrheitsgehalt dieser Prognose dadurch ändert (conditio sine qua non), dass (einzelne) Akteure daraufhin ihr Verhalten anpassen. In einer Nettobetrachtung können sich bei Vorliegen von Prognosereflexivität neben einer vollständigen Auslöschung zwei Effekte ergeben: ein selbsterfüllender oder ein selbstzerstörender Prognoseeffekt. In der vorliegenden Arbeit wird die prüferische GC-Berichterstattung als Prognose verstanden. Abschnitt 2.2 legt dar, dass die Regelungen der PCAOB und vormals des AICPA, die insb. auf SAS No. 59 zurückgehen, den Prüfer zu einer planmäßigen Überprüfung der GC-Annahme verpflichten. Bei der Exegese des in PCAOB AS 2415.13 genannten Beispielsatzes zur Abgabe einer GCO finden sich ebenfalls Elemente einer 217 218

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Vgl. 11 USC § 365 (a); Newton (2010). Vgl. 26 USC § 108 (a) (1) (A). Zwar sind solche Gewinne auch außerhalb des Insolvenzverfahrens steuerbefreit, wenn das Unternehmen überschuldet ist. Die Steuerbefreiung gilt aber nur bis zu dem Betrag, an dem die Überschuldung beseitigt ist. Vgl. 26 USC § 108 (a) (1) (B); Newton (2010), S. 784 ff. Vgl. z.B. James (2016), S. 492 ff. Vgl. 11 USC §§ 301, 303. Vgl. Newton (2010), S. 11. Vgl. ebd.

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Prognosereflexivität im Kontext der prüferischen Berichterstattung

Prognose: Die „wiederkehrenden Verluste“, das „negative Eigenkapital“ und die „Pläne des Managements“ können demnach als Randbedingungen gedeutet werden; die „erheblichen Zweifel an der Unternehmensfortführung für die kommenden 365 Tage“ als Projectandum. Offen bleibt, welche weiteren Randbedingungen und vor allem welche Gesetze der Prüfer angewendet hat.223 Ebenso intransparent bleibt zunächst auch die Messung der Randbedingungen. Anstatt klarer Gesetze dürfte der Prüfer sich hier vor allem seinem prüferischen Ermessen, d.h. z.B. probabilistischer Gesetze, anekdotischer Evidenz und Projektionen, bedienen. Durch die öffentlich nicht verfügbaren Arbeitspapiere des Prüfers dürfte diese Intransparenz teilweise aufgelöst werden, da der Prüfer auch mit Blick auf mögliche Rechtsstreitigkeiten an einer auch intersubjektiv nachvollziehbaren Urteilsfindung interessiert sein sollte. Die geforderte Dokumentation dürfte dazu beitragen, dass die Herleitung der Prognose zumindest für den Personenkreis, der Zugang zu den Arbeitspapieren erlangt, nachvollziehbar werden sollte.224 Das Projectandum weist indes durch den geringen Informationsgehalt zunächst ein Merkmal einer Prophezeiung auf, da die Vorhersage von Zweifeln weder durch den Eintritt noch den Nicht-Eintritt einer Insolvenz falsifizierbar ist (keine Überprüfbarkeit der faktischen Wahrheit).225 Wird indes z.B. die Wahrscheinlichkeitsschwelle probable/likely des FASB zugrunde gelegt, um im Projectandum einen erheblichen Zweifel benennen zu können, wird deutlich, dass der Prüfer von einer Wahrscheinlichkeit über 70 % ausgehen muss, um eine GCO abzugeben.226 Insofern enthält das Projectandum Informationsgehalt und die Prognose ist ex post falsifizierbar.227 Sie ist dann faktisch falsch, wenn das Unternehmen tatsächlich im folgenden Geschäftsjahr seine Verpflichtungen bei Fälligkeit erfüllen kann. PCAOB AS 2415 verdeutlicht zudem, dass eine vertiefende Auseinandersetzung mit der Unternehmensfortführung notwendig ist, wenn Gegebenheiten oder Ereignisse bis zum Ende der Prüfung vorliegen. Es ist somit gerade nicht Aufgabe des Prüfers, Gegebenheiten oder Ereignisse für die Zeit nach Abgabe des Bestätigungsvermerks zu prognostizieren. Insofern ist dem Prüfer zumindest dann eine faktisch falsche Prognose nicht anzulasten. Gleichwohl werden Prüfer offensichtlich an ihrer Prognose gemessen, selbst

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Diese Randbedingungen finden sich in PCAOB AS 2415.6 und dienen nach den Worten als Beispiele für mögliche Gegebenheiten und Ereignisse, die zu einem erheblichen Zweifel an der Unternehmensfortführung führen können. Zumindest gewisse logische Unzulänglichkeiten werden in jedem Fall auftreten: Hier dürfte etwa regelmäßig für einzelne Anfangsbedingungen vereinfachend angenommen werden, dass sich diese im Zeitablauf nicht ändern. So wird der Prüfer implizit voraussetzen, dass die Geschäftsräume nicht durch einen unerwarteten Brand zerstört werden. GCO können deshalb durchaus als tautologisch wahrgenommen werden. Vgl. ferner Taffler/Tseung (1984), S. 267; Frey (2014), S. 52. Vgl. z.B. Boritz (1991), S. 30 f. In der Literatur finden sich Stimmen, die in den Prüfungsstandards zu GC eine niedrigere Wahrscheinlichkeitsschwelle sehen als in den Rechnungslegungsstandards. Bspw. argumentiert Boritz (1991) aus dem Standardsetzungsprozess der AICPA gewissermaßen historisch, dass der Begriff substantial doubt den Wahrscheinlichkeitsbereich zwischen possible und probable/likely abdecke. Vgl. ebd., S. 31.

Zwischenfazit und Implikationen für die Arbeit

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wenn die fraglichen Ereignisse nach dem Datum des Bestätigungsvermerks eingetreten sind.228 Hier besteht mithin eine Erwartungslücke.229 Vor diesem Hintergrund verwundert es nicht, dass im Zusammenhang mit einer GCO regelmäßig von einer Prophezeiung gesprochen wird. Neben Elementen einer Prognose wird sich ein Prüfer bei seiner Vorhersage aufgrund fehlender Gesetze und eines komplexen Prognosegegenstandes zwangsläufig auch projizierender und sogar prophetischer Elemente bedienen müssen. Im weiteren Verlauf der Arbeit wird im Kontext der GCO dennoch von einer Prognose gesprochen. Um zu erhellen, welcher Zustand im Projectandum230 genau angesprochen wird, adressiert Abschnitt 2.3 verschiedene Formen der Liquidation und Reorganisation. Der Abschnitt macht insb. deutlich, dass die Operationalisierung des Zustandes, der durch die Veröffentlichung der Prognose eintreten oder nicht eintreten muss, nicht trivial ist. Vielmehr zeichnen sich die außergerichtlichen wie insolvenzrechtlichen Verfahren durch eine große Vielfalt aus, bei denen nicht immer eindeutig festzustellen ist, ob es sich im konkreten Kontext um einen Zustand handelt, den der Prüfer mit seiner GCO prognostizieren wollte. So kann ein Insolvenzverfahren im Eigenantrag grundsätzlich auch dann initiiert werden, wenn gar keine Unternehmensschieflage vorliegt (sog. strategic bankruptcy). Zudem kann das Management auch proaktiv außerhalb des Insolvenzrechts im Rahmen von empirisch nur schwer beobachtbaren, privaten Verhandlungen z.B. veränderte Zahlungsmodalitäten mit den Fremdkapitalgebern aushandeln. Eine Beurteilung, inwiefern diese Verhandlungen im Einzelfall eine notwendige Bedingung für den Unternehmensfortbestand darstellen, lässt sich ebenfalls nur schwer vornehmen. Die Konsequenzen lassen sich wegen der Kontextabhängigkeit auch kaum in eine Reihenfolge, etwa entlang ihrer Schwere, bringen. Schließlich setzt das Phänomen der reflexiven Prognoseeffekte voraus, dass die veröffentlichte Prognose das Handeln zumindest einzelner Akteure verändert. Die vorliegende Arbeit fokussiert hierbei auf das Management und genauer auf seine Managementkompetenz. Der nachfolgende Abschnitt stellt das Konzept dar.

228 229 230

Vgl. Casterella/Lewis/Walker (2000), S. 507. Vgl. z.B. Ponemon/Raghunandan (1994), S. 45. Vgl. grundlegend zur Erwartungslücke Ruhnke/Schmiele/Schwind (2010), S. 394 ff. m.w.N. Erhebliche Zweifel sind dann als faktisch wahr anzusehen, wenn das Unternehmen im folgenden Geschäftsjahr seine Verpflichtungen bei Fälligkeit nicht erfüllen kann, ohne z.B. außerhalb der gewöhnlichen Geschäftstätigkeit substantielle Vermögenswerte zu veräußern oder Schulden zu restrukturieren.

3. Managementkompetenz 3.1. Begriff Die vorliegende Untersuchung soll unter besonderer Berücksichtigung von Managementkompetenz (managerial ability) erfolgen.231 Das Management erscheint bereits aus funktionaler Sicht besonders berücksichtigungswürdig, da es durch die Teilprozesse der Planung, der Organisation, des Personaleinsatzes, der Führung und der Kontrolle wesentlich zum Unternehmenserfolg beitragen sollte.232 Eine einheitliche Begriffsverwendung für Managementkompetenz aus einer institutionellen Sicht findet sich in der Literatur indes nicht. Vielmehr ist der umfangreiche Literaturbestand durch eine Vielzahl an verwendeten Begriffen und Definitionen gekennzeichnet. Nachfolgend werden einige Definitionen schlaglichtartig vorgestellt und die im Rahmen dieser Arbeit zugrunde gelegte Definition dargelegt.233 Vielfach werden Begriffe wie managerial oder CEO ability verwendet, ohne diese präzise zu definieren. Zumeist wird auf ein Bündel von Eigenschaften abgestellt, die das Management erfüllen sollte. Katz (1974) klassifiziert Managementfähigkeiten (skills) als technisch, menschlich und konzeptionell.234 Dabei charakterisiert er den Begriff der Managementfähigkeit (skill) als die Kompetenz (ability), Wissen in Handlungen zu überführen.235 Rose/Shepard (1997) beschreiben, dass das Management eines diversifizierten Unternehmens Wettbewerbsstrategien für Produktlinien, die an unterschiedliche Kunden, Branchen und Wettbewerber anknüpfen, beurteilen und sich ergebende Synergien nutzen können muss.236 Castanias/Helfat (1992) verwenden den Begriff der Managementkompetenz (competence).237 Managementkompetenz sei demnach nur eingeschränkt kommunizierbar (tacit) und deshalb nur schwer zu transferieren. Managementkompetenz gliedere sich in unternehmens-, branchenspezifische und allgemeine Fähigkeiten (skills).238 Weiterhin würde ein effektives Management auch ein tiefgreifendes Verständnis der Unternehmensgeschichte und -kultur sowie der Stärken und Schwächen des Unternehmens voraussetzen.239 Holcomb/Holmes Jr./Connelly (2009) definieren Managementkompetenz als das Wissen, die Fähigkeiten und die Erfahrung, über die der Manager verfügt und die er nutzen kann. Explizit nehmen sie auch auf Castanias/Helfat (1991) Bezug, bezeichnen die dort als Fähigkeiten (skills) ausgewiesenen Eigenschaften jedoch als Kompetenzen (ability).240 Andere Arbeiten wie z.B. Hayes/Schaefer (1999), Kor (2003) und Berk/Stanton (2007) verzichten gänzlich auf eine Definition oder Beschreibung des verwendeten Managementkompetenzbegriffs. 231 232 233 234 235 236 237 238 239 240

Zur Übersetzung vgl. Liu (2016), S. 65 m.w.N. Vgl. z.B. Steinmann/Schreyögg/Koch (2013), S. 9 ff. Für eine Übersicht verschiedener Kompetenzdefinitionen ohne Managementzusammenhang vgl. Habedank (2006), S. 65 ff.; Moldaschl (2010), S. 12. Vgl. Katz (1974), S. 90 ff. Vgl. ebd. Vgl. Rose/Shepard (1997), S. 501. Vgl. Castanias/Helfat (1992), S. 155. Vgl. Castanias/Helfat (1991), S. 160; dies. (1992), S. 155 m.w.N. Vgl. dies. (1991), S. 159. Vgl. Holcomb/Holmes Jr./Connelly (2009), S. 459.

© Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH, ein Teil von Springer Nature 2019 M. Heinrichs, Going Concern Opinion, Managementkompetenz und Insolvenzwahrscheinlichkeit, Auditing and Accounting Studies, https://doi.org/10.1007/978-3-658-27127-5_3

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Managementkompetenz

Newton (2010) formuliert im Bereich der Unternehmensschieflage verschiedene Eigenschaften, die ein erfolgreiches Management auszeichnen:241 Es muss zunächst in der Lage sein, die Organisation zu führen242 und die Fähigkeiten besitzen, überhaupt eine Turnaround-Strategie zu entwickeln und zu implementieren. Darüber hinaus sind unternehmerische Instinkte sowie praktische, operative Erfahrung gefragt. Weitere für den Erfolg kritische Eigenschaften sind Verhandlungsgeschick243 und gute Interview-Fähigkeiten.244 Weiterhin zeichnet es sich durch eine starke Maßnahmenorientierung aus, die auch geeignet ist, andere mitzureißen und zu motivieren. Zudem zeichne sich ein erfolgreiches Turnaround-Management durch einen vertrauensvollen und fairen Umgang u.a. mit Mitarbeitern und Gläubigern aus. Yukl (2013) unternimmt einen Versuch, die Begriffswelt zu ordnen. Demnach sind bei Managern Persönlichkeitsmerkmale (traits), Fähigkeiten (skills) und Kompetenzen (competency) zu unterscheiden.245 Der Begriff der Persönlichkeitsmerkmale umfasst u.a. Aspekte der Persönlichkeit, Bedürfnisse, Motive und Werte. Als besonders relevant werden u.a. Stresstoleranz, emotionale Reife und Selbstvertrauen erachtet.246 Eine bekannte Taxonomie abseits des Managements ist das Fünf-Faktoren Modell (big five oder OCEAN-Modell), demzufolge sich sämtliche Persönlichkeitsmerkmale einer von fünf Dimensionen zuordnen lassen: (O) openness to experience (Aufgeschlossenheit), (C) conscientiousness (Gewissenhaftigkeit), (E) extraversion (Geselligkeit), (A) agreeableness (Verträglichkeit) und (N) neuroticism (Neurotizismus).247 Fähigkeiten hingegen ermöglichen Managern, eine Aufgabe effektiv durchzuführen. Fähigkeiten können je nach Abstraktionsgrad der Taxonomie eher allgemein (z.B. Intelligenz) oder enger (z.B. Überzeugungskraft) definiert werden. Yukl (2013) erachtet eine sparsame, dreiteilige Taxonomie für besonders zielführend. Diese unterscheidet technische (technical), zwischenmenschliche (interpersonal) und konzeptionelle (conceptual) Fähigkeiten und erinnert insofern an Katz (1974).248 Der Begriff der Kompetenz umfasst verschiedene Persönlichkeitsmerkmale und Fähigkeiten, die in einem entsprechenden Setting relevant

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Vgl. im Folgenden Bibeault (1998), S. 311 ff.; Newton (2010), S. 90 ff. m.w.N. Hierzu zählen insb. persönliche Führungsqualitäten, Selbstvertrauen, die Fähigkeit, gute Mitarbeiter für das Unternehmen zu gewinnen, Belastbarkeit und Tatkraft. Verhandlungsgeschick ist demnach insb. im Umgang mit Gläubigern, neuen Fremdkapitalgebern, Lieferanten, Gewerkschaften und neuen Investoren gefragt. Interview-Fähigkeiten sind insb. deshalb unerlässlich, da das Management gerade in den turbulenten Zeiten einer Unternehmensschieflage feststellen können muss, was im Unternehmen vor sich geht. Katz (1974) merkt zudem an, dass der Manager „not only needs to know the right questions to ask his subordinates; he also needs enough industry background to know how to evaluate the answers.” Ebd., S. 101 f. Vgl. Yukl (2013), S. 135 ff. Yukl (2013) leitet diese und andere Persönlichkeitsmerkmale aus den Ergebnissen vorangegangener Forschung ab. Vgl. ebd., S. 138 ff. m.w.N. Vgl. z.B. Barrick/Mount (1991), S. 1 ff. Ein Forschungsüberblick, der spezifische Persönlichkeitsmerkmale der empirischen Managementforschung den OCEAN-Persönlichkeitsmerkmalen zuordnet, findet sich bei Hogan/Curphy/Hogan (1994), S. 1 ff. sowie überblicksartig bei Yukl (2013), S. 147. Vgl. kritisch hierzu z.B. Block (1995), S. 187 ff. Vgl. Yukl (2013), S. 148. Fähigkeiten schließen dabei den Begriff des Wissens (knowledge) ausdrücklich ein. Vgl. ebd., S. 148 ff. m.w.N.

Begriff

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sein können.249 Yukl (2013) merkt indes an, dass die Begriffe Kompetenz und Fähigkeit regelmäßig auch synonym gebraucht werden.250 Auch wenn es z.B. durch die Festlegung auf eine bestehende Taxonomie von Persönlichkeitsmerkmalen, Fähigkeiten oder Kompetenzen grundsätzlich möglich wäre, eine einheitliche Begriffswelt zu schaffen, ergeben sich insb. bei der nachfolgenden Operationalisierung und der Interpretation der Ergebnisse bezüglich des Einflusses auf den Unternehmenserfolg erhebliche Herausforderungen. Kernproblem ist, dass sich Soll-Fähigkeiten und -Persönlichkeitsmerkmale nur schwer bestimmen lassen, um im nächsten Schritt mit den Ist-Eigenschaften des Managements abgeglichen werden zu können: Bspw. stellt Liu (2016) fest, dass eine Vielzahl von Definitionen der Managementkompetenz Eigenschaften beschreibt, die Manager für eine erfolgreiche Führung besitzen sollten.251 Die Relevanz der Eigenschaften untereinander bzw. ob fehlende oder schwach ausgeprägte Eigenschaften kompensiert werden können, bleibt unklar. Insofern erscheint es auch nicht zielführend, nur eine Auswahl an Eigenschaften wie z.B. overconfidence isoliert zu betrachten. Zudem stehen einzelne Persönlichkeitseigenschaften nicht in einem linearen Zusammenhang zum Unternehmenserfolg. So kann ein geringes Selbstvertrauen u.a. mit Unentschlossenheit und Risikoaversion, ein übersteigertes Selbstbewusstsein mit Arroganz und zu hoher Risikobereitschaft einhergehen.252 Gerstein/Reisman (1983) stellen fest, dass eine Vielzahl an Systematisierungen zu Managementfähigkeiten oder -eigenschaften nicht berücksichtigen, dass unterschiedliche Situationen möglicherweise die Bedeutungsgewichte einzelner Fähigkeiten oder Eigenschaften verschieben. So seien etwa in einer Turnaround-Situation starke analytische und diagnostische Fähigkeiten v.a. im Finanzbereich besonders wichtig. Weiterhin sollten Manager v.a. starke Führungspersönlichkeiten, hervorragende Strategen und gute Verhandler sein.253 Bartlett/Ghoshal (1997) halten den generischen Manager gar für einen Mythos und unterscheiden für drei Managementebenen unterschiedliche Rollen, Eigenschaften, Wissen bzw. Erfahrung sowie Fähigkeiten bzw. Kompetenzen. Für Topmanager seien demnach v.a. visionäre Eigenschaften, ein Verständnis des Unternehmens innerhalb der Branche und die Fähigkeit, andere zu inspirieren und ihnen ein forderndes Arbeitsumfeld zu schaffen, bedeutsam.254 Yukl (2013) sieht insb. eine mit zunehmender Managementebene steigende Bedeutung konzeptioneller und zwischen-

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254

Vgl. Yukl (2013), S. 136. Diese Sichtweise vermag auch etymologisch zu überzeugen, da das lateinische Verb competere mit zusammentreffen übersetzt werden kann. Vgl. Yukl (2013), S. 151. Vgl. Liu (2016), S. 66 f. Vgl. auch für weitere Beispiele Yukl (2013), S. 157. Vgl. Gerstein/Reisman (1983), S. 36 f. Auch weitere Autoren betonen, dass das im einzelnen benötigte Bündel an Fähigkeiten u.a. von der Situation des Unternehmens abhängen dürfte. Vgl. z.B. Hunt (1991), Lord/Maher (1991) und Quinn (1992). Vgl. Bartlett/Ghoshal (1997), S. 105; Steinmann/Schreyögg/Koch (2013), S. 21 ff.

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Managementkompetenz

menschlicher Fähigkeiten, wobei die technischen Fähigkeiten schnell an Bedeutung verlieren.255 Daraus könnte abgeleitet werden, dass ein Unternehmen mit flachen Hierarchien andere Fähigkeiten des Topmanagements erfordert als ein Unternehmen mit steileren Hierarchien. Unklar ist zudem der zu betrachtende Personenkreis. Neben dem CEO256 steht regelmäßig das Topmanagement-Team (TMT) im Fokus der Betrachtungen. Gem. Mintzberg (1979) handele es sich hierbei um Top-Führungskräfte mit der Gesamtverantwortung für das Unternehmen.257 Bereits diese Definition ist im Detail nicht trennscharf.258 So umfasst für einige Forscher das TMT die Manager, die der CEO als zum TMT zugehörig erachtet,259 sog. inside board members,260 alle Manager ab der Ebene des Ressortleiters (vice president),261 die zwei höchsten Manager,262 die Gründer eines Unternehmens263 oder die fünf bestbezahlten Manager264. Demerjian/Lev/McVay (2012) abstrahieren von mehr oder minder beobachtbaren, objektivierbaren und ggf. nur situativ bedeutsamen Eigenschaften der Manager. Sie begreifen Managementkompetenz ergebnisorientiert als den Grad der Effizienz,265 mit dem das TMT Unternehmensressourcen in Umsatzerlöse transformiert.266 Eine hohe Managementkompetenz äußere sich demnach in einem besseren Verständnis für technologische Trends und Branchenentwicklungen, einer besseren Antizipation der Produktnachfrage, besseren Investitionsentscheidungen sowie einer besseren Mitarbeiterführung.267 Diese ergebnisorientierten Anforderungen gelten dabei auch in der Unternehmensschieflage. So zählt ein ineffizientes Management zu den häufigsten Ursachen für den Niedergang von Unternehmen,268 wobei sich dies z.B. durch fehlende Übung,

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Vgl. Yukl (2013), S. 154 f. m.w.N. Vgl. z.B. Rose/Shepard (1997), S. 489 ff. Vgl. Mintzberg (1979), S. 24. Vgl. im Folgenden Finkelstein/Hambrick/Cannella (2008), S. 127. Vgl. z.B. Bantel/Jackson (1989), S. 112 f. Vgl. z.B. Finkelstein/Hambrick (1990), S. 490; Haleblian/Finkelstein (1993), S. 850 f. Damit sind solche Mitarbeiter gemeint, die gleichzeitig Teil des Verwaltungsrates (board of directors) sind. Der Verwaltungsrat setzt sich aus geschäftsführenden (sog. C-Level) und nicht geschäftsführenden Mitgliedern zusammen. Letzterer Personenkreis ist mit deutschen Aufsichtsräten vergleichbar, die Beratungs- und Kontrollaufgaben wahrnehmen. Im anglo-amerikanischen Raum herrscht das sog. monistische System vor, indem Vorstand und Aufsichtsrat institutionell von einem Gremium, dem Verwaltungsrat, abgedeckt werden, deren Mitglieder durch die Hauptversammlung gewählt werden. Vgl. Deutscher Bundestag (2017), S. 1 ff. Vgl. z.B. Hambrick/D'Aveni (1992), S. 1451. Vgl. z.B. Wiersema/Bantel (1992), S. 1991. Vgl. z.B. Eisenhardt/Schoonhoven (1990), S. 515. Vgl. z.B. Carpenter/Sanders/Gregersen (2001), S. 500. D.h. kompetente Manager können bei einer gegebenen Ressourcenausstattung des Unternehmens höhere Umsatzerlöse realisieren bzw. ein gegebenes Level an Umsatzerlösen mit einem geringeren Ressourceneinsatz erreichen. Vgl. Demerjian/Lev/McVay (2012), S. 1229 ff. Implizit dürften die Autoren hier v.a. auf den Personenkreis der inside directors abstellen. Vgl. ebd. Vgl. Newton (2010), S. 35 ff.

Empirische Forschung

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mangelnde Erfahrung und Fähigkeiten des Managements ankündigen kann.269 Da die Definition von Demerjian/Lev/McVay (2012) zum einen auch in der Unternehmensschieflage unmittelbar Bedeutungsgehalt besitzt und zum anderen auch einer vergleichsweise überzeugenden Operationalisierung zugänglich ist, findet diese Definition für die vorliegende Arbeit Anwendung. 3.2. Empirische Forschung 3.2.1.

Managereigenschaften und Unternehmensschieflage

Zahlreiche Studien untersuchen den Einfluss von Managementeigenschaften auf die Überlebenswahrscheinlichkeit von Unternehmen.270 Fredland/Morris (1976) zeigen auf Basis univariater Tests, dass die Erfahrung der Manager negativ mit der Beendigung der Geschäftstätigkeit kleiner US-amerikanischer Unternehmen assoziiert ist.271 D'Aveni (1989) zeigt, dass sich ein Management mit Erfahrung im Forschungs- und Entwicklungsbereich, im Produktionsbereich sowie im Marketing positiv auf die Überlebenswahrscheinlichkeit auswirkt.272 Bates (1990) zeigt für eine Stichprobe von US-amerikanischen Unternehmern, dass kleine Unternehmen eine höhere Überlebenswahrscheinlichkeit besitzen, wenn die Unternehmer eine längere Ausbildung besitzen und älter sind.273 Preisendörfer/Voss (1990) zeigen mittels einer Überlebenszeitanalyse für westdeutsche Unternehmen, dass das Alter des Unternehmers positiv mit der Überlebenswahrscheinlichkeit des Unternehmens assoziiert ist.274 Brüderl/Preisendörfer/Ziegler (1992) können für Unternehmensneugründungen der Jahre 1985 bis 1986 in Oberbayern zeigen, dass sich Ausbildung und Erfahrung der Gründer positiv auf die Überlebenswahrscheinlichkeit des Unternehmens auswirken.275 Cooper/Gimeno-Gascon/Woo (1994) können mittels eines multinomialen Logitmodells u.a. zeigen, dass sich Ausbildung und Erfahrung positiv auf die Überlebenswahrscheinlichkeit auswirken.276 Carter/Williams/Reynolds (1997) können ebenfalls bestätigen, dass sich u.a. Erfahrung der Unternehmensgründer positiv auf die Überlebenswahrscheinlichkeit des Unternehmens auswirkt.277 Gimeno-Gascon et al. (1997) können zeigen, dass das Überleben von kleinen, US-amerikanischen Unternehmen u.a. durch ein höheres Alter des Unternehmers,

269 270 271 272 273 274

275 276

277

Vgl. Newton (2010), S. 35 ff. Vgl. für einen Überblick z.B. Lussier (1995), S. 10 f. Vgl. Fredland/Morris (1976), S. 15 f. Vgl. D'Aveni (1989), S. 596. Vgl. Bates (1990), S. 553 f. Ein Einfluss vorangegangener Erfahrungen in einer Managementposition kann nicht gezeigt werden. Begründet wird der Zusammenhang insb. über die auf Becker (1964) zurückgehende sog. human capital theory. Vgl. Preisendörfer/Voss (1990), S. 122. Vgl. Brüderl/Preisendörfer/Ziegler (1992), S. 236. Vgl. Cooper/Gimeno-Gascon/Woo (1994), S. 385. Die Autoren nehmen zudem Variablen für das Geschlecht und die Zugehörigkeit zu einer ethnischen Minderheit auf, die ebenfalls einen statistischen Zusammenhang aufweisen. Gleichwohl sind die Ausführungen der Autoren wenig überzeugend, auch da mögliche Endogenitätsprobleme nicht erkannt werden. Vgl. Carter/Williams/Reynolds (1997), S. 137.

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Managementkompetenz

seine Erfahrung, aber auch durch eine gute Ausbildung begünstigt wird.278 Pennings/Lee/van Witteloostuijn (1998) führen eine Überlebenszeitanalyse für niederländische Wirtschaftsprüfungsgesellschaften für den Zeitraum 1880 bis 1990 durch.279 Dabei erhöhen eine gute Ausbildung und Branchenerfahrung der Partner die Überlebenswahrscheinlichkeit.280 Kalleberg/Leicht (1991) zeigen u.a., dass kleine US-amerikanische Unternehmen eine höhere Überlebenswahrscheinlichkeit aufweisen, wenn die Unternehmensgründer nicht bereits in anderen Unternehmen investiert sind und Selbstvertrauen besitzen.281 Gaskill/van Auken/Manning (1993) untersuchen mittels einer Befragung von ehemaligen US-amerikanischen Unternehmern der Einzelhandelsbranche die wahrgenommenen Gründe für den erfolgten Unternehmensniedergang. Unzulänglichkeiten im Management, u.a. aufgrund fehlender Erfahrung, fehlenden Wissens oder fehlender Fähigkeiten, werden dabei besonders häufig angegeben.282 Hall (1994) untersucht kleine, britische Unternehmen der Bauwirtschaft in 58 persönlichen Interviews. Die mittels einer Hauptkomponentenanalyse verdichteten Daten zeigen u.a., dass junge Unternehmer und ein höheres Ausbildungsniveau mit einer höheren Überlebenswahrscheinlichkeit des Unternehmens assoziiert sind.283 Keasey/Watson (1987) zeigen für kleine US-amerikanische Unternehmen, dass mit abnehmender Anzahl an Managern die Wahrscheinlichkeit eines Unternehmenszusammenbruchs steigt.284 Lussier (1995) kann u.a. zeigen, dass Unternehmen von Managern, die gebildeter sind und deren Eltern bereits ein Geschäft betrieben haben, eine höhere Überlebenswahrscheinlichkeit besitzen. Effekte aus dem Alter, der Branchen- und Managementerfahrung lassen sich nicht nachweisen.285 Lang/Stulz (1992), John/Lang/Netter (1992) und Khanna/Poulsen (1995) widersprechen dieser Darstellung und folgern aus ihren Ergebnissen, dass Manager von nachfolgend insolventen Unternehmen nicht weniger fähig sind als andere Manager und insofern als Sündenböcke für den Unternehmensniedergang herhalten müssen. Barr/Siems (1997) entwickeln ein Modell zur Insolvenzprognose von Banken und nehmen explizit ein mittels einer Data Envelopment Analysis ermitteltes Maß zur Qualität des Managements (management quality) auf. Ein Modell unter Berücksichtigung der Qualität des Managements verbessert dabei die Prognosefähigkeit, wobei eine steigende Managementqualität die Wahrscheinlichkeit des Unternehmenszusammenbruchs verringert.286

278 279 280 281 282 283 284 285

286

Vgl. Gimeno-Gascon et al. (1997), S. 770. Personenbezogene Daten ermitteln die Autoren über das Berufsregister. Vgl. Pennings/Lee/van Witteloostuijn (1998), S. 428. Vgl. ebd., S. 436. Vgl. Kalleberg/Leicht (1991), S. 151. Die Autoren untersuchen zudem einen Geschlechtereffekt. Über den Einbezug einer Indikatorvariable lässt sich kein Unterschied feststellen. Vgl. Gaskill/van Auken/Manning (1993), S. 25. Vgl. Hall (1994). Vgl. Keasey/Watson (1987), S. 348. Als mögliche Begründung nennen die Autoren, dass autokratische, one man band-Manager eher Fehler machen. Vgl. ebd., S. 337. Vgl. Lussier (1995), S. 15. Grundlage der Untersuchung war eine Befragung von Unternehmen, die ein Insolvenzverfahren nach chapter 11 eingeleitet hatten, sowie vergleichbarer Unternehmen ohne Insolvenzverfahren. Vgl. ebd., S. 11. Vgl. Barr/Siems (1997), S. 12, 15.

Empirische Forschung

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Thornhill/Amit (2003) untersuchen auf Basis einer Befragung von trustees (Insolvenzverwalter) insolvente, kanadische Unternehmen und können zeigen, dass junge Unternehmen eher aufgrund fehlenden Wissens und fehlender Kompetenz (ability) der Manager ihre Geschäftstätigkeit einstellen müssen.287 Leverty/Grace (2012) finden bei ihrer Untersuchung von Versicherungsunternehmen heraus, dass Managementkompetenz (managerial ability) in einem inversen Zusammenhang zur Dauer einer Unternehmensschieflage, zur Insolvenzwahrscheinlichkeit des Unternehmens und zu den Kosten der Insolvenz steht.288 Hambrick/D'Aveni (1992) können für ein Sample von 57 Insolvenzen und eine Kontrollgruppe zeigen, dass Eigenschaften des TMT mit der Insolvenz assoziiert sind: So verfügen die später insolventen Unternehmen über ein kleineres Managementteam, die Manager weisen eine geringere Betriebszugehörigkeit und weniger Erfahrungen in Schlüsselbereichen wie Forschung und Entwicklung auf und sie beziehen ein geringeres Gehalt.289 Santen/Soppe (2009) können für niederländische Unternehmen zeigen, dass auch die Eigenschaften nichtgeschäftsführender Direktoren einen Einfluss auf die Unternehmensschieflage haben. So steigt der Grad der Schieflage mit der durchschnittlichen Arbeitsbelastung der Board-Mitglieder, pauschal mit einem Board-Mitglied anderer Nationalität, mit geringerem Insiderwissen über das Unternehmen, mit geringerem durchschnittlichen Ausbildungsniveau und Alter der Board-Mitglieder.290 Darrat et al. (2016) zeigen für US-amerikanische, börsennotierte Unternehmen u.a., dass CEO mit langer Betriebszugehörigkeit die Insolvenzwahrscheinlichkeit reduzieren. Ein Effekt aus dem CEO-Alter und der Gesamtheit seiner Bezüge lässt sich indes nicht zeigen.291 Zudem kann bezüglich der Board-Zusammensetzung gezeigt werden, dass größere Boards die Insolvenzwahrscheinlichkeit komplexer292 Unternehmen reduzieren. Ebenso reduziert ein zunehmender Anteil an inside directors die Insolvenzwahrscheinlichkeit, wenn Spezialwissen erforderlich ist, um die Geschäftstätigkeit zu verstehen (hohe Forschungsund Entwicklungsaufwendungen). Die Erklärungskraft der betrachteten Corporate Governance-Variablen nimmt indes mit zunehmender zeitlicher Nähe zum Insolvenzantrag ab.293 Wilson/Wright/Altanlar (2014) untersuchen den Einfluss verschiedener Direktoreneigenschaften auf die Überlebenswahrscheinlichkeit neugegründeter Unternehmen in UK. Insb. Erfahrung, die durchschnittliche Anzahl der Board-Mitgliedschaften und der An-

287 288

289 290 291 292 293

Vgl. Thornhill/Amit (2003), S. 504. Diese Aussage ist möglich, da die abhängige Variable der Untersuchung das Alter des insolventen Unternehmens ist. Vgl. Leverty/Grace (2012), S. 751. Auch diese Untersuchung ermittelt ein Surrogat für die Managementkompetenz über eine Data Envelopment Analysis. Vgl. Hambrick/D'Aveni (1992), S. 1455 ff. Vgl. Santen/Soppe (2009), S. 297. Vgl. Darrat et al. (2016), S. 16 ff. Die Operationalisierung erfolgt hier über ein aus der Anzahl der Segmente, der Unternehmensgröße und der Fremdkapitalquote zusammengesetztes Maß. Vgl. ebd. Vgl. ebd., S. 14.

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Managementkompetenz

teil weiblicher Board-Mitglieder sind negativ mit der Insolvenzwahrscheinlichkeit assoziiert. Die Anzahl der Direktoren und deren vorangegangene Erfahrung mit Insolvenzen sind indes positiv mit der Insolvenzwahrscheinlichkeit assoziiert.294 Platt/Platt (2012) zeigen über Mittelwertvergleiche u.a., dass sowohl das Alter des CEO als auch das Durchschnittsalter des Boards in einem inversen Zusammenhang zur Insolvenzwahrscheinlichkeit steht.295 Fich/Slezak (2008) können indes mittels einer Überlebenszeitanalyse einen robusten Effekt von CEO-Eigenschaften auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit nicht nachweisen.296 3.2.2.

Verdichtung der Managereigenschaften zu einem Kompetenzmaß

Demerjian/Lev/McVay (2012) entwickeln ein viel beachtetes Maß der Managementkompetenz (managerial ability) aus nahezu der Gesamtheit der in Compustat North America erfassten Unternehmen der Jahre 1980 bis 2009 (177.512 Beobachtungen).297 Eine detaillierte Beschreibung dieses Surrogats findet ausnahmsweise erst im Rahmen der empirischen Untersuchung statt (Abschnitt 6.3.1). Die Autoren zeigen zudem, dass das Maß stark mit managerfixen Effekten assoziiert ist (interne Konstruktvalidität, Korrelation von 0,84)298 und dass der Abgang eines kompetenten (weniger kompetenten) CEOs, dem ein weniger kompetenter (kompetenterer) CEO folgt, mit negativen (positiven) abnormalen Renditen assoziiert ist (externe Konstruktvalidität).299 Zudem kann gezeigt werden, dass kompetentere Manager die Mittel aus einer Kapitalerhöhung effektiver für neue Projekte einsetzen.300 Das von Demerjian/Lev/McVay (2012) entwickelte Maß wurde in der Folge vielfach aufgegriffen. Grund hierfür waren neben dem konzeptionellen Vorteil, nicht nur einzelne Managementeigenschaften losgelöst zu messen und zu testen, vor allem die hervorragende Datenverfügbarkeit des Maßes, das für nahezu die Gesamtheit der Beobachtungen in Compustat zur Verfügung steht. Nachfolgende Studien sind zu nennen: Chang/Ishida/Kochiyama (2018) replizieren die Studie mit kleinen Modifikationen für ein japanisches Setting und können vergleichbare Effekte zeigen. Liu (2016) untersucht für deutsche, börsennotierte Unternehmen der Jahre 2005 bis 2014 u.a., inwiefern eine

294 295 296 297 298 299 300

Vgl. Wilson/Wright/Altanlar (2014), S. 747. Vgl. Platt/Platt (2012), S. 1141. Vgl. Fich/Slezak (2008), S. 248. Lediglich einzelne Industrien wie etwa Banken werden nicht erfasst. Vgl. Demerjian/Lev/McVay (2012), S. 1233 ff. Vgl. ebd., S. 1240. Managerfixe Effekte werden dabei berechnet, indem das Effizienzmaß der DEA (1. Stufe) auf Indikatorvariablen für die einzelnen CEO regressiert werden. Vgl. ebd., S. 1238. Vgl. Demerjian/Lev/McVay (2012), S. 1241 ff. Hierfür regressieren die Autoren die Aktienrendite nach einer Kapitalerhöhung u.a. auf die Managementkompetenz. Typischerweise wurde vorher zumeist von einem negativen Zusammenhang ausgegangen, da Manager nach einer erfolgreichen Kapitalerhöhung zu Überinvestitionen neigen würden. Vgl. ebd., S. 1245. Bemerkenswert ist, dass ein Nachweis dieses Effekts mit anderen Maßen für die Managementkompetenz (historische Renditen, historischer ROA, Vergütung des CEO und Amtszeit des CEO) zumeist nicht gelingt.

Empirische Forschung

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steigende Managementkompetenz den Bewertungsunterschied bei Konglomeraten verringern kann.301 Hintergrund ist, dass zwischen fokussierten Unternehmen und Konglomeraten regelmäßig ein Bewertungsunterschied besteht (conglomerate discount). Demnach werden Konglomerate u.a. deshalb geringer bewertet, da diese Überinvestitionen begünstigen.302 Es kann indes nur in einem von vier Modellen gezeigt werden, dass die Managementkompetenz den vermuteten Effekt aufweist.303 Sun (2016) untersucht für US-amerikanische Unternehmen in den Jahren 2002 bis 2011, inwiefern sich Managementkompetenz auf die Wahrscheinlichkeit und Höhe von Goodwill-Impairments auswirkt.304 Im Ergebnis verringert eine hohe Managementkompetenz beides. Sun (2016) erklärt die Ergebnisse damit, dass kompetentere Manager besser in der Lage sind, ein Goodwill-Impairment zu vermeiden oder zumindest in der Höhe abzuschwächen.305 Andreou et al. (2017) untersuchen das Investitionsverhalten von 2.748 US-amerikanischen Unternehmen während der globalen Wirtschafts- und Finanzkrise in Abhängigkeit von der Kompetenz der Manager. Sie können u.a. zeigen, dass kompetentere Manager besseren Zugang zu Kapital haben und mehr investieren, insb. wenn sie Generalisten sind.306 Sie können zudem zeigen, dass der Kapitalmarkt Investitionen, insb. durch kompetente Manager, in der Krise positiv bewertet.307 Die Autoren sehen damit einen positiven Beitrag zum Unternehmenswert durch kompetente Manager, da diese Probleme der Unterinvestition in Krisenzeiten abschwächen können.308 Gan/Park (2017) untersuchen für US-amerikanische Unternehmen der Jahre 2003 bis 2013,309 inwiefern Managementkompetenz Einfluss auf die Bewertung flüssiger Mittel am Kapitalmarkt (marginal value of cash) nimmt. Sie können zeigen, dass mit zunehmender Managementkompetenz auch die Bewertung der flüssigen Mittel steigt und dass dieser Effekt u.a. dann besonders stark ist, wenn sich das Unternehmen in einer Schieflage befindet.310 Sie begründen ihre Ergebnisse damit, dass kompetentere Manager die flüssigen Mittel effizienter einsetzen können und der Kapitalmarkt das antizipiert.311 Baik/Farber/Lee (2011) untersuchen für US-amerikanische Unternehmen der Jahre 1995 bis 2005 den Zusammenhang zwischen Managementkompetenz und der Wahrscheinlichkeit der Veröffentlichung, der Häufigkeit der Veröffentlichung, der Präzision

301 302 303

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307 308 309 310 311

Vgl. Liu (2016), S. 100 ff. Vgl. ebd., S. 89 ff. Vgl. ebd., S. 154. Der Autor vermutet weiterhin, dass Überinvestitionen den Zusammenhang von Managementkompetenz und Bewertungsunterschied mediieren. Ein solcher Effekt kann indes nicht gezeigt werden. Vgl. ebd., S. 100, 158 f. Vgl. Sun (2016), S. 45 ff. Vgl. Sun (2016), S. 44. Vgl. Andreou et al. (2017), S. 111 ff. Sie begründen dies u.a. damit, dass kompetentere Manager besseren Zugang zu Kapital haben und daher trotz geringerer operativer Cashflows in der Krise weiter investieren können. Vgl. ebd., S. 108 f. Vgl. ebd., S. 119. Vgl. ebd., S. 120. Vgl. Gan/Park (2017), S. 128. Vgl. ebd., S. 131 ff. Vgl. ebd., S. 128.

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Managementkompetenz

und der Kapitalmarktreaktion von Managementprognosen.312 Sie können zeigen, dass eine hohe Managementkompetenz mit einer höheren Wahrscheinlichkeit einer Veröffentlichung, einer höheren Häufigkeit der Veröffentlichung, einer steigenden Präzision und einer stärkeren Kapitalmarktreaktion auf die Veröffentlichung assoziiert ist. Sie führen ihre Ergebnisse darauf zurück, dass kompetentere Manager ihre Fähigkeiten zur Ergebnisprognose nutzen und dadurch Unsicherheiten reduzieren.313 Bemerkenswert ist zudem, dass Modelle unter Verwendung des Demerjian/Lev/McVay (2012)-Maßes stets die höchsten Bestimmtheitsmaße aufweisen.314 Chronopoulos/Siougle (2017) können für US-amerikanische Unternehmen der Jahre 2006 bis 2012 zeigen,315 dass kompetentere Manager genauere Umsatzprognosen erstellen.316 Für EPS-Prognosen lässt sich ein solcher Zusammenhang indes nicht feststellen.317 Luo/Zhou (2017) untersuchen, inwiefern Managementkompetenz die Sprache in 15.885 Ergebnisankündigungen US-amerikanischer Unternehmen der Jahre 1994 bis 2011 und die Marktreaktion hierauf beeinflussen.318 Sie können zeigen, dass kompetentere Manager positivere Ankündigungen erstellen und der Kapitalmarkt in Gestalt positiver, abnormaler Renditen reagiert.319 Koester/Shevlin/Wangerin (2016) untersuchen für US-amerikanische Unternehmen der Jahre 1994 bis 2010,320 inwiefern kompetentere Manager ihre Fähigkeiten dazu einsetzen, in höherem Maße Steuervermeidung zu betreiben. Die Autoren können zeigen, dass ein positiver Zusammenhang existiert.321 Sie begründen diese Ergebnisse u.a. damit, dass kompetente Manager Ressourcen effizienter einsetzen.322 Dyreng/Hanlon/Maydew (2010) können ebenfalls einen Effekt von Managern auf den effektiven Unternehmenssteuersatz feststellen.323 Demerjian et al. (2013) untersuchen den Zusammenhang zwischen Managementkompetenz und der Qualität der Rechnungslegung (earnings quality) für US-amerikanische Unternehmen der Jahre 1989 bis 2009.324 Sie können zeigen, dass eine hohe Managementkompetenz u.a. mit weniger Restatements, einer höheren Beständigkeit der Ergebnisse und Periodenabgrenzungen und weniger Fehlern bei der Rückstellungsbildung 312

313 314

315 316 317 318 319

320 321 322 323 324

Vgl. Baik/Farber/Lee (2011), S. 1645 ff. Managementkompetenz wird dabei u.a. mittels des Maßes nach Demerjian/Lev/McVay (2012) und die Anzahl der Nachrichtenbeiträge über den CEO operationalisiert. Vgl. ebd., S. 1653. Vgl. Baik/Farber/Lee (2011), S. 1648 ff. Dies ist jedoch nur ein schwaches Indiz für die Überlegenheit des Maßes, da es sich zum einen nicht um identische Stichproben handelt, zum anderen wurde kein F-Test durchgeführt, um die Modellgüten zu vergleichen. Vgl. Chronopoulos/Siougle (2017). Vgl. ebd., S. 516. Vgl. ebd., S. 518. Vgl. Luo/Zhou (2017), S. 4 ff. Vgl. ebd., S. 29 ff. Einschränkend ist jedoch zu sagen, dass in beiden Untersuchungen nicht für die Unternehmensschieflage kontrolliert wird. Vgl. Koester/Shevlin/Wangerin (2016), S. 7 f. Vgl. Koester/Shevlin/Wangerin (2016), S. 10. Vgl. ebd., S. 4 f. Darüber hinaus ergründen sie zunächst explorativ und im Anschluss für ein großes Sample, welche Steuervermeidungsstrategien kompetentere Manager einsetzen. Vgl. ebd., S. 10 ff. Die Autoren greifen dabei auf managerfixe Effekte zurück. Vgl. Demerjian et al. (2013), S. 467.

Empirische Forschung

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verbunden ist.325 Die Autoren führen ihre Ergebnisse darauf zurück, dass kompetentere Manager besser in der Lage sind, Periodenabgrenzungen zu schätzen, was sich wiederum in präziseren Rechnungslegungsmaßen ausdrückt.326 Choi et al. (2015) untersuchen für US-amerikanische Unternehmen der Jahre 2000 bis 2011, inwiefern die Kompetenz eines CEO327 einen Beitrag zur Erklärung des Zusammenhangs von Periodenabgrenzungen und zukünftigen Cashflows liefert.328 Die Autoren vermuten, dass kompetentere CEOs besser in ihrer Branche orientiert sind und sich somit tendenziell eher künftige Cashflows aus den aktuellen Periodenabgrenzungen ableiten lassen. Grund hierfür könnte z.B. sein, dass diese CEOs eher solche Vermögenswerte anschaffen, die einem geringeren Risiko der technischen Überalterung unterliegen.329 Sie zeigen zum einen, dass kompetentere CEOs mit höheren künftigen Cashflows assoziiert sind und zudem die Vorhersagekraft der Periodenabgrenzungen verstärken (positiver Interaktionseffekt).330 Abernathy/Kubick/Masli (2018) können unter Kontrolle unternehmensspezifischer Einflussfaktoren für US-amerikanische Unternehmen der Jahre 2003 bis 2010 (38.476 Beobachtungen) zeigen, dass eine hohe Managementkompetenz mit einem kürzeren earnings announcement lag, einem kürzeren audit report lag und einer niedrigeren Wahrscheinlichkeit einer verspäteten Veröffentlichung bei der SEC (late US SEC filings) assoziiert ist.331 Die Autoren führen dieses Ergebnis darauf zurück, dass kompetentere Manager größeres Vertrauen in ihr Berichtswesen haben und eine effizientere Abschlussprüfung ermöglichen.332 Berglund (2015)333 untersucht für US-amerikanische Unternehmen der Jahre 2002 bis 2011, inwiefern sich die Genauigkeit von GCO in Abhängigkeit der Managementkompetenz ändert, und ob Managementkompetenz einen moderierenden Einfluss auf den Zusammenhang zwischen einzelnen Schieflagen- und Unabhängigkeitsmaßen334 und der Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO ausübt.335 Managementkompetenz verringert dabei den Typ 1-Fehler, allerdings erhöht sich gleichzeitig der Typ 2-Fehler.

325 326 327 328 329 330

331 332 333 334 335

Vgl. Demerjian et al. (2013), S. 467. Vgl. ebd., S. 456 f. Gemessen als CEO-fixe Effekte einer Regression zur Erklärung des branchenadjustierten ROA. Vgl. Choi et al. (2015), S. 624. Vgl. ebd., S. 626. Vgl. Choi et al. (2015), S. 620 ff. Wenngleich sich ersterer Effekt auch für die Managementkompetenz nach Demerjian/Lev/McVay (2012) zeigen lässt, lässt sich kein signifikanter Interaktionsterm zeigen. Vgl. Choi et al. (2015), S. 630 f. Vgl. Abernathy/Kubick/Masli (2018), S. 3 ff. Vgl. ebd., S. 2 f. Die Ergebnisse dieser Arbeit wurden zudem in Berglund/Herrmann/Lawson (2018) veröffentlicht. Gemessen als Big 4, relative Wichtigkeit des Mandanten auf MSA-Level, Industriespezialist und Länge der Prüfer-Mandanten Beziehung. Vgl. Berglund (2015), S. 56. Vgl. ebd., S. 14 ff.

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Managementkompetenz

Insofern kann keine Verbesserung der Genauigkeit von GCO festgestellt werden.336 Bezüglich der Schieflagenmaße kann der Autor einen moderierenden Effekt der Managementkompetenz nachweisen. Demnach schwächt sich mit zunehmender Managementkompetenz die Wirkung der Schieflagenmaße auf die Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO ab.337 Einen moderierenden Effekt auf die Unabhängigkeitsmaße des Prüfers lässt sich indes nicht feststellen.338 Krishnan/Wang (2015) zeigen für US-amerikanische Unternehmen der Jahre 2000 bis 2011, dass eine hohe Managementkompetenz vom Prüfer mit einer geringeren Wahrscheinlichkeit einer GCO-Abgabe berücksichtigt wird und mit niedrigeren Prüfungshonoraren einhergeht.339 Der Prüfer nimmt eine schwache Managementkompetenz offenbar als Risikofaktor bzw. eine hohe Managementkompetenz als das Prüfungsrisiko verringernd wahr.340 Die Autoren begründen dies damit, dass Managementkompetenz das Ausfallrisiko mindere.341 Kim (2016) untersucht ebenfalls die Managementkompetenz, allerdings als moderierenden Faktor auf den Zusammenhang von overconfidence und der Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO bzw. einer darauffolgenden Beendigung der Prüfer-Mandanten Beziehung US-amerikanischer Unternehmen der Jahre 2000 bis 2013.342 Kim (2016) kann einen diese Wahrscheinlichkeiten erhöhenden Effekt aus der overconfidence nur feststellen, wenn nicht für Managementkompetenz kontrolliert wird oder das Management weniger kompetent ist.343 Die Ergebnisse werden damit begründet, dass overconfidence durch den Prüfer dann nicht als Risikofaktor wahrgenommen wird, wenn eine hohe Managementkompetenz dieses Selbstvertrauen der Manager rechtfertigt.344 Li/Luo (2017) finden ebenfalls einen inversen Zusammenhang zwischen Managementkompetenz und Prüfungshonoraren. Sie zeigen indes, dass der Zusammenhang bei Vorliegen verschiedener Kontextfaktoren stärker bzw. schwächer ausfällt: Ein hohes Risiko für Rechtsstreitigkeiten (Abgabe einer GCO bzw. operativer Verlust) lässt den Zusammenhang verschwinden.345 Begründet wird dies damit, dass die Prüfer weniger Vertrauen in die Fähigkeit des Managements haben, die Unternehmensressourcen gewinnbringend einzusetzen.346 Ebenfalls lässt sich für die Zeit der globalen Wirtschafts- und

336

337 338 339 340 341 342 343 344 345 346

Vgl. Berglund (2015), S. 60. Indes ist bezüglich des Modells zur GCO-Abgabe bei nachfolgend insolventen Unternehmen zu kritisieren, dass die Anzahl der erklärenden Variablen bei der gleichzeitig vermutete Schiefe der abhängigen Variable tendenziell in einem Missverhältnis zur geringen Anzahl an Beobachtungen stehen. Für entsprechende Daumenregeln vgl. Long (1997), S. 54. Vgl. Berglund (2015), S. 61 ff. Vgl. ebd., S. 62 ff. Vgl. Krishnan/Wang (2015), S. 145. Vgl. ebd., S. 141 f. Vgl. ebd., S. 140. Vgl. Kim (2016), S. 31. Vgl. ebd., S. 50 f., 54 f. Vgl. ebd., S. 20 f. Vgl. Li/Luo (2017), S. 11 ff. Vgl. ebd., S. 5.

Zwischenfazit und Implikationen für die Arbeit

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Finanzkrise kein Effekt aus der Managementkompetenz nachweisen.347 Eine lange Prüfer-Mandanten Beziehung wirkt sich ebenfalls verstärkend auf den Zusammenhang aus, da der Prüfer besser in der Lage sein soll, die Managementkompetenz einzuschätzen.348 Bonsall/Holzman/Miller (2017) untersuchen den Zusammenhang von Managementkompetenz und der Bonität und den Fremdkapitalkosten für US-amerikanische Unternehmen der Jahre 1985 bis 2011.349 Sie können zeigen, dass kompetentere Manager (1) mit einer geringeren zukünftigen Volatilität der Ergebnisse und Renditen, (2) einer höheren Bonität350 und (3) geringeren Fremdkapitalkosten (geringeren Credit Spreads) assoziiert sind.351 Die Autoren schließen daraus, dass neben den Eigen- auch Fremdkapitalgeber eine hohe Managementkompetenz würdigen. Die Autoren überprüfen indes nicht, ob diese Zusammenhänge etwa vom Grad der Unternehmensschieflage moderiert werden. Cornaggia/Krishnan/Wang (2017) untersuchen US-amerikanische Unternehmen der Jahre 1987 bis 2013 (25.113 Beobachtungen).352 Sie können zeigen, dass ein positiver Zusammenhang zwischen Managementkompetenz und der Bonität besteht.353 Dieser Zusammenhang ist zudem dann besonders stark, wenn sich das Unternehmen in einer finanziellen Schieflage (above median distress; speculative grade) befindet.354 Die Autoren führen dies darauf zurück, dass Credit Rating-Analysten insb. in der Unternehmensschieflage mehr Aufwand in die Erlangung von soft information über das Unternehmen investieren.355 3.3. Zwischenfazit und Implikationen für die Arbeit Der Begriff der Managementkompetenz wird vorstehend definiert. Anhand empirischer Studien wird zudem belegt, dass einzelne Managementeigenschaften einen Effekt auf die Überlebenswahrscheinlichkeit von Unternehmen haben können. Wird das Phänomen reflexiver Prognoseeffekte in Gestalt eines selbsterfüllenden Nettoeffektes als Verschärfung der Unternehmensschieflage begriffen, könnten Managereigenschaften etwaige Effekte reduzieren. Die durch die neue Operationalisierung von Managementkompetenz nach Demerjian/Lev/McVay (2012) ausgelöste große Zahl an Forschungsarbeiten wird überblicksartig dargestellt.

347 348 349 350

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Vgl. Li/Luo (2017), S. 13. Vgl. ebd., S. 5. Vgl. Bonsall/Holzman/Miller (2017), S. 1431 f. Dieses Ergebnis hält auch dann, wenn statt eines absoluten Wertes der Managementkompetenz untersucht wird, inwiefern der Wechsel des CEO hin zu einem kompetenteren (weniger kompetenten) CEO das Credit Rating verändert. Vgl. Bonsall/Holzman/Miller (2017), S. 1435 ff. Vgl. Cornaggia/Krishnan/Wang (2017), S. 7, 29. Vgl. ebd., S. 31. Vgl. ebd., S. 34. Vgl. ebd., S. 3.

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Managementkompetenz

Trotz der Vielzahl von Herausforderungen existieren bereits zahlreiche Forschungsarbeiten, deren Ergebnisse grundsätzlich auf mögliche reflexive Prognoseeffekte zurückgeführt werden können. Diese werden im nachfolgenden Abschnitt dargestellt.

4. Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten 4.1. Verortung in der Forschung zur Going Concern-Berichterstattung und Überblick Die prüferische Berichterstattung im GC-Bereich stellt seit Jahren einen Schwerpunkt im Bereich der Prüfungsforschung dar. Carson et al. (2013) führen zentrale Forschungsergebnisse der vergangenen 40 Jahre überblicksweise zusammen und identifizieren dabei drei zentrale Teilbereiche: So fokussieren vergangene Untersuchungen (1) auf die Determinanten der Abgabe einer GCO. Es wird mithin die Frage erhellt, welche Mandanten- und Prüfercharakteristika, welche Kennzeichen der Prüfer-Mandantenbeziehung und welche Umweltfaktoren die Abgabe einer GCO erklären können. Einen weiteren Teilbereich bilden (2) solche Untersuchungen, die die (ex post) Genauigkeit abgegebener GCO v.a. im Zeitablauf untersuchen. Zuletzt findet sich (3) ein reichhaltiger Literaturbestand, der sich mit den Auswirkungen von GCO befasst.356 Letzterem Strang ist die vorliegende Arbeit zuzuordnen, sodass im nachfolgenden Literaturüberblick insb. dieser dargestellt wird.357 Der Überblick gliedert sich nach den in den jeweiligen Studien untersuchten Akteuren, für die möglicherweise reflexive Prognoseeffekte feststellbar sind: Zunächst werden daher Studien zum Einfluss möglicher reflexiver Prognoseeffekte auf die prüferische Entscheidungsfindung dargestellt (Abschnitt 4.2). Es schließen sich empirische Studien zu möglichen Konsequenzen für Eigen- (Abschnitt 4.3) und Fremdkapitalgeber (Abschnitt 4.4) an. Weiterhin werden solche Studien separat dargestellt, die den Einfluss einer GCO auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit untersuchen, da hier regelmäßig nicht eindeutig betroffene bzw. handelnde Akteure identifiziert werden (Abschnitt 4.5). Die in diesem Abschnitt vorgestellten Studien finden sich im Anhang (Tabellen 12 bis 16). 4.2. Einfluss möglicher reflexiver Prognoseeffekte auf die prüferische Entscheidungsfindung In einem vielbeachteten Aufsatz von Kida (1980) werden US-amerikanische CPAs auf Partnerebene nach ihrer Einschätzung zu GC-Problemen bei einzelnen, anonymisierten Unternehmen befragt.358 Zudem wurde erhoben, mit welchen Konsequenzen die Prüfer 356 357

358

Vgl. Carson et al. (2013), S. 353 ff. Mit Asare (1990), Gissel/Robertson/Stefaniak (2010) und Brunelli (2018) seien zudem weitere Literaturüberblicke zu diesem Themenbereich genannt. Gleichwohl werden teilweise auch Studien betrachtet, die Carson et al. (2013) dem zweiten Teilbereich zuordnet, da in diesen Studien Bezug auf mögliche reflexive Prognoseeffekte genommen wird oder die Ergebnisse durch solche erklärt werden könnten. Zudem findet im Rahmen dieser Arbeit zu späterer Stelle auch ein Rückgriff auf zentrale Forschungsergebnisse des ersten Teilbereichs statt. Das ist insb. dann der Fall, wenn in der empirischen Untersuchung die GCO-Abgabe modelliert wird. Einige Studien untersuchen GCO-Effekte nur am Rande. In solchen Fällen werden nur die Ergebnisse mit Bezug zu Konsequenzen bzw. reflexiven Prognoseeffekten aus der GCO-Abgabe dargestellt. Vgl. Kida (1980), S. 508. Bei gegebenen Informationen zu 40 Unternehmen (20 Unternehmen in Schieflage sowie 20 gesunden Unternehmen ähnlicher Größe und derselben Industrien) konnte zudem gezeigt werden, dass bereits mit einer Diskriminanzanalyse mit den gegebenen Informationen eine gewisse Kategorisierung möglich ist. Weiterhin wird gezeigt, dass auch Prüfer grundsätzlich

© Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH, ein Teil von Springer Nature 2019 M. Heinrichs, Going Concern Opinion, Managementkompetenz und Insolvenzwahrscheinlichkeit, Auditing and Accounting Studies, https://doi.org/10.1007/978-3-658-27127-5_4

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Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

bei Abgabe bzw. Nicht-Abgabe einer GCO an ein Unternehmen in bzw. ohne Schieflage rechnen.359 61 % der befragten Partner geben an, eine GCO könne bei einem Unternehmen, das nicht in einer Schieflage ist, Probleme verursachen.360 Auch bei Unternehmen in Schieflage vermuten 5 % der Partner, dass diese die Schieflage weiter befördern könnte.361 Kida (1980) belegt somit erstmals, dass Prüfer sich dem Wirken möglicher selbsterfüllender Mechanismen bewusst sind.362 Mutchler (1984) interviewt und befragt363 Prüfer von Big 8-Prüfungsgesellschaften. Im Rahmen der Interviews wird im Kontext der SFP deutlich, dass „die Mehrheit“364 der interviewten Prüfer nicht an einen Selbsterfüllungseffekt einer GCO glaubt. Vielmehr würde der Prüfer über Probleme berichten, die ohnehin bereits bestehen.365 Knapp 40 % der Interviewten stimmt dennoch möglichen Selbsterfüllungseffekten zu, wobei die Hälfte sogar konkrete Beispiele nennen kann.366 Williams (1984) führt persönliche Interviews mit 15 US-amerikanischen Prüfungspartnern durch. Über 70 % der Befragten geben an, sie würden das Phänomen der SFP als real existierend ansehen. 40 % der Befragten geben zudem an, dies bei der Urteilsbildung zu berücksichtigen.367 Ewert (1990) untersucht indes modelltheoretisch den Einfluss u.a. der prüferischen GCBerichterstattung auf die Durchführbarkeit von Investitionen unter asymmetrischen Informationen und rationaler Preisbildung.368 Explizit werden mögliche Selbsterfüllungsbzw. Selbstzerstörungseffekte berücksichtigt.369 Der Autor kann dabei anhand eines

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zwischen Unternehmen in Schieflage und gesunden Unternehmen unterscheiden können, sich aber dennoch Abweichungen dahingehend ergeben, dass nicht immer eine GCO erteilt wird. Vgl. Kida (1980), S. 515. Der Fragebogen wurde aus den Antworten von 27 Partnern (Rücklaufquote 27 %) eines vorangegangenen Fragebogens entwickelt. Vgl. ebd., S. 509. Zwischen den in diesem ersten Fragebogen befragten Personenkreis und dem der eigentlichen Untersuchung bestehen keine Überschneidungen. Vgl. ebd., S. 510. Vgl. ebd., S. 517. Vgl. ebd. Einschränkend ist jedoch anzumerken, dass wenngleich nicht auf einen konkreten Prüfungsstandard rekurriert wird, sich der Befund auf den historischen Rechtsstand des SAS No. 34 beziehen dürfte. In Abgrenzung zum 1988 eingeführten SAS No. 59, der die Grundlage für die aktuelle Normierung bildet, war damals eine GCO zwingend mit der Modifikation des Prüfungsurteils verbunden. Vgl. z.B. Nogler (2004), S. 681 f. Die Autorin identifiziert im Rahmen der Befragung zwei Sets von Variablen: Zum einen enthüllen die Ergebnisse, welche Faktoren die Prüfer heranziehen, um Unternehmen mit möglichen GC-Problemen zu identifizieren; zum anderen welche Faktoren zur Abgabe einer GCO an solche Unternehmen herangezogen werden. Die Befragung bewegt sich jedoch außerhalb der Fragestellung möglicher reflexiver Prognoseeffekte und wird deshalb nicht weiter betrachtet. Mutchler (1984), S. 24. Vgl. ebd. Vgl. ebd. Vgl. Williams (1984), S. 18. Vgl. Ewert (1990), S. 278 ff., 452 ff. Vgl. ebd., S. 278.

Einfluss möglicher reflexiver Prognoseeffekte auf die prüferische Entscheidungsfindung

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konkreten Zahlenbeispiels370 veranschaulichen, dass die GCO, anders als in der Prüfungspraxis und -forschung angenommen, zu einer SDP führen kann.371 Tucker/Matsumura/Subramanyam (2003) zeigen zunächst spieltheoretisch, dass Prüfer unter der Annahme des Wirkens von Selbsterfüllungseffekten weniger geneigt sind, eine GCO zu erteilen.372 Dabei wird angenommen, dass sich die Prüfer risikoneutral, gewinnmaximierend und emotionslos verhalten und darüber hinaus strategisches Denken des Mandanten in Gestalt eines möglichen Prüferwechsels antizipieren.373 Interessant ist, dass im spieltheoretischen Modell eine Insolvenzwahrscheinlichkeit des Mandanten von 50 % angenommen wird,374 zu der im Fall der Abgabe einer GCO pauschal 40 % als (fixer) SFP-Effekt hinzuaddiert werden.375 Die Autoren sehen dieses Vorgehen selbst als kritisch an und sehen in der Endogenisierung des SFP-Effektes ein lohnendes Forschungsfeld.376 Anschließend wird experimentell mittels 160 US-amerikanischer Studenten in einem 2x2-between-subjects-design untersucht,377 inwiefern die Ergebnisse aus der spieltheoretischen Analyse Bestand haben. Insb. hinsichtlich der SFP ist eine niedrigere Wahrscheinlichkeit der GCO-Abgabe zu beobachten.378 Guiral‐Contreras/Ruiz/Rodgers (2011) knüpfen explizit an die Ergebnisse von Kida (1980) an und untersuchen experimentell über ein modifiziertes belief-adjustment-Modell,379 ob die Entscheidung der GC-Abgabe durch die Erwartung des Prüfers, es könne ein Selbsterfüllungseffekt eintreten, beeinflusst wird. Den 50 US-amerikanischen Prüfungspartnern und Managern wurde ein Case mitsamt zwei die Schieflage bestätigenden und zwei die Schieflage relativierenden Prüfungsnachweisen vorgelegt. Manipuliert wurden einerseits die Reihenfolge der vier Prüfungsnachweise, anderseits das Framing

370 371 372 373

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Vgl. Ewert (1990), S. 473 ff. Der Autor bewertet das Wirken einer SDP dabei als negativ, da Manager so in ein eigentlich liquidationswürdiges Unternehmen investieren (Überinvestition). Vgl. Tucker/Matsumura/Subramanyam (2003), S. 412 f. Vgl. ebd., S. 403. Dabei werden stets zwei verschiedene Prognosen betrachtet, die dem Prüfer und dem Mandanten jeweils mit einer gewissen Irrtumswahrscheinlichkeit (noise) die Wahrscheinlichkeit einer Unternehmensbeendigung vorhersagen. Zudem werden auch explizit gegenläufige Handlungsweisen der Prüfer und Mandanten überprüft. Vgl. ebd., S. 414 ff. Vgl. ebd., S. 405. Diese dürfte nach ASU No. 2014-15 des FASB nicht zu einer Berichterstattungspflicht für das Management führen, da hier auf die Wahrscheinlichkeitsschwelle likely abgestellt wird, die typischerweise über 50 % liegt. Laut Boritz (1991) sollte eine Wahrscheinlichkeit von 50 % grundsätzlich zu einem erheblichen Zweifel führen. Vgl. Tucker/Matsumura/Subramanyam (2003), S. 408 f. Vgl. ebd., S. 409. Vgl. ebd., S. 405, 420 f. Vgl. ebd., S. 421. Das Ursprungsmodell findet sich bei Hogarth/Einhorn (1992). Abhängige Variable des auf einer OLS-Regression basierenden Ansatzes ist die Veränderung der Einschätzung (hier: Insolvenzwahrscheinlichkeit bzw. Überlebenswahrscheinlichkeit) mit jedem neu hinzutretenden Prüfungsnachweis. Bei 50 Teilnehmern und vier Prüfungsnachweisen ergeben sich mithin 150 Beobachtungen. Vgl. Guiral‐Contreras/Ruiz/Rodgers (2011), S. 182.

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Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

der Situation,380 sodass sich ein 2x2-between-subjects-design ergibt.381 Anknüpfend an Forschungsarbeiten zum motivated reasoning382 interpretieren die Autoren das Phänomen der SFP als potenziell motivierenden Faktor bzw. als Anreiz, die Abgabe einer GCO zu unterlassen. Guiral‐Contreras/Ruiz/Rodgers (2011) belegen, dass Prüfer, die in höherem Maße Selbsterfüllungseffekte vermuten, ihr Prüfungsurteil stärker auf Basis von Prüfungsnachweisen treffen, die die Unternehmensfortführung begünstigen, und entsprechend gegenteilige Nachweise schwächer berücksichtigen. Shinde/Stone/Willems (2013) befragen 45 US-amerikanische CPAs zu möglichen Gründen dafür, eine GCO nicht abzugeben, obwohl ein substantial doubt vorliegt. Die rein deskriptive Auswertung deutet darauf hin, dass zumindest einige Prüfer auf Basis einer möglichen SFP eine GCO-Abgabe ablehnen.383 Die Befunde dieser Studien belegen mithin, dass Prüfer in Kenntnis möglicher Selbsterfüllungseffekte sind, und diese zumindest teilweise bei Ihrer Entscheidung zur GCOAbgabe berücksichtigen. Frey (2014) sieht hierin eine mögliche Limitation empirischer Studien. So sei eine Selbsterfüllung der GCO nicht beobachtbar, wenn der Prüfer diese bei der Urteilsbildung berücksichtige.384 Die Einschätzung wäre tatsächlich für den trivialen Fall zutreffend, indem fortan kein Prüfer eine GCO abgibt.385 Da jedoch weiterhin GCO zu beobachten sind, könnten Prüfer ohne Kenntnis der zugrundeliegenden Submechanismen nur pauschal ihre Wahrscheinlichkeitsschwelle erhöhen, ab der sie eine GCO abgeben.386 Im Ergebnis würde der einzelne Prüfer durch eine Nichtabgabe seinen Typ 1-Fehler (GCO; keine Insolvenz) auf Kosten des Typ 2-Fehlers (keine GCO; Insolvenz) senken. Dies ändert jedoch nichts daran, dass bei Abgabe einer GCO reflexive Prognoseeffekte auftreten können.

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Zwei Gruppen müssen die Überlebenswahrscheinlichkeit des fiktiven Unternehmens beurteilen; zwei Gruppen müssen die Insolvenzwahrscheinlichkeit beurteilen. Vgl. Guiral‐Contreras/Ruiz/Rodgers (2011), S. 178. Vgl. ebd., S. 177. Unter Motivated Reasoning werden kognitive Tendenzen verstanden, bei welchen sich die Informationsverarbeitung des Prüfers unbewusst an dessen Zielen oder Erwartungen ausrichtet. Die prüferische Informationsverarbeitung erfolgt mithin nicht neutral. Vgl. allerdings ohne Prüferbezug z.B. Kunda (1990), S. 482 ff. Weitere Gründe, die rein deskriptiv im Mittelwert über dem neutralen Punkt der Skala liegen, sind das Ziehen persönlicher Vorteile sowie der Glaube daran, dass sich das Unternehmen erholen wird. Vgl. Shinde/Stone/Willems (2013), S. 8. Die Aussagekraft der Ergebnisse dieser Studie ist aufgrund offensichtlicher methodischer Mängel deutlich begrenzt. Vgl. Frey (2014), S. 50 f. Offensichtlich würden sich die Prüfer nicht normenkonform verhalten, da PCAOB AS 2415 sowie die entsprechenden Vorgänger ausdrücklich vorsehen, im Bestätigungsvermerk auf erhebliche Zweifel hinzuweisen. Hintergrund ist, dass das Projectandum binär kodiert ist und insofern kein Spielraum besteht, den Informationsgehalt der Prognose zu reduzieren. Auch eine unbewusst verzerrte Berichterstattung i.S.v. Guiral‐Contreras/Ruiz/Rodgers (2011) würde technisch lediglich zu einem erhöhten Typ 2Fehler führen.

Konsequenzen einer GCO für Eigenkapitalgeber

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4.3. Konsequenzen einer GCO für Eigenkapitalgeber Wenngleich eine GCO nach den Worten des Prüfungsstandards keine Insolvenzprognose darstellen soll, ist es nicht weiter verwunderlich, dass die GC-Berichterstattung gemeinhin als Prognose interpretiert wird. Hintergrund ist, dass Kapitalmarktteilnehmer im Sinne einer mittelstrengen Informationseffizienz alle relevanten, öffentlichen Informationen in den Aktienkurs einpreisen.387 Inwiefern der Bestätigungsvermerk eine neue Information darstellt, wird vor allem über Ereignisstudien (event studies) untersucht.388 4.3.1.

Am Ereignistag

Firth (1978) untersucht für 247 Unternehmen in UK für die Jahre 1974-1975, inwiefern der Kapitalmarkt auf modifizierte Bestätigungsvermerke reagiert (davon 35 aufgrund von GC).389 Dabei zeigen sich negative, abnormale Renditen für GCO.390 Dopuch/Holthausen/Leftwich (1986) können negative, abnormale Renditen für 114 US-Unternehmen zeigen, deren GCO in den Jahren 1970 bis 1979 in den Medien (insb. im Wall Street Journal) gemeldet wurden, unabhängig von der Erteilung einer erstmaligen oder einer wiederholten GCO.391 Gleichwohl ist nicht auszuschließen, dass die Ergebnisse durch Selbstselektionseffekte getrieben sein könnten.392 Carlson/Glezen/Benefield (1998) untersuchen mittels einer Ereignisstudie, inwiefern die GCO von 88 US-amerikanischen Unternehmen in den Jahren 1981-1988 mit negativen, abnormalen Renditen assoziiert sind.393 Dabei bilden Sie zudem eine Kontrollgruppe von Unternehmen in Schieflage und zeigen, dass auch bei Kontrolle u.a. für earnings surprise, Größe und weitere Kontrollvariablen ein negativer Effekt aus der GCO nachweisbar bleibt.394 Chen/Su/Zhao (2000) untersuchen mittels einer Ereignisstudie, wie sich die Abgabe einer GCO auf die Aktienrendite 844 chinesischer Unternehmen der Jahre 1995 bis 1997 387 388

389 390 391

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393 394

Vgl. ferner Fama (1965). Mit Ereignisstudien wird gemessen, inwiefern ein Ereignis (z.B. die Veröffentlichung einer GCO) zu abnormalen Renditen am Aktienmarkt führt. Hierbei wird zunächst in einem Schätzzeitraum über ein Marktmodell ein unternehmensspezifischer Betafaktor ermittelt. Bei der Differenz zwischen den im Ereigniszeitraum beobachteten und den mittels des zuvor ermittelten Betafaktors erwarteten Renditen handelt es sich grundsätzlich um abnormale Renditen. Zur Methodik der Ereignisstudie vgl. z.B. Ruhnke/Simons (2018), S. 94 ff. Vgl. Firth (1978), S. 644 f. Vgl. ebd., S. 647 f. Vgl. Dopuch/Holthausen/Leftwich (1986), S. 94 ff., 100 f. Die Autoren unterteilen zudem in kontaminierte und nicht-kontaminierte Meldungen. Vgl. ebd., S. 96. Eine Kontamination liegt z.B. dann vor, wenn zwei Tage um den eigentlichen Artikel weitere Artikel zu dem Unternehmen veröffentlicht wurden. Letztere weisen zwar geringere, negative abnormale Renditen auf, dennoch verbleibt auch bei den kontaminierten Meldungen ein deutlich negativer Effekt. Vgl. ebd., S. 103. Es ist davon auszugehen, dass die Meldung einer GCO in einer Zeitung, ein sehr seltenes Ereignis, nicht zufällig ist, sondern z.B. von der Größe getrieben sein könnte. Die Autoren untersuchen zwar u.a. mit einem Probitmodell eine mögliche Selbstselektion, weisen die Ergebnisse der einzelnen Koeffizienten aber nicht aus. Vgl. ebd., S. 108. Vgl. Carlson/Glezen/Benefield (1998), S. 28 ff. Vgl. ebd., S. 29 ff.

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Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

auswirkt.395 Es zeigen sich unter Kontrolle u.a. von jahresfixen Effekten und earnings surprise negative, abnormale Renditen um den Ereignistag (Abgabe der GCO).396 Soltani (2000) untersucht mittels einer Ereignisstudie den Einfluss der GCO-Erteilung auf den Aktienkurs von 543 französischen Unternehmen der Jahre 1986 bis 1995.397 Es lassen sich negative, abnormale Renditen bei Abgabe einer GCO nachweisen.398 Gassen/Skaife (2009) untersuchen 28 deutsche, börsennotierte Unternehmen mit einer GCO in den Jahren 1996 bis 2000.399 Ein Kontrollsample wird aus 844 deutschen Unternehmen ohne GCO gebildet. Sie können zum einen zeigen, dass deutsche Prüfer nach dem KonTraG400 aus dem Jahr 1998 eher GCOs abgeben.401 Zum anderen können Sie zeigen, dass erst nach der Reform signifikant negative abnormale Renditen für GCOErteilungen zu zeigen sind.402 Hsu/Young/Chu (2011) untersuchen mittels einer Ereignisstudie den Einfluss eingeschränkter Bestätigungsvermerke auf den Aktienkurs von 106 taiwanesischen Unternehmen der Jahre 1999-2007.403 Die Autoren finden zum einen heraus, dass negative, abnormale Renditen u.a. für die erste Woche sowie einen 20-Tages-Zeitraum nach dem Datum des Bestätigungsvermerks nachweisbar sind.404 Zum anderen entdecken sie, dass für Unternehmen mit besonders hohen negativen, abnormalen Renditen Insider in den Monaten vor Veröffentlichung des Bestätigungsvermerks ihre Anteile reduzieren.405 Die starken GCO-Effekte lassen sich dadurch erklären, dass in Taiwan ein eingeschränkter Bestätigungsvermerk zu einem Delisting führen kann.406 Ianniello/Galloppo (2015) untersuchen mittels einer Ereignisstudie für 97 italienische Unternehmen der Jahre 2007-2010,407 inwiefern diese zu negativen abnormalen Renditen führen. Sie zeigen, dass die Abgabe von GCO als modifiziertes Prüfungsurteil zu 395 396 397 398

399 400

401 402 403 404 405 406 407

Vgl. Chen/Su/Zhao (2000), S. 440. Vgl. ebd., S. 438 f., 446. Vgl. Soltani (2000), S. 276 f. Vgl. ebd., S. 284 ff. Martínez/Martínez/Benau (2004) überprüfen mittels einer Ereignisstudie u.a. den Einfluss von GCO auf den Börsenkurs spanischer Unternehmen der Jahre 1992-1995. Die Autoren können keine Belege für einen Einfluss finden. Allerdings fußen die Ergebnisse nur auf 19 GCBeobachtungen. Vgl. ebd., S. 701 ff. Vgl. Gassen/Skaife (2009), S. 875. Gesetz zur Kontrolle und Transparenz im Unternehmensbereich. Durch dieses Gesetz wurden insb. handelsrechtliche und aktienrechtliche Vorschriften geändert. Besonders die Verpflichtung zur Einrichtung eines Risikofrüherkennungssystems durch den Vorstand gem. § 91 Abs. 2 AktG ist hervorzuheben, das ebenfalls Prüfungsgegenstand des Abschlussprüfers ist (§ 317 Abs. 4). Zudem wurde eine Redepflicht im Prüfungsbericht über bestands- oder entwicklungsgefährdende Tatsachen eingeführt (§ 321 Abs. 1 HGB). Für weitere Inhalte vgl. z.B. Gassen/Skaife (2009), S. 867 f. Vgl. ebd., S. 881. Die Ergebnisse bestehen auch dann fort, wenn nur Unternehmen in Schieflage betrachtet werden. Vgl. ebd., S. 885. Die Ergebnisse bestehen auch dann fort, wenn zunächst ein PSM durchgeführt wird, um den Einfluss anderer beobachtbarer Variablen zu eliminieren. Vgl. Hsu/Young/Chu (2011), S. 119 f. Vgl. ebd., S. 123. Vgl. ebd., S. 125. Vgl. ebd., S. 130. Vgl. Ianniello/Galloppo (2015), S. 617 ff.

Konsequenzen einer GCO für Eigenkapitalgeber

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negativen, abnormalen Renditen führt. Wird indes eine GCO in Gestalt eines uneingeschränkten Bestätigungsvermerks mit Zusatz abgegeben, führt dies zu positiven, abnormalen Renditen.408 Kausar/Taffler/Tan (2017) vergleichen Kapitalmarktreaktionen auf GCO für die USA und UK. Herangezogen werden 823 US-amerikanische und 127 britische Unternehmen der Jahre 1995 bis 2002 mit erstmalig erteilter GCO.409 Sie können zeigen, dass GCO in UK eine deutlich stärkere Kapitalmarktreaktion auslösen als in den USA.410 Die Unterschiede werden darauf zurückgeführt, dass das Insolvenzrecht im Vergleich zu den USA gläubigerfreundlicher ausgestaltet ist, und mithin das Verlustrisiko für Aktionäre höher ist.411 Brunelli (2018) untersucht mittels einer Ereignisstudie, inwiefern sich für italienische Unternehmen in den Jahren 2008-2014 ein GCO-Effekt auf den Aktienkurs zeigen lässt (1.437 Beobachtungen).412 Die Ergebnisse für verschiedene Ereignisfenster und Arten der GCO zeigen überwiegend, dass die Abgabe einer GCO mit negativen, abnormalen Renditen assoziiert ist.413 4.3.2.

Vor der Veröffentlichung

Dodd et al. (1984) untersuchen für 604 US-amerikanische Unternehmen der Jahre 1969 bis 1980 mittels einer Ereignisstudie, inwiefern deren erstmalig modifizierte Bestätigungsvermerke (davon 63 aufgrund von GC)414 Auswirkungen auf den Aktienkurs nehmen. Die Ergebnisse sprechen insgesamt jedoch nicht dafür, dass eingeschränkte Bestätigungsvermerke und im Besonderen damals auch GCO zu negativen Reaktionen am Kapitalmarkt führen.415 Allerdings können die Autoren abnormale Renditen für die Monate vor der Veröffentlichung von GCO nachweisen. Sie führen den Effekt darauf zurück, dass die der GCO zugrundeliegenden Ereignisse wie z.B. verletzte Kreditvertragsklauseln in diesem Zeitraum Eingang in den Aktienkurs finden.416

408

409 410 411 412 413 414 415

416

Vgl. Ianniello/Galloppo (2015), S. 622 ff. Die Autoren begründen dieses Ergebnis damit, dass der Prüfer sich bewusst für ein uneingeschränktes Testat mit Zusatz und gegen ein modifiziertes Prüfungsurteil entscheidet. Damit erhöhe sich die Zuversicht der Anleger, dass das Unternehmen die Schieflage erfolgreich überwinden kann. Vgl. ebd., S. 624. Vgl. Kausar/Taffler/Tan (2017), S. 48 f. Vgl. ebd., S. 58. Das Insolvenzrecht in UK enthalte demnach z.B. keine automatic stay provision (Vollstreckungsverbot), was zu einem sog. creditor race führen kann. Vgl. ebd., S. 45. Vgl. Brunelli (2018), S. 82 ff. Vgl. ebd., S. 91 ff. Vgl. Dodd et al. (1984), S. 12, 14. Für Versagungsvermerke waren indes negative abnormale Renditen beobachtbar. Dieses Ergebnis ist allerdings als wenig verlässlich zu bewerten, da nur fünf Unternehmen einen Versagungsvermerk aufwiesen. Zu kritisieren ist weiterhin, dass für keine weiteren Variablen z.B. zur Schieflage kontrolliert wird. Vgl. ebd., S. 22 ff., 34. Vgl. Dodd et al. (1984), S. 22 f.

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Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

Herbohn/Ragunathan/Garsden (2007) untersuchen für 229 australische Unternehmen der Jahre 1999 bis 2003, inwiefern sich eine erstmalig erteilte GCO kurz- und mittelfristig auf den Börsenkurs des Unternehmens auswirkt.417 Die Autoren können ebenfalls nur zeigen, dass sich in dem Jahr vor der GCO negative, abnormale Renditen nachweisen lassen.418 Die GCO vermittle demnach keine neuen Informationen: „The horse has bolted.“419 4.3.3.

Erwartete und unerwartete GCO

Loudder et al. (1992) untersuchen ebenfalls, ob erstmalig erteilte GCO mit negativen, abnormalen Renditen bei 83 US-amerikanischen, börsennotierten Unternehmen der Jahre 1983 bis 1986 assoziiert sind. Dabei unterscheiden sie erwartete und unerwartete GCO.420 Sie können zeigen, dass der Markt sowohl bei Abgabe einer unerwarteten GCO als auch bei Nichtabgabe einer erwarteten GCO mit negativen, abnormalen Renditen reagiert.421 Auch Fleak/Wilson (1994) zeigen, dass die Abgabe von unerwarteten GCO an US-Unternehmen in Schieflage der Jahre 1979 bis 1986 zu einer zusätzlichen, negativen Reaktion am Aktienmarkt führt.422 Sie führen die Reaktion darauf zurück, dass Unsicherheiten bzgl. zukünftiger Ergebnisse bzw. Cashflows bestehen. Jones (1996) untersucht, wie der US-Kapitalmarkt in den Jahren 1979 bis 1988 auf die Abgabe einer GCO reagiert. Die 68 Unternehmen, die eine GCO erhalten, weisen negative, abnormale Renditen auf, die 86 Unternehmen mit einer clean opinion in einer finanziellen Schieflage weisen positive, abnormale Renditen auf.423 Stärker negative, abnormale Renditen lassen sich für unerwartete GCO424 zeigen, dabei wird u.a. für earnings surprise kontrolliert.425 Blay/Geiger (2001) untersuchen ebenfalls, inwiefern die Abgabe einer erstmaligen GCO im Ereignisfenster zu negativen, abnormalen Renditen bei 121 US-amerikanischen Unternehmen der Jahre 1990-1992 führt.426 Eine GCO klassifizieren sie dann als erwartet, wenn das Unternehmen im Weiteren tatsächlich Insolvenz anmeldet und vice versa.427

417 418 419 420 421 422

423 424 425 426 427

Vgl. Herbohn/Ragunathan/Garsden (2007), S. 477 f. Vgl. ebd., S. 482 ff., 491. ebd., S. 473. Zur Einteilung des Samples in diese zwei Gruppen verwenden die Autoren die Parameterschätzung der Probitregression von Dopuch/Holthausen/Leftwich (1986). Vgl. Loudder et al. (1992), S. 77 ff. Vgl. Fleak/Wilson (1994), S. 151 ff. Die Einteilung erfolgt auf Basis von negativen bzw. positiven kumulierten Renditen des Zeitraums 250 Tage bis 30 Tage vor Bekanntwerden des Bestätigungsvermerks. Eine alternative Einteilung folgt einem Z-Score. Vgl. ebd., S. 153 ff. Vgl. Jones (1996), S. 20. Inwiefern es sich um eine unerwartete GCO handelt, wurde vorab mittels einer logistischen Regression zur Erklärung der Abgabe einer GCO ermittelt. Vgl. ebd., S. 13 f. Vgl. ebd., S. 21. Vgl. Blay/Geiger (2001), S. 217 f. Blay/Geiger (2001) nennen ihr Maß für die Markterwartungen „naiv.“ Ebd., S. 209.

Konsequenzen einer GCO für Eigenkapitalgeber

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Nur für unerwartete GCO sind (negative) abnormale Renditen nachweisbar.428 Die Autoren begründen dies damit, dass unerwartete GCO für den Kapitalmarkt Informationsgehalt besitzen.429 Gleichwohl, und von den Autoren ungenannt, könnten die Ergebnisse auch als schwaches Indiz für das Wirken selbstzerstörender Prognoseeffekte gedeutet werden. 4.3.4.

GCO-Einfluss auf den Insolvenzantrag

Chen/Church (1996) untersuchen mittels einer Ereignisstudie die Insolvenzanträge von 106 US-amerikanischen Unternehmen der Jahre 1980-1988. Unternehmen, die zuvor eine GCO erhielten, weisen weniger negative abnormale Renditen im Zeitpunkt des Insolvenzantrags auf als Unternehmen ohne vorherige GCO.430 Dies erkläre sich dadurch, dass die GCO die Überraschung des Insolvenzantrages verringere. Die Ergebnisse haben auch dann Bestand, wenn im Rahmen einer multiplen Regression u.a. für die Insolvenzwahrscheinlichkeit und das Unternehmen betreffende Pressemitteilungen kontrolliert wird.431 An diese Studie anknüpfend untersuchen auch Holder-Webb/Wilkins (2000) die Insolvenzanträge von 217 US-amerikanischen Unternehmen zwischen 1975 und 1996 daraufhin,432 ob eine vorangegangene GCO auch nach SAS No. 59 geeignet ist, die Überraschung eines Insolvenzantrages zu verringern.433 Die Autoren können mittels einer multiplen Regression zeigen, dass eine GCO nach SAS No. 34 entgegen den Ergebnissen von Chen/Church (1996) keinen Effekt auf die abnormalen Renditen in Zusammenhang mit einem Insolvenzantrag hat. Für GCO nach SAS No. 59 lässt sich ein solcher Effekt unter Kontrolle u.a. für die Unternehmensschieflage allerdings belegen.434 Die Autoren begründen diesen Zusammenhang damit, dass der Prüfer mit dem neuen SAS No. 59 erheblich weitreichendere Pflichten im GC-Bereich erfüllen muss, und der Bestätigungsvermerk somit an Informationsgehalt gewinnt.435 4.3.5.

Über- und Unterreaktionen

Taffler/Lu/Kausar (2004) untersuchen die Auswirkungen von 108 GCO auf die Aktienrendite von Unternehmen der Jahre 1995 bis 2000 in UK. Sie zeigen hohe negative, abnormale Renditen für den Einjahreszeitraum nach Abgabe der GCO, nicht aber für das Ereignis selbst. Diese Unterreaktion des Kapitalmarkts bleibt auch bestehen, wenn für einen möglichen post-earnings announcement drift kontrolliert wird.436 Schaub (2006) untersucht, inwiefern Investoren bei Medienberichten über abgegebene GCO in den USA in 79 Fällen der Jahre 1984 bis 1996 überreagieren (overreaction), indem sie GCO zunächst zu stark in ihre Bewertung einbeziehen (negative, abnormale Renditen 428 429 430 431 432 433 434 435 436

Vgl. Blay/Geiger (2001), S. 219. Diese Ergebnisse bestehen auch dann fort, wenn bei einer multiplen Regression u.a. für Größe und weitere Schieflagenmaße kontrolliert wird. Vgl. ebd., S. 222. Vgl. ebd., S. 223 f. Vgl. Chen/Church (1996), S. 121 ff. Vgl. ebd., S. 126. Vgl. Holder-Webb/Wilkins (2000), S. 211. Vgl. ebd. Vgl. ebd., S. 216. Vgl. ebd., S. 209 f. Vgl. Taffler/Lu/Kausar (2004), S. 275 f.

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Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

am Ereignistag) und den Einfluss der GCO in den Folgetagen als schwächer einschätzen (positive Renditen in den Tagen nach dem Ereignis bzw. geringere negative, abnormale Renditen bei Ausdehnung des Ereigniszeitraums).437 Die Autoren können das vermutete Phänomen zeigen.438 Ogneva/Subramanyam (2007) untersuchen mittels einer Ereignisstudie, inwiefern die Abgabe einer erstmaligen GCO den Aktienkurs von 1.159 US-amerikanischen und 91 australischen Unternehmen der Jahre 1993 bis 2004 bzw. 2000 bis 2004 mittelfristig beeinflusst.439 Für das australische Sample können die Autoren keine Effekte zeigen. Für das US-amerikanische Sample hängen die Ergebnisse davon ab, mit welchem Modell die erwarteten Renditen bestimmt werden. Werden Faktormodelle (CAPM oder Fama-French) verwendet oder für einen Momentum Effekt kontrolliert, verschwinden die negativen, abnormalen Renditen des US-Samples.440 Eine Unterreaktion können die Autoren nicht zeigen. Kausar/Taffler/Tan (2009) zeigen, dass im Jahr der Erteilung einer erstmaligen GCO bei den betrachteten 1.293 US-amerikanischen Unternehmen im Zeitraum 1993 bis 2005 signifikant negative, abnormale Renditen zu beobachten sind. Allerdings sind diese abnormalen Renditen nicht unmittelbar um den Ereigniszeitpunkt zu beobachten, sondern äußern sich in einem downward drift des Aktienkurses im Jahr nach Erteilung der GCO.441 Diese Unterreaktion des Marktes erklären die Autoren dadurch, dass hohe Transaktionskosten (insb. durch hohe bid-ask spreads) die Erzielung von Arbitragen verhindern könnten.442 4.3.6.

Auswirkungen auf Konkurrenzunternehmen

Elliott/Highfield/Schaub (2006) untersuchen mittels einer Ereignisstudie, inwiefern die Abgabe von GCO an vier Unternehmen der Immobilienwirtschaft der Jahre 1990 bis 2000 Auswirkungen auf deren Aktienkurs sowie die Aktienkurse der Konkurrenzunternehmen hat.443 Dabei gehen sie der Frage nach, ob die GCO an ein Konkurrenzunternehmen eher als erhöhtes Branchenrisiko bzw. als Ansteckungseffekt (contagion effect) oder als Zeichen für eine baldige Entspannung der Konkurrenzsituation (competition effect) wahrgenommen wird.444 Die durchgeführten Ereignisstudien deuten überwiegend auf negative, abnormale Renditen für das Unternehmen sowie positive, abnormale Renditen für die Konkurrenzunternehmen hin (competition effect).445 Hapsoro/Suryanto (2017) gehen experimentell (2x2-between-subjects-design) der Frage nach, ob sich 437 438

439 440 441 442

443 444 445

Vgl. Schaub (2006), S. 1165 f. Vgl. ebd., S. 1167 ff. Einschränkend ist jedoch anzumerken, dass keine multiple Regression gerechnet wird, mit der für mögliche confounding events oder Jahresabschlussdaten kontrolliert werden könnte. Vgl. Ogneva/Subramanyam (2007), S. 441 f. Vgl. ebd., S. 443 ff. Vgl. Kausar/Taffler/Tan (2009), S. 220 ff. Vgl. ebd., S. 232 ff. Dass Marktfriktionen in Gestalt fehlenden Handelsvolumens für den downward drift verantwortlich zeichnen, schließen die Autoren auf Basis ihrer deskriptiven Statistik aus. Vgl. ebd. Vgl. Elliott/Highfield/Schaub (2006), S. 438 f. Vgl. ebd., S. 437 f. Vgl. ebd., S. 440 ff.

Konsequenzen einer GCO für Eigenkapitalgeber

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die Abgabe einer GCO auf die Analystenbewertung eines Unternehmens sowie dessen Konkurrenzunternehmen in Indonesien auswirkt. Insb. wird der Frage nachgegangen, ob das Prüfungsurteil eines Industriespezialisten zu abweichenden Beurteilungen führt.446 Im Ergebnis wirken sich die GCO negativ auf die Bewertung des Unternehmens und positiv auf die Bewertung der Konkurrenzunternehmen aus. Beide Effekte fallen indes schwächer aus, wenn durch einen Industriespezialisten geprüft wurde.447 Die Autoren begründen das damit, dass Nicht-Industriespezialisten weniger unabhängig seien und eine GCO (d.h. eine Berichterstattung entgegen der Mandanteninteressen) durch diesen Kreis von Prüfern ein stärkeres Signal darstelle.448 4.3.7.

Institutionelle Investoren und Kleinanleger

Menon/Williams (2010) untersuchen ein Sample von 1.914 US-amerikanischen, börsennotierten Unternehmen der Jahre 1995 bis 2006, die eine erstmalig erteilte GCO erhalten. Sie zeigen mittels einer Ereignisstudie, dass die Abgabe einer GCO zu einer negativen Reaktion am Aktienmarkt führt. Zudem verstärkt sich der Effekt, wenn im Bestätigungsvermerk Fragen der Finanzierung den erheblichen Zweifel hervorrufen oder wenn das Unternehmen Kreditvertragsklauseln dadurch bricht, dass es keine clean opinion erhält. Weiter ist auch dann ein stärkerer negativer Effekt aus der GCO zu beobachten, wenn der Anteil der institutionellen Investoren hoch ist.449 Zudem ist nach Abgabe einer GCO eine Verringerung des institutional ownership zu beobachten. Menon/Williams (2010) führen diese Effekte darauf zurück, dass die institutionellen Investoren erfahrener sind und die Folgen der GCO besser einschätzen können (investor sophistication).450 Die Autoren sehen darin nicht nur die Frage beantwortet, ob Investoren auf eine GCO reagieren, sondern auch warum und welche Investoren reagieren.451 Khan/Lobo/Nwaeze (2017) untersuchen 78 Zeitungsartikel über GCO der Jahre 2006 bis 2010, die in den USA im Untersuchungszeitraum für einzelne Börsen verpflichtend waren.452 Diese typischerweise ca. fünf Tage nach Veröffentlichung des 10-K Dokuments erscheinenden Re-Releases werden mit der Ereignisstudienmethodik (abnormale Volatilität der Renditen und abnormales Transaktionsvolumen)453 überprüft. Die Autoren finden mittels eines difference-in-differences Design454 heraus, dass diese abnormalen

446

447 448 449 450 451 452 453 454

Zentraler Schwachpunkt der Studie ist indes, dass keine tatsächlichen Analysten, sondern 107 Bachelor- und Masterstudierende die Probanden der Untersuchung darstellen. Vgl. Hapsoro/Suryanto (2017), S. 206 ff. Vgl. ebd., S. 219 ff. Vgl. Hapsoro/Suryanto (2017), S. 200 ff. Vgl. Menon/Williams (2010), S. 2092. Vgl. ebd., S. 2079 f. Vgl. ebd., S. 2076. Vgl. Khan/Lobo/Nwaeze (2017), S. 241 m.w.N. Vgl. ebd., S. 248. Als Kontrollgruppe dienen 81 Unternehmen ohne verpflichtende Pressemitteilung, die hinsichtlich Schieflage, Größe, Industrie und Jahr vergleichbar sind. Vgl. ebd., S. 245 ff.

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Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

Aktivitäten auf kleine Transaktionsvolumina zurückzuführen sind.455 Sie schließen daraus, dass insb. Kleinanleger die 10-K Dokumente nur eingeschränkt verarbeiten und ihre Informationen in weiten Teilen aus der Presse ziehen.456 Chen et al. (2018) untersuchen für chinesische Unternehmen der Jahre 1995 bis 2011 u.a., inwiefern 712 Unternehmen mit GCO eine andere zukünftige Performance aufweisen als 20.008 Unternehmen ohne GCO.457 Die Autoren können mittels einer multiplen Regression kurzfristig Effekte aus der GCO in Form von negativen, abnormalen Renditen zeigen.458 Wird die GCO indes vom Markt erwartet, sinkt der Einfluss der GCOVariable.459 Bemerkenswert ist zudem, dass die Zahl der Analysten mit der Abgabe der GCO interagiert wird und einen signifikanten Effekt aufweist. Bei Vorliegen von zumindest einem Analysten verschwindet demnach der Effekt einer GCO.460 In der Jahresfrist lassen sich indes keine Unterschiede feststellen.461 Zudem zeigen die Autoren u.a., dass die Abgabe von GCO die Insolvenzwahrscheinlichkeit im Folgejahr, gemessen über Altmans Z-Score erhöht.462 Amin/Harris (2017) untersuchen für 129 US-amerikanische Nonprofit-Organisationen der Jahre 2004 bis 2009, inwiefern die Abgabe einer GCO Einfluss auf die weitere Tätigkeit der Organisationen hat.463 Dabei unterscheiden die Autoren serviceorientierte Organisationen (z.B. Krankenhäuser) und wohltätige Organisationen (z.B. Suppenküchen).464 Im Ergebnis zeigt sich, dass große, versierte Geldgeber ihre Spenden nach einer GCO reduzieren. Indes erhöhen kleine, weniger versierte Geldgeber ihre Zahlungen an die Organisation.465 Die Autoren erklären das Ergebnis u.a. damit, dass kleine, nicht versierte Geldgeber in der Rettung einer angeschlagenen Organisation moralische Genugtuung finden könnten, während große, versierte Geldgeber ihre Mittel in Gefahr sehen und lieber in vergleichbare Organisationen investieren.466 Serviceorientierte Organisationen können im Nachgang einer GCO ihre Umsatzerlöse steigern. Die Autoren erklären dies darüber, dass solche Organisationen die Schieflage über eine stärkere Konzentration auf die Generierung von Umsätzen aus der angebotenen Leistung zu überwinden versuchen.467 Manager von serviceorientierten Organisationen reagieren auf eine GCO mit einer Erhöhung der organisationalen Effizienz,

455 456 457 458 459 460 461 462 463 464 465 466 467

Vgl. Khan/Lobo/Nwaeze (2017), S. 258 f. Vgl. ebd., S. 260 f. Vgl. Chen et al. (2018), S. 44. Vgl. ebd., S. 50 ff. Vgl. ebd., S. 51. Die Autoren diskutieren diese Ergebnisse nicht weiter, womöglich auch deshalb, weil nur wenige Unternehmen von Analysten verfolgt werden. Vgl. Chen et al. (2018), S. 23, 46 f., 50. Vgl. ebd., S. 56. Vgl. ebd., S. 48. Etwaige Endogenitätsprobleme bleiben bei dieser Analyse indes unberücksichtigt. Eine Kontrollgruppe wird mittels eines PSM anhand der Wahrscheinlichkeit einer GCO-Abgabe ermittelt. Vgl. Amin/Harris (2017), S. 9 ff. Vgl. ebd., S. 6 ff. Vgl. ebd., S. 13. Vgl. ebd., S. 4 f. Vgl. ebd., S. 5, 14.

Konsequenzen einer GCO für Eigenkapitalgeber

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während Manager von wohltätigen Organisationen die Effizienz verringern. Die Autoren erklären insb. letzteres durch eine Erhöhung der Ausgaben zur Gewinnung von Spenden.468 4.3.8.

Wertrelevanz und Kapitalkosten

Blay/Geiger/North (2011) untersuchen US-amerikanische Unternehmen der Manufacturing-Industrie der Jahre 1989 bis 2006 in einer finanziellen Schieflage (431 Unternehmen mit einer erstmalig erteilten GCO und 431 anhand von Größe, Branche und Jahr zugeteilte Zwillingsunternehmen ohne GCO).469 Sie können zeigen, dass der Marktwert des Eigenkapitals nach Abgabe einer erstmaligen GCO weniger stark durch Ergebnisse als vielmehr durch Buchwerte von Vermögenswerten und Schulden (Substanzwert) zu erklären ist.470 Die Autoren zeigen somit, dass die Wertrelevanz der Kennzahlen Jahresergebnis und Buchwert des Eigenkapitals u.a. davon abhängt, ob eine GCO abgegeben wurde. Sie bezeichnen diese Beobachtung als market shift in der Bewertung.471 Bei der durchgeführten Studie handelt es sich um eine Wertrelevanzstudie.472 Amin/Krishnan/Yang (2014) untersuchen die Auswirkungen von GCO auf die Eigenkapitalkosten von US-amerikanischen, börsennotierten Unternehmen der Jahre 2000 bis 2010 in Schieflage.473 Anzumerken ist, dass die Autoren Analystendaten der Datenbank I/B/E/S heranziehen, wodurch sich das Sample drastisch reduziert.474 GCO im Allgemeinen sowie wiederholte und erstmalige GCO haben demnach einen positiven Einfluss auf die Eigenkapitalkosten.475 Die Autoren begründen den Zusammenhang über drei Argumente:476 Eine GCO könne ein Signal dafür sein, dass (1) die GC-Annahme verletzt, und in der Folge, dass die Vermögenswerte überbewertet sein könnten; (2) dass das Unternehmen ein höheres Default-Risiko haben könnte und (3) dass es sich schlicht um bad news handelt, die durch eine höhere Volatilität der Renditen zu einer Steigerung der Eigenkapitalkosten beitragen können. Eine Argumentation über mögliche Selbsterfüllungseffekte der GCO findet sich nicht. Eine mögliche Endogenität berücksichtigen die Autoren u.a. durch ein propensity score matching (PSM).

468 469 470 471 472

473

Vgl. Amin/Harris (2017), S. 6, 15. Vgl. Blay/Geiger/North (2011), S. 81 ff. Vgl. ebd., S. 91 ff. Dabei interagieren sie neben der GCO gleichzeitig auch ein Schieflagenmaß mit den relevanten erklärenden Variablen, um den GCO-Effekt hiervon zu separieren. Vgl. ebd., S. 77. Wertrelevanzstudien untersuchen, ob Größen der Rechnungslegung oder Prüfung langfristig Einfluss auf den Börsenkurs nehmen. Zum Vorgehen bei Wertrelevanzstudien vgl. grundlegend Ruhnke/Simons (2018), S. 92 ff. Die Berechnung der Eigenkapitalkosten folgt dabei einem Ansatz nach Easton (2004) als Eigenkapitalkosten = √

474 475 476

𝐸𝑃𝑆2 −𝐸𝑃𝑆1 𝑃𝑟𝑒𝑖𝑠0

, wobei EPS die Konsensschätzung der Analysten für das

nächste und das übernächste Jahr und Preis0 der Börsenkurs vier Monate nach dem Abschlussstichtag. Vgl. Amin/Krishnan/Yang (2014), S. 10. So sind im Durchschnitt nur noch 10 Unternehmen mit einer GCO pro Jahr enthalten. Für das matched sample liegt diese Zahl noch darunter. Vgl. ebd., S. 19 ff. Vgl. ebd., S. 6.

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Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

Die zumeist genutzte Methodik der Ereignisstudie hat im Kontext reflexiver Prognoseeffekte wenig Aussagekraft, da mit ihr auch nicht in einer nachgelagerten Regression zwischen der Veröffentlichung privater bzw. nicht im Modell enthaltener öffentlicher Informationen und etwaigen reflexiven Prognoseeffekten differenziert werden kann. Dieses Problem wird besonders daran deutlich, dass in einer Vielzahl von Studien bei sog. unerwarteten GCO negative, abnormale Renditen gezeigt werden können. Da davon auszugehen ist, dass Prüfer GCO nicht stochastisch abgeben, liegt es nahe, dass insb. bei unerwarteten GCO ein omitted variable bias zu einer Überschätzung des GCOEffektes führen dürfte. Ebenso kann bei solchen Studien, die abnormale Renditen für einen Jahreszeitraum nach der GCO-Abgabe messen, ein survivorship bias hinzutreten, da nur solche Unternehmen betrachtet werden können, die im Folgejahr noch gehandelt werden. Wenngleich die vorgestellten Studien zunächst messen, inwiefern Anteilseigner ihre Bewertung des Unternehmens ändern, kann sich ein geringerer Börsenkurs auch unmittelbar auf andere Akteure des Unternehmens auswirken. Sind z.B. Aktien ein Vergütungsbaustein der Mitarbeiter eines Unternehmens, verringert sich mit dem Börsenkurs diese variable Vergütungskomponente der Mitarbeiter. Dies kann wiederum zu einer Erhöhung der Mitarbeiterfluktuation beitragen. Dieser Abgang von intellektuellem Kapital in Gestalt von Mitarbeitern kann sich wiederum negativ auf den Börsenkurs auswirken. Mithin könnte es sich um einen alternativen Erklärungsansatz für das Phänomen des bei Taffler/Lu/Kausar (2004) und Kausar/Taffler/Tan (2009) festgestellten downward drifts handeln. 4.4. Konsequenzen einer GCO für Fremdkapitalgeber 4.4.1.

Befragungen und Interviews

Auch die Reaktion von Fremdkapitalgebern auf die Abgabe von GCO wird in der Literatur intensiv beleuchtet. Duréndez Gómez-Guillamón (2003) befragen 79 spanische Banker und 33 Analysten zum Nutzen von Bestätigungsvermerken in Kreditvergabebzw. Investitionsentscheidungen.477 Die befragten Banker geben dabei im Mittel an, dass die Vorlage eines Bestätigungsvermerks z.B. für die Kreditvergabe unerlässlich sei, dieser eine relevante Quelle für die Kreditvergabe darstelle und auch die Höhe des gewährten Kredits beeinflusse. Insb. eine GCO habe einen Einfluss auf die Kreditvergabeentscheidung.478 Für die Investitionsentscheidungen von Analysten spielt der Bestätigungsvermerk ebenso eine Rolle. Ein besonderer Effekt einer GCO lässt sich hier indes nicht zeigen.479 Sormunen (2014) untersucht in einer explorativ angelegten Studie, wie Banker GCO wahrnehmen und ob bzw. wie sie diese in ihre Entscheidungen bei kleinen und mittelgroßen Unternehmen (small- and medium-sized enterprises, SME) miteinbeziehen.480 477 478 479 480

Vgl. Duréndez Gómez-Guillamón (2003), S. 551. Vgl. ebd., S. 553. Vgl. ebd., S. 554 f. Vgl. Sormunen (2014), S. 216.

Konsequenzen einer GCO für Fremdkapitalgeber

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Hierfür führt sie semistrukturierte Interviews mit 18 finnischen Bankern.481 Die Interviews legen nahe, dass GCO Informationsgehalt besitzen und als Warnsignal herangezogen werden. Allerdings gilt dies nur, wenn die GCO im Widerspruch zu einer ansonsten guten Einschätzung des Unternehmens steht.482 Verschiedene Banker äußern sich zudem dahingehend, dass eine GCO als selbsterfüllende Prophezeiung wirken könne.483 4.4.2.

Kreditvergabeentscheidungen

Auch die konkrete Situation der Kreditvergabeentscheidung wird, methodisch zumeist über Experimente, untersucht. Firth (1980) untersucht experimentell u.a. den Einfluss von GCO auf 869 Banker sowie 68 Kreditanalysten in UK.484 Im Ergebnis zeigt sich, dass die Probanden unabhängig von einer bestehenden Schieflage im Falle einer GCO dem Unternehmen nur eine niedrigere Kreditsumme anvertrauen.485 Wenngleich die Ergebnisse auf einen inkrementellen GCO-Effekt hinweisen, ist dieser nicht zwingend mit einem Selbsterfüllungseffekt gleichzusetzen. Vielmehr ist davon auszugehen, dass die Probanden in einer realen Entscheidungssituation weitere Informationen heranziehen werden, die den GCO-Effekt abmildern oder eliminieren könnten (schwache externe Validität).486 Gul (1990) untersucht bei 34 Bankern in Australien experimentell in einem 2x2between-subjects-design, inwiefern sich diese durch die Abgabe einer GCO in ihrer Einschätzung des Aktienkurses beeinflussen lassen.487 Es zeigt sich ein schwach signifikanter Effekt der GCO in Richtung einer Verringerung der Einschätzung des Aktienkurses.488 Bamber/Stratton (1997) zeigen experimentell, dass 77 US-amerikanische Banker sich in ihrer Kreditvergabeentscheidung und dem festzulegenden Zinssatz von einem uneingeschränkten Bestätigungsvermerk mit Zusatz wegen einer Unsicherheit (uncertainty) beeinflussen lassen.489 Die Autoren schlussfolgern daraus, dass die Art des

481 482 483 484 485 486 487 488

489

Vgl. Sormunen (2014), S. 217. Vgl. ebd., S. 230. Teilweise ist den Bankern aber auch unklar, welche Informationen mit einem Bestätigungsvermerk vermittelt werden sollen. Vgl. ebd., S. 230. Vgl. ebd., S. 227. Es finden sich allerdings keine weiteren Ausführungen dazu, wie dieser Effekt nach Einschätzung der Banker entstehen könnte. Vgl. Firth (1980), S. 262. Vgl. ebd., S. 264. Vgl. ferner Firth (1980), S. 263, 265 f. Vgl. Gul (1990), S. 18 ff. Dieser Effekt wird indes durch sog. field dependent Banker getrieben. Diese Probanden zeichneten sich in einem vorgelagerten Test dadurch aus, dass sie Schwierigkeiten dabei hatten, einfache Figuren in einem komplexen Muster zu erkennen. Vgl. Gul (1990), S. 17. Dieser Personenkreis soll sich dabei dadurch auszeichnen, dass er neuen Informationen zugänglicher sein soll. Vgl. ebd., S. 18. Vgl. Bamber/Stratton (1997), S. 4, 9. Ein solcher Zusatz ist gem. SAS No. 58.23 ff. notwendig, wenn es sich um eine Unsicherheit über einen Sachverhalt abseits der GC-Thematik handelt, die sich in der Zukunft auflöst, bzw. sich zu einem Zeitpunkt in der Zukunft ausreichende Nachweise finden lassen. Wenn allerdings schon zur Abschlussprüfung Nachweise existiert haben, die dem Prüfer nicht zugänglich waren bzw. nicht zugänglich gemacht wurden, oder die Anhangangaben die Unsicherheit nicht angemessen beschreiben, ist das Prüfungsurteil zu modifizieren. Vgl. SAS No. 58.18. Beispiele für solche Sachverhalte finden sich in SAS No. 58.23 ff. Die Autoren teilen die Teilnehmer in acht

64

Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

abgegebenen Prüfungsurteils für die Banker informativ ist.490 LaSalle/Anandarajan (1997) untersuchen experimentell u.a., inwiefern 490 US-amerikanische Banker ihre Kreditvergabeentscheidung anpassen, wenn statt einem uneingeschränkten Bestätigungsvermerk mit Zusatz ein Versagungsvermerk abgegeben wurde. In einem betweensubjects-design finden die Autoren heraus, dass bei Vorliegen eines Versagungsvermerks die Bereitschaft zur Kreditvergabe sinkt und die Banker die Fähigkeit des Unternehmens zur Rückzahlung des Kredits als weniger wahrscheinlich einschätzen.491 Guiral‐Contreras/Ruiz/Choi (2014) untersuchen experimentell, ob und wie 80 spanische Banker die Kreditwürdigkeit von Unternehmen in Abhängigkeit von der Art der GCO (eingeschränkter Bestätigungsvermerk vs. uneingeschränkter Bestätigungsvermerk mit GC-Zusatz) und der wahrgenommenen Unabhängigkeit des Prüfers (Erhalt von erheblichen Beratungshonoraren des Mandanten) beurteilen.492 Die Autoren können zeigen, dass die Abgabe eines eingeschränkten Bestätigungsvermerks durch die Banker als Warnsignal wahrgenommen wird. Indes können hohe Beratungshonorare nur in Kombination mit einem uneingeschränkten Bestätigungsvermerk mit GC-Zusatz das wahrgenommene Risiko weiter erhöhen.493 Niemi/Sundgren (2012) untersuchen, inwiefern kleine und mittelgroße, finnische Unternehmen nach Erhalt einer GCO vermehrt auf Lieferantenkredite zurückgreifen müssen, da Bankkredite mit zunehmender finanzieller Schieflage schwerer zu bekommen seien. Hierbei greifen sie auf 52.324 Beobachtungen (davon 3.435 mit GCO) der Jahre 1996 bis 2001 zurück.494 Da Lieferantenkredite in Gestalt von z.B. nicht gezogenen Skonti zu deutlich höheren Kapitalkosten führen als Bankkredite, könnte ein GCO-Effekt als Selbsterfüllungseffekt gedeutet werden. Es gelingt den Autoren indes nicht, einen Effekt zu zeigen.495 4.4.3.

Isolierung eines GCO-Effekts

Libby (1979) untersucht ebenfalls experimentell, inwiefern eine GCO Auswirkung auf die Kreditvergabeentscheidung von 36 US-amerikanischen Bankern nimmt.496 Dabei

490 491 492 493 494 495

496

Gruppen, die jeweils zwei vergleichsweise informationsreiche Cases (zu zwei Unternehmen) bearbeiten. Die acht Gruppen entsprechen dabei den möglichen Kombinationen aus clean opinion und Bestätigungsvermerken mit Zusatz für die zwei Cases. Vgl. Bamber/Stratton (1997), S. 4. Vgl. ebd., S. 10. Vgl. LaSalle/Anandarajan (1997), S. 37 ff. Vgl. Guiral‐Contreras/Ruiz/Choi (2014), S. 47. Vgl. ebd., S. 52. Vgl. Niemi/Sundgren (2012), S. 776. Vgl. ebd., S. 782. Die durchweg sehr niedrigen Bestimmtheitsmaße können indes als Indiz dafür gewertet werden, dass die abhängige Variable (Veränderung des Anteils an Lieferantenkrediten an allen Krediten) das zugrundeliegende Konstrukt - Möglichkeit der Beschaffung von Bankkrediten (availability of credit) - nur sehr ungenau misst. Zu kritisieren ist einerseits, dass Lieferanten die Schieflage des Unternehmens antizipieren könnten und die Zahlungsziele entsprechend verkürzen. Andererseits könnten insb. kleine und mittelgroße Unternehmen sich auch mittels einer Kapitalerhöhung refinanzieren. Beide Sachverhalte werden durch das verwendete Surrogat nicht gemessen und können mithin durch die erklärenden Variablen des Modells nicht erklärt werden. Vgl. Libby (1979), S. 44.

Konsequenzen einer GCO für Fremdkapitalgeber

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konstruieren sie aber auch explizit Fälle, in denen das Management auf einen erheblichen Zweifel (hier: material uncertainty) hinweist, der Prüfer aber keine GCO abgibt. Hierdurch können der Effekt der Anhangangaben sowie der GCO getrennt betrachtet werden.497 Zudem werden auch detaillierte Angaben zur Qualität des Managements sowie weitere Informationen zum Unternehmen bereitgestellt.498 Hieraus resultiert ein 2x2x5-Design, das within- und between-subjects Elemente enthält.499 Der Autor kann mittels einer Varianzanalyse u.a. zeigen, dass die Angabe einer material uncertainty im Anhang, ein Jahresabschluss, der auf eine finanzielle Schieflage hindeutet, und eine schwache Beurteilung der Qualität des Managements zu einer deutlichen Steigerung des Zinssatzes führen.500 Eine veränderte Entscheidung durch die Abgabe einer GCO war indes nicht feststellbar.501 Insofern deuten die Ergebnisse auch nicht auf das Wirken reflexiver Prognoseeffekte hin.502 Abdel-Khalik/Graul/Newton (1986) replizieren die Studie von Libby (1979) mit Modifikationen in einem kanadischen Setting.503 Dabei werden 64 erfahrene kanadische Banker als Probanden herangezogen.504 Auch hier zeigt sich kein zusätzlicher Effekt auf die Kreditvergabeentscheidung durch die Abgabe einer GCO.505 Zusätzlich wird untersucht, ob die Erteilung einer clean opinion nach einer GCO im Vorjahr einen Effekt aufweist. Auch hier finden die Autoren keinen Beleg.506 Gul (1987) untersucht experimentell, inwiefern 31 Banker in Singapur bei der Kreditvergabe auf die Abgabe einer GCO reagieren. Dabei bedient sich der Autor eines withinsubjects designs. Im Ergebnis steigt bei den Bankern mit der GCO sowohl das wahrgenommene Risiko (Zinssatz) als auch die Nachfrage nach zusätzlichen Informationen.507 Elias/Johnston (2001) untersuchen für ein Sample von 285 US-amerikanischen Bankern in einem 2 Gruppen umfassenden between-subjects-design, inwiefern die Abgabe einer

497 498 499

500 501 502 503 504 505 506 507

Vgl. Libby (1979), S. 40 ff. Vgl. ebd., S. 40. Vgl. ebd., S. 41. Libby (1979) teilt die Probanden in zwei Gruppen ein: Gruppe A erhält alle acht Fälle ohne GCO, obwohl der Anhang eine material uncertainty ausweist; Gruppe B erhält die acht Fälle mit einer GCO. Zusätzlich erhalten beide Gruppen die verbleibenden vier Fälle, bei denen im Anhang keine material uncertainty berichtet wird und keine GCO abgegeben wird. Vgl. ebd., S. 42. Vgl. ebd., S. 46 ff. Vgl. ebd., S. 49. Die Studie wird deshalb bei verschiedenen Autoren methodisch kritisiert. Vgl. Gul (1987), S. 173 m.w.N.; Abdel-Khalik/Graul/Newton (1986), S. 373 m.w.N. Zu den Modifikationen gegenüber dem Original vgl. Abdel-Khalik/Graul/Newton (1986), S. 273 ff. Vgl. ebd., S. 374. Ausgelassen werden indes die Informationen zur Managementqualität. Vgl. ebd., S. 381. Vgl. Gul (1987), S. 176 ff. Wenngleich in den Ergebnissen grundsätzlich ein Hinweis für das Wirken von Selbsterfüllungseffekten zu sehen sein könnte, sind die Ergebnisse nur sehr eingeschränkt aussagekräftig: Zum einen erscheint das verwendete Untersuchungsdesign für die Teilnehmer sehr durchschaubar zu sein, zum anderen könnte gerade das Teilergebnis, dass sich durch die Abgabe einer GCO die Nachfrage nach zusätzlichen Informationen erhöht, darauf hinweisen, dass die Banker die der GCO zugrundeliegenden Informationen untersuchen und ggf. selbst bewerten möchten. Beide Kritikpunkte dürften dazu führen, dass der GCO-Effekt in dieser Studie tendenziell überschätzt wird.

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Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

GCO die Wahrscheinlichkeit für die Vergabe eines Kredites, ihr Vertrauen in die getroffene Entscheidung, den Zinssatz und ihre Einschätzung zur Insolvenzwahrscheinlichkeit beeinflusst. Die Probanden des Experiments erhielten neben einem Case mit Jahresabschlussinformationen und Bestätigungsvermerk weitere ergänzende Informationen.508 Die Autoren können keine Unterschiede zu dem Fall nachweisen, in dem den Bankern lediglich eine Anhangangabe zu dem GC-Sachverhalt vorliegt.509 Auch Bessell/Anandarajan/Umar (2003) können experimentell für 108 australische Banker grundsätzlich keinen zusätzlichen Effekt aus einer GCO gegenüber dem Fall einer clean opinion und entsprechenden Angaben im Anhang auf die Kreditvergabeentscheidung feststellen.510 Nichtsdestotrotz können die Autoren zumindest zeigen, dass mit Abgabe einer GCO die Nachfrage nach zusätzlichen Informationen steigt,511 die Fähigkeit zur Kreditrückzahlung und die Überlebenswahrscheinlichkeit des Unternehmens geringer und der Einfluss des Testats als höher eingeschätzt wird.512 Für eine Vielzahl von Akteuren, die im Kontext der Unternehmensschieflage ebenfalls relevant sein dürften, lassen sich indes keine Forschungsarbeiten identifizieren. Hierzu zählen insb. Kunden, Lieferanten, Mitarbeiter und dort im Besonderen das Management. 4.5. Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit Die nachfolgenden Studien fokussieren nicht auf einzelne Akteure. Vielmehr wird versucht, den Zusammenhang zwischen GCO-Abgabe und Insolvenzwahrscheinlichkeit zu ergründen. Erste Untersuchungen versuchen mit einfachen, deskriptiven Studien und bestenfalls univariaten statistischen Tests die Existenz eines Selbsterfüllungseffekts zu belegen bzw. durch fehlende Belege in Zweifel zu ziehen. 4.5.1.

Deskriptive Studien

Taffler/Tseung (1984) untersuchen rein deskriptiv 86 britische, börsennotierte Unternehmen, die in den Jahren 1977 bis 1983 unter Zwangsverwaltung gestellt, liquidiert oder abgewickelt wurden. 76 % der insolventen Unternehmen erhielten demnach im letzten Abschluss keine GCO. Weiterhin meldete nur eine Minderheit an Unternehmen, die eine GCO erhalten hat, im Folgejahr Insolvenz an (20 %). Die Autoren deuten dies als Beleg, dass eine GCO eher mit einer Unternehmensfortführung als mit einer Insolvenz assoziiert ist.513 Taffler/Tseung (1984) bemerken, dass ein schwaches Management 508 509 510

511 512 513

Vgl. Elias/Johnston (2001), S. 108 ff. Vgl. ebd., S. 113. Dabei untersuchen die Autoren zusätzlich zu einer clean opinion zwei Formen der GCO: einen uneingeschränkten Bestätigungsvermerk mit Zusatz sowie ein eingeschränktes Prüfungsurteil. Vgl. Bessell/Anandarajan/Umar (2003), S. 270 ff. Vgl. ebd., S. 274. Das Ergebnis zeigt sich indes nur bei einer GCO in Gestalt eines eingeschränkten Bestätigungsvermerks. Vgl. ebd., S. 276. Diese Ergebnisse zeigen sich indes nur bei einer GCO in Gestalt eines uneingeschränkten Bestätigungsvermerks mit Zusatz. Vgl. Taffler/Tseung (1984), S. 263 f. Angesprochen ist mithin implizit ein möglicher Selbstzerstörungseffekt. Es ist indes festzuhalten, dass die Schlussfolgerung der Autoren aufgrund der angestellten Analyse logisch nicht zwingend ist.

Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit

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die GCO als Sündenbock (scapegoat) für die Insolvenz des Unternehmens heranziehen könnte.514 Die Autoren sind allerdings der Meinung, hier werde Ursache und Wirkung vertauscht. Vielmehr sei ein schwaches Management selbst für die Insolvenz des Unternehmens verantwortlich, da der Abschlussprüfer regelmäßig nur auf eine schon bekannte Schieflage hinweise.515 Die Autoren rücken vielmehr in den Fokus, dass die GCO als konstruktive Warnung an das Management interpretiert werden kann, Maßnahmen einzuleiten.516 Boritz (1991) untersucht ebenfalls mögliche Selbsterfüllungseffekte. Von 213 betrachteten börsennotierten, kanadischen Unternehmen mit GCO in den Jahren 1984 bis 1989 sind 92 Unternehmen bis 1990 delisted, unter Zwangsverwaltung gestellt, in einer Restrukturierung, fusioniert, übernommen oder liquidiert.517 Bei 121 Unternehmen seien dagegen keine negativen Konsequenzen feststellbar. Der Autor folgert daraus, dass die Ergebnisse gegen die Existenz von Selbsterfüllungseffekten sprechen und bezeichnet die SFP als Mythos.518 Citron/Taffler (1992) untersuchen börsennotierte Unternehmen in UK der Jahre 1979 bis 1986. Den 86 Unternehmensbeobachtungen von Unternehmen mit GCO werden über ein Matching anhand des Jahres, der Branche, der Größe und der Schieflage Unternehmen ohne GCO zugeordnet.519 24 % der GCO Unternehmen gehen im Folgejahr insolvent, während in der Kontrollgruppe ohne GCO 26 % der Unternehmen Insolvenz anmelden müssen. Die Autoren finden somit keinen Hinweis auf eine Selbsterfüllung.520 Garsombke/Choi (1992) beobachten, dass 87,7 % aller US-amerikanischen Unternehmen mit einer GCO im Zeitraum 1982 bis 1985 im darauffolgenden Jahr keine Insolvenz anmelden. Allerdings erhöht die Abgabe einer GCO die Insolvenzwahrscheinlichkeit gegenüber Unternehmen ohne GCO. Die Autoren führen dieses Ergebnis darauf zurück, dass der Prüfer im Rahmen der Prüfung in den Besitz privater Informationen des Mandanten gelangt ist, die ihm eine genauere Einschätzung ermöglichen. Gleichwohl geben die Autoren explizit auch mögliche Selbsterfüllungseffekte als alternativen Erklärungsansatz an.521 Nogler (2004) untersucht eine Stichprobe von 55 US-amerikanischen Unternehmen aus dem Zeitraum 1985 bis 1991, die nach Erhalt einer GCO im darauffolgenden Jahr keine GCO mehr erhalten.522 Zusätzlich wird ein Matching auf Basis der Bilanzsumme und 514 515 516 517 518 519 520 521 522

Vgl. Taffler/Tseung (1984), S. 268. Vgl. ebd., S. 268. Vgl. ebd., S. 267. Vgl. Boritz (1991), S. 94 f., 179 ff. Vgl. ebd., S. 92 ff. Vgl. Citron/Taffler (1992), S. 239. Vgl. ebd., S. 344. Vgl. Garsombke/Choi (1992), S. 45 ff. Das Sample entstammt einer vorangegangenen Untersuchung von Nogler (1995), in der die Determinanten für eine Rücknahme der GCO im Folgejahr untersucht werden. Von den dort betrachteten 377 bzw. 157 Unternehmen löst sich nur für die hier betrachteten 55 Unternehmen die Unternehmensschieflage in Gestalt einer clean opinion im Folgejahr auf. 181 Unternehmen werden wegen fehlender Daten im Folgejahr aus der Betrachtung ausgeschlossen; 52 Unternehmen (33,1 %) melden

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Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

der Industriezugehörigkeit durchgeführt.523 Die Unternehmen werden für bis zu 18 Jahre beobachtet und vier Gruppen zugeordnet: (1) aktive, börsennotierte Unternehmen, (2) insolvente Unternehmen, (3) übernommene, fusionierte oder nicht länger börsennotierte Unternehmen und (4) Unternehmen, die ihre Geschäftstätigkeit aufgegeben haben.524 In beiden Stichproben findet sich dieselbe Anzahl an aktiven, börsennotierten Unternehmen (40 %), die sich auch in ihrem Börsenkurs nicht statistisch signifikant unterscheiden.525 Jedoch zeigt sich, dass sieben Unternehmen in der Untersuchungs- und fünf Unternehmen in der Kontrollgruppe Insolvenz anmelden mussten. Dieser Unterschied ist auch statistisch signifikant.526 Bezüglich der übernommenen, fusionierten oder nicht länger börsennotierten Unternehmen und der Unternehmen, die ihre Geschäftstätigkeit aufgeben, bestehen keine Unterschiede zwischen Untersuchungs- und Kontrollgruppe. Im Ergebnis geht Nogler (2004) davon aus, dass 71 % der betrachteten Unternehmen in einem darauffolgenden Zeitraum von 12 bis 18 Jahren für die Anteilseigener wertstiftende Investments darstellen.527 Er folgert daraus, dass Unternehmen, die in der Vergangenheit eine GCO erhalten haben, für die Zukunft kein „Langzeitstigma“528 anhafte. Jedoch bemerkt der Autor, dass in den ersten fünf Jahren nach der ersten clean opinion ein erhöhtes Insolvenzrisiko bestehe. Aus dieser Forschungsarbeit lassen sich indes nur sehr eingeschränkt Rückschlüsse bezüglich möglicher reflexiver Prognoseeffekte der GCO ziehen. Zum einen werden gerade solche Unternehmen nicht betrachtet, die innerhalb eines Jahres nach Erteilung einer GCO Insolvenz anmelden, zum anderen werden die Langzeitwirkungen solcher Unternehmen nicht betrachtet, die über mehrere Jahre hinweg eine GCO erhalten. Insb. auch der letztere Fall dürfte eine erhebliche Fallzahl betreffen.529 4.5.2.

Studien unter Verwendung multipler Regressionen ohne Berücksichtigung möglicher Endogenität

Die zentrale Limitation rein deskriptiver Studien ist, dass der GCO-Effekt nicht von etwaigen Effekten aus der Unternehmensschieflage isoliert werden kann. Die Verwen-

523 524 525

526 527 528 529

im Folgejahr Insolvenz an; 50 Unternehmen (31,8 %) werden liquidiert, verschmolzen oder von der Börse genommen. Vgl. Nogler (1995), S. 60. Vgl. ders. (2004), S. 683. Zu kritisieren ist indes, dass nicht für ein Schieflagenmaß kontrolliert wird. Vgl. ebd., S. 684. Die Eignung eines absoluten Börsenkurses erscheint indes wenig geeignet für die von Nogler (2004) intendierte Erfolgsmessung, da dieser vor allem auch von der Stückelung der Anteile abhängt. Zudem erscheint es nicht überzeugend, statistische Unterschiede nur mittels eines nichtparametrischen Tests zu überprüfen, da durch Logarithmieren der Aktienkurse die Anwendungsvoraussetzungen eines T-Tests herzustellen gewesen wären. Vgl. ebd., S. 686. Vgl. ebd., S. 683, 688. Der betrachtete Zeitraum erstreckt sich somit bis in das Jahr 2003. ebd., S. 687. Bspw. lässt sich der deskriptiven Statistik bei Gerakos et al. (2016) entnehmen, dass 82 % der USamerikanischen börsennotierten Unternehmen im Zeitraum von 2000 bis 2014 nach einer GCO im Vorjahr wieder eine GCO erhalten. Vgl. ebd., S. 39. Im Sample von Nogler (1995) werden 39 Unternehmen aufgrund einer GCO im Folgejahr und 10 Unternehmen wegen einer GCO im vorangegangen Jahr ausgeschlossen. Vgl. ebd., S. 60.

Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit

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dung von Regressionsmodellen ermöglicht eine solche Trennung zumindest eingeschränkt. Hopwood/McKeown/Mutchler (1989) untersuchen für US-amerikanische Unternehmen, ob die Abgabe einer GCO einen zusätzlichen inkrementellen Effekt auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit des Unternehmens hat.530 Sie verwenden ein Variablenset, auf das später auch Hopwood/McKeown/Mutchler (1994) zurückgreifen, können einen solchen Effekt zeigen und führen diesen grundsätzlich auf den Informationsgehalt einer solchen GCO zurück.531 Bezug auf das Wirken eines möglichen Selbsterfüllungseffekts nehmen die Autoren nicht. George/Spiceland/George (1996) verwenden ein proportional-hazards survival model mit weiteren erklärenden Variablen nach Cox (1972). Explizit wird auch die GCO als erklärende Variable aufgenommen, darüber hinaus u.a. Unternehmenskennzahlen zur Liquidität, Profitabilität und Verschuldung sowie die Unternehmensgröße und die Industriezugehörigkeit.532 Mithilfe sog. risk ratios, kann dabei der Einfluss einzelner erklärender Variablen aus den Ergebnissen der Cox-Regression ermittelt werden, unabhängig von einer zugrundeliegenden (baseline) hazard function.533 Die Ergebnisse belegen, dass die GCO zu jedem Zeitpunkt der Betrachtung zu einem ca. achtmal höheren Insolvenzrisiko, verglichen mit Unternehmen ohne GCO, führt.534 Das Vorgehen ist so allerdings nicht geeignet etwaige Selbsterfüllungseffekte von der Fähigkeit des Prüfers zu trennen, den Unternehmenszusammenbruch zu prognostizieren.535 Louwers/Messina/Richard (1999) wenden vergleichbar mit George/Spiceland/George (1996) eine discrete-time survival analysis nach Cox (1972) an,536 um zu ergründen, wie sich 210 US-Unternehmen entwickeln, die zuvor im Zeitraum 1984 bis 1991 eine erstmalige GCO erteilt bekommen haben.537 Genauer wird untersucht, wie sich die Wahrscheinlichkeit für eine Unternehmensbeendigung, gemessen als Insolvenz, Verkauf bzw. Fusion oder fehlende Daten, im Zeitablauf von 10 Jahren verändert. 69 Unternehmen melden im betrachteten Zeitraum Insolvenz an, 24 Unternehmen werden verkauft

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Sie untersuchen solche Unternehmen, die zwischen 1974 und 1981 bzw. 1982 und 1985 Insolvenz anmelden mussten sowie Unternehmen ohne Insolvenz derselben Jahre. Vgl. Hopwood/McKeown/Mutchler (1989), S. 26 f. Vgl. ebd., S. 29, 37 ff. Da das Ziel dieser Studie die Insolvenzprognose ist, spielen Endogenitätsprobleme sowie ein möglicher SFP-Effekt eine untergeordnete Rolle. Herangezogen werden 112 US-amerikanische Unternehmen des Jahres 1978 ausgewählter Industrien, die zwischen dem 1. Oktober 1979 und 31. Dezember 1987 Insolvenz anmelden mussten sowie eine Zufallsstichprobe von 534 Unternehmen mit vollständigen Unternehmensdaten für diesen Zeitraum ohne Insolvenz. Vgl. George/Spiceland/George (1996), S. 84 f. Vgl. George/Spiceland/George (1996), S. 81. Die risk ratio (RR) der GCO-Variable errechnet sich als 𝑅𝑅 =

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ℎ0 (𝑡)𝑒 𝛽(𝑋+1) ℎ0 (𝑡)𝑒 𝛽(𝑋)

= 𝑒 2,04 = 7,69. Die abgedruckte risk ratio von 7,71 weicht vermutlich auf-

grund von Rundungsdifferenzen ab. Vgl. ebd., S. 92. Vgl. ebd., S. 93. Entsprechend weisen die Autoren hierauf explizit hin. Vgl. ebd., S. 95. Vgl. ausführlich zum grundsätzlichen Vorgehen sowie zu Abwandlungen Singer/Willett (2003), S. 357 ff. Vgl. Louwers/Messina/Richard (1999), S. 809.

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Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

oder fusionieren und 13 Unternehmen stellen keine Daten mehr bereit. 105 Unternehmen setzen indes ihre Geschäftstätigkeit fort.538 Da außer den Indikatorvariablen für die verstrichenen Jahre seit Erhalt der GCO keine weiteren erklärenden Variablen aufgenommen werden, berechnen die Autoren ein reines baseline model.539 Die Ergebnisse der logistischen Regression stellen die Autoren grafisch als Hazard- und Survival-Funktion dar.540 Sie können zeigen, dass im ersten und auch im zweiten Jahr nach Abgabe einer GCO die Insolvenzwahrscheinlichkeit besonders hoch ist.541 In den Folgejahren sinkt die Insolvenzwahrscheinlichkeit jedoch. Daraus schließen die Autoren, dass ein möglicher SFP-Effekt höchstens in den ersten Jahren nach Abgabe der GCO relevant sein kann, nicht jedoch im weiteren Zeitablauf und verweisen explizit auf die vergleichbare Schlussfolgerung bei Nogler (1995).542 Da die Autoren allerdings keinerlei Kontrollvariablen, insb. zur Schieflage, aufnehmen, trennen sie einen möglichen GCO-Effekt nicht von einem generellen Effekt aus einer Unternehmensschieflage.543 Eine Aufnahme hätte die Ergebnisse möglicherweise relativiert. Foster/Ward/Woodroof (1998) untersuchen 212 US-amerikanische Unternehmen der Jahre 1988 bis 1993 in Schieflage, die Insolvenz anmelden mussten (n=126), sowie Unternehmen ohne Insolvenz in Schieflage (n=95).544 Sie bedienen sich grundsätzlich dem Variablenset von Hopwood/McKeown/Mutchler (1994). Die Autoren können für ihr Sample nur dann einen GCO-Effekt zeigen, wenn nicht für einen Zahlungsverzug oder den Bruch von Kreditvertragsklauseln kontrolliert wird.545 Die Autoren implizieren, dass es sich bei dem in anderen Studien – wie Hopwood/McKeown/Mutchler (1994) –

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Vgl. Louwers/Messina/Richard (1999), S. 811. Vgl. Singer/Willett (2003), S. 374 ff. Technisch handelt es sich um ein logistisches Regressionsmodell, bei dem der Eintritt der Unternehmensbeendigung auf die Indikatorvariablen für die verstrichenen Jahre seit Erhalt der GCO regressiert werden, allerdings ohne eine Konstante zu schätzen. Jedes Unternehmen geht dabei mit maximal t Beobachtungen in die Untersuchung ein, wobei t hier die Anzahl der Jahre bis zur Unternehmensbeendigung darstellt. Tritt das Ereignis für einzelne Unternehmen nicht innerhalb des Beobachtungszeitraums ein, wird zudem von rechtszensierten Daten gesprochen. Vgl. Reimer/Barrot (2013), S. 332; Louwers/Messina/Richard (1999) verwenden dieselbe Terminologie. Bei diesen Funktionen werden Hazard- (Sterbe-) bzw. Survival- (Überlebens-)Raten abgetragen. Die Hazard-Rate für das dritte Jahr 𝜆3 errechnet sich aus der Anzahl der Unternehmensbeendigungen im dritten Jahr, dividiert durch die Anzahl der Unternehmen, die zumindest das zweite Jahr überlebt haben. Die Survival-Rate für das dritte Jahr 𝑃3 berechnet sich als (1 − 𝜆3 )𝑃2 𝑃3 . Vgl. Reimer/Barrot (2013), S. 334. 𝜆3 ist dabei unmittelbar den Ergebnissen der Regression zu entnehmen, indem die 1 Logits für die Variable in Wahrscheinlichkeiten überführt werden: 𝜆3 = = 0,099. Die Er1+𝑒 −(−2,21) gebnisse werden zudem mittels eines Holdout-Samples grafisch auf ihre Vorhersagekraft überprüft. Vgl. Louwers/Messina/Richard (1999), S. 813. Sie sehen dieses Ergebnis als im Einklang mit dem Phänomen der SFP an. Vgl. Louwers/Messina/Richard (1999), S. 814. Die Autoren sehen diese Kritik grundsätzlich auch. Vgl. ebd., S. 814. Vgl. Foster/Ward/Woodroof (1998), S. 355 f. Vgl. ebd., S. 359 f. Allerdings verschwindet spiegelbildlich auch der Effekt der Variable für den Zahlungsverzug, wenn für GCO kontrolliert wird.

Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit

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gezeigten GCO-Effekt um einen omitted variable bias handelt, der durch die Hinzunahme der beiden Variablen zu den Kreditvertragsklauseln und dem Zahlungsverzug beseitigt werden kann.546 Geiger/Raghunandan/Rama (1998) untersuchen u.a., ob die Abgabe einer erstmaligen GCO zu einer Erhöhung der Insolvenzwahrscheinlichkeit führt.547 Sie können einen signifikant positiven Effekt zeigen und führen diesen auf das Wirken einer SFP zurück.548 Citron/Taffler (2001) untersuchen für den Zeitraum 1986 bis 1993 Unternehmen mit GCO in UK.549 In der logistischen Regression wird die Insolvenz auf die Unternehmensgröße, die Unternehmensschieflage, die Abgabe einer GCO, das Listing und das Vorliegen eines Verlustes regressiert. Das Modell enthält mit Ausnahme der Konstante keinen signifikanten Koeffizienten. Das Gesamtmodell ist insignifikant und das Pseudo R2 beträgt nur 5 %.550 Die Ergebnisse überraschen, da nicht einmal der Z-Score als Surrogat der Unternehmensschieflage signifikant ist (Koeff.: 0,00, p-Wert: 0,94).551 Die Autoren interpretieren ihre Ergebnisse als Beleg gegen das Wirken möglicher Selbsterfüllungseffekte.552 Sie deuten an, dass der fortdauernde Glaube an Selbsterfüllungseffekte im Sinne einer Unabhängigkeitsgefährdung als Vorwand genutzt werden könnte, auf die Abgabe einer GCO zu verzichten.553 Gutierrez et al. (2018) vergleichen die Klassifikationsleistung bzw. Vorhersagekraft verschiedener logistischer Regressionsmodelle unter Zuhilfenahme von Rechnungslegungsdaten, Aktienkursen und makroökonomischen Daten der Jahre 1996 bis 2015 für 31.527 bzw. 24.583 US-amerikanische Unternehmensbeobachtungen mit einem Modell, dass nur GCO sowie jahres- und industriefixe Effekte enthält.554 Anhand der ROCKurven bzw. auf Basis der Fläche unter der ROC-Kurve (AUC) ist weder das logistische 546

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Vgl. ferner Foster/Ward/Woodroof (1998), S. 370. Auffällig ist indes, dass auch ohne Einbezug der genannten, zusätzlichen Variablen kaum eine der Kontrollvariablen von Hopwood/McKeown/Mutchler (1994) signifikant ist. Vgl. Foster/Ward/Woodroof (1998), S. 359 f. Altman (1998) zweifelt die Verallgemeinerungsfähigkeit dieser Ergebnisse dahingehend an, als dass in den Jahren 1992 bis 1997 ca. 50 % der Zahlungsverzüge bei Anleihen mit dem Datum des Insolvenzantrages zusammenfallen. In Teilen des von den Autoren betrachteten Zeitraums würden diese Termine ausnahmsweise, aus ungeklärten Gründen stärker auseinanderfallen. Vgl. ebd., S. 373 f. Hierfür ziehen sie eine Stichprobe von 153 US-Manufacturing-Unternehmen mit einer erstmalig erteilten GCO in den Jahren 1990 oder 1991 sowie eine Kontrollgruppe von 197 Unternehmen in Schieflage ohne GCO heran. Vgl. Geiger/Raghunandan/Rama (1998), S. 124 f., 127. Vgl. ebd., S. 123 f., 133. Es lassen sich so 99 Unternehmensbeobachtungen identifizieren. Zu diesen werden auf Basis der Kriterien Jahr, Listing, Branche, Größe und Schieflage Zwillingsunternehmen ohne GCO hinzugenommen. Vgl. Citron/Taffler (2001), S. 356. Vgl. ebd., S. 358. Vgl. Citron/Taffler (2001), S. 358. Eine mögliche Erklärung für den insignifikanten Effekt könnte sein, dass nur Unternehmen mit negativen Z-Scores betrachtet werden, sich diese also in einer extremen finanziellen Schieflage befinden. Vgl. ebd., S. 356. Vgl. Citron/Taffler (2001), S. 353, 356. Methodisch ist diese Schlussfolgerung zu kritisieren, da sie der Logik des Hypothesentestens widerspricht. Das Nicht-Ablehnen einer Nullhypothese ist gerade nicht mit der Annahme der Nullhypothese gleichzusetzen. Vgl. ebd., S. 353 f., 360. Vgl. Gutierrez et al. (2018), S. 42.

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Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

Regressionsmodell auf Basis von Rechnungslegungsdaten noch die prüferische Berichterstattung strikt besser zur Klassifikation geeignet.555 Ein Modell, das zusätzlich auf Börsendaten zurückgreift, übertrifft indes ein GCO-Modell.556 Allerdings zeigen die Autoren, dass alle Modelle an Vorhersagekraft gewinnen, wenn zusätzlich auf GCO zurückgegriffen wird.557 Sie begründen diesen Zusammenhang damit, dass GCO neue Informationen enthalten könnten. Allerdings geben sie als Erklärungsansatz auch mögliche Selbsterfüllungseffekte an.558 4.5.3.

Studien unter Verwendung multipler Regressionen mit Berücksichtigung möglicher Endogenität

Eine Vielzahl von vorangegangenen Forschungsbeiträgen erklärt einen positiven GCOKoeffizienten einseitig mit dem Informationsgehalt der GCO. Der alternative Erklärungsansatz eines Selbsterfüllungseffekts wird ausgeblendet. Wiederum andere Forschungsarbeiten erklären einen positiven GCO-Koeffizienten wiederum einseitig – cum/post hoc ergo propter hoc – nur mit dem Wirken eines Selbsterfüllungseffekts. Die nachfolgenden Arbeiten versuchen beide Effekte zu isolieren. Hierfür wird regelmäßig unterstellt, dass der Prüfer zur Urteilsfindung auf private Daten bzw. auf in den jeweiligen Untersuchungsmodellen nicht berücksichtigte Daten zurückgreift. Indem dieser mögliche omitted variables bias methodisch berücksichtigt wird, lässt sich ein verbleibender Effekt als reflexiver Prognoseeffekt interpretieren. 4.5.3.1.

Fixer Effekt

Gaeremynck/Willekens (2003) untersuchen Selbsterfüllungseffekte im belgischen Rechtsraum ausschließlich für nichtbörsennotierte Unternehmen.559 Untersucht werden 555

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558 559

Vgl. Gutierrez et al. (2018), S. 41, 46. Da eine logistische Regression Wahrscheinlichkeiten für den Eintritt eines Ereignisses und nicht den Eintritt- bzw. Nicht-Eintritt des Ereignisses selbst berechnet, ist es zunächst Aufgabe des Anwenders eine geeignete Wahrscheinlichkeitsschwelle festzulegen, ab der von einem Eintreten des Ereignisses ausgegangen werden soll. Bei der Receiver Operating Characteristic-Kurve handelt es sich um eine grafische Gegenüberstellung der Falsch-Positiv-Rate und der Sensitivität für die Gesamtheit aller möglichen Schwellenwerte. Sind die Kosten für Typ-1- und Typ-2-Fehler unbekannt, ist ein Modell nur dann strikt besser als ein Referenzmodell, wenn dessen ROC-Kurve durchgängig oberhalb der Referenzkurve verläuft. Die Fläche unterhalb der ROC-Kurve (auch area under curve, AUC) kann maximal 1 und minimal, im Falle einer zufälligen Vorhersage, 0,5 betragen. Vgl. Gutierrez et al. (2018), S. 46. Die Aussagen beziehen sich immer nur auf die von den Autoren gerechneten Modelle. Es ist nicht auszuschließen, dass mit einer anderen Methode und/oder anderen Variablen ein Modell entwickelt werden kann, dessen Vorhersagekraft sich durch die Aufnahme einer GCO-Variablen nicht mehr steigern lässt. Vgl. Gutierrez et al. (2018), S. 32. In einer Zusatzanalyse zeigen die Autoren zudem, dass ein Modell mit Informationen zu GCO durch eine Hinzunahme von Informationen zu Credit Ratings keinen zusätzlichen Erklärungsgehalt besitzt. Vgl. ebd., S. 52. Vgl. ebd., S. 32, 48. Die Arbeit ist insofern interessant als dass die Prüfer im Vergleich zu den typischerweise im USamerikanischen Rechtsraum und in Bezug auf börsennotierte Unternehmen durchgeführten Untersuchungen andere Anreize haben könnten, GCO abzugeben. Zum einen erfolgt die Bestellung der Abschlussprüfer für einen Dreijahreszeitraum. D.h. mit Ausnahme des dritten Jahres besteht keine Gefahr eines Prüferwechsels bei Abgabe einer GCO. Gleichzeitig besteht im belgischen Rechtsraum

Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit

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sowohl Insolvenzen als auch freiwillige Liquidationen im Zeitraum 1995 bis 1996.560 Das Untersuchungssample umfasst 52 Beobachtungen mit insolventen Unternehmen, sowie 62 Unternehmen, die freiwillig liquidiert werden. Jeder Beobachtung wird mittels eines Matching-Verfahrens anhand von Unternehmensgröße, Branche und Jahr ein Vergleichsunternehmen ohne Insolvenz bzw. Liquidation zugeordnet.561 Die Autorinnen verwenden ein simultanes Gleichungssystem zur Berücksichtigung von Endogenitätsproblemen in Gestalt von Simultanität.562 Es zeigt sich, dass bei Verwendung des Gesamtsamples die Abgabe einer GCO Selbsterfüllungseffekte auslöst. Wird indes nur ein Subsample der freiwilligen Liquidationen zuzüglich entsprechender Vergleichsunternehmen herangezogen, ist kein Selbsterfüllungseffekt nachweisbar.563 Gaeremynck/Willekens (2003) erachten diese Ergebnisse als plausibel, da eine freiwillige Liquidation eher durch das Unternehmen selbst und gerade nicht von anderen Stakeholdern wie z.B. Banken initiiert wird.564 Die Ergebnisse sprechen mithin für die Existenz eines Selbsterfüllungseffekts. Vanstraelen (2003) untersucht ebenfalls belgische Unternehmen zwischen 1992 und 1996. Den 392 insolventen Unternehmensbeobachtungen werden dabei nach den Kriterien Jahr, Branche und Größe sowohl 392 Unternehmen in Schieflage als auch 392 Unternehmen ohne Schieflage gegenübergestellt. Es findet sich allerdings kein börsennotiertes Unternehmen unter den insolventen Unternehmen.565 Bemerkenswert ist auch, dass die Autorin zwischen erstmalig erteilten GCO und wiederholten GCO unterscheidet. Im Ergebnis kann mittels einer logistischen Regression für beide Variablen gezeigt werden, dass sich die Insolvenzwahrscheinlichkeit mit Abgabe einer GCO erhöht.566 Diesen Befund interpretiert die Autorin als Beleg für eine SFP in Belgien. Die Ergebnisse bestehen auch dann fort, wenn eine mögliche Endogenitätsproblematik (omitted variables) mittels eines Kontrollfunktionsansatzes berücksichtigt wird.567

560 561 562 563 564 565 566 567

verglichen mit den USA ein geringeres Haftungsrisiko für den Prüfer, was wiederum die Nichtabgabe einer GCO begünstigen könnte. Vgl. ferner Gaeremynck/Willekens (2003), S. 67 f. Vgl. Gaeremynck/Willekens (2003), S. 77. Vgl. ebd., S. 72. Die Autorinnen nehmen dabei die Sichtweise ein, dass die Insolvenzwahrscheinlichkeit auch die GCO-Abgabe beeinflusst. Vgl. ebd., S. 77. Vgl. ebd., S. 78. Vgl. Vanstraelen (2003), S. 236. Vgl. ebd., S. 247. Vgl. ebd., S. 243 ff. Dieses Vorgehen ist verschiedentlich zu kritisieren, da die Ergebnisse dieser Regressionen nicht berichtet werden und einzig auf einen insignifikanten Koeffizienten der Residuen abgestellt wird. Zur Beurteilung der Robustheit der Ergebnisse wären hingegen auch Informationen bereitzustellen gewesen, ob die verwendeten Instrumente, u.a. Länge der Prüfer-Mandanten-Beziehung und Prüfungshonorare, geeignet sind und ob sich die Koeffizienten der beiden GCO-Koeffizienten gegenüber dem ursprünglichen Modell ändern. Weiterhin sind sowohl die Variablen der erstmaligen GCO als auch der wiederholten GCO für sich genommen endogen. Bei konsequenter Anwendung eines Kontrollfunktionsansatzes hätte für jede endogene Variable eine separate Kontrollfunktion geschätzt werden müssen und es hätten die Residuen beider Kontrollfunktionen in die Regression zur Schätzung der Insolvenzwahrscheinlichkeit aufgenommen werden müssen. Vgl. zur Technik des Kontrollfunktionsansatzes Wooldridge (2015), S. 421, 443.

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Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

Carey/Geiger/O’Connell (2008) untersuchen 68 australische Unternehmen mit erstmalig erteilter GCO der Jahre 1994 bis 1997 sowie 68 Beobachtungen von Unternehmen ohne GCO in Schieflage. Im Rahmen einer logistischen Regression wird der Einfluss der Abgabe einer GCO auf die Unternehmensbeendigung untersucht. Die Autoren stellen hierbei nicht auf die Insolvenz ab, sondern fassen ein Delisting oder eine Liquidierung des Unternehmens binnen zwei Jahren nach der Unterschrift des Bestätigungsvermerks als Unternehmensbeendigung auf. Ein statistisch signifikanter Einfluss der GCO kann nicht gezeigt werden.568 Die Ergebnisse deuten mithin nicht auf das Vorliegen von Selbsterfüllungseffekten im australischen Kontext hin. Überraschend ist indes, dass auch die Variable zur Insolvenzwahrscheinlichkeit nach Zmijewski (1984) insignifikant ist. Die Autoren führen dies auf die geringe Varianz der Variablen zurück569 und untersuchen zudem einen möglicherweise endogenen Zusammenhang in Gestalt von Simultanität.570 Mayew/Sethuraman/Venkatachalam (2015) untersuchen für 45.265 US-amerikanische Unternehmensbeobachtungen, inwiefern ein GCO-Effekt auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit bestehen bleibt, wenn für die Ausführungen des Managements im MD&A-Abschnitt des 10-K Dokuments kontrolliert wird.571 Die Autoren können zeigen, dass sowohl der linguistic tone der Darstellungen im MD&A-Abschnitt als auch eine konkrete GC-Aussage des Unternehmens einen inkrementellen Beitrag zur Erklärung der Insolvenzwahrscheinlichkeit leisten. Werden neben den Jahresabschlussdaten zudem Börsendaten in das Modell aufgenommen, verschwindet zudem der GCO-Effekt.572 Es bleibt allerdings unklar, warum die Autoren nur die freiwilligen GC-Ausführungen des Managements im ungeprüften MD&A-Abschnitt überprüfen, die im Falle eines erheblichen Zweifels an der Unternehmensfortführung keine Auswirkungen auf das Prüfungsurteil haben.573 4.5.3.2.

Unternehmensgröße (Moderator)

Reflexive Prognoseeffekte abseits eines möglichen fixen Selbsterfüllungseffekts spielen in der Prüfungsforschung bislang eine untergeordnete Rolle. Pryor/Terza (2002) untersuchen 64 US-amerikanische Unternehmen mit GCO und 200 Unternehmen in finanzi568 569 570 571 572 573

Vgl. Carey/Geiger/O’Connell (2008), S. 75. Vgl. ebd., S. 76. Vgl. ebd., S. 77. Vgl. Mayew/Sethuraman/Venkatachalam (2015), S. 1627. Vgl. ebd., S. 1636. Interessant wäre in diesem Kontext vielmehr gewesen, ob die Manager in den Fußnoten bzw. im Anhang des Jahresabschlusses angemessene Ausführungen tätigen oder nicht. D.h. zunächst hätte untersucht werden können, inwiefern GCO in Form von uneingeschränkten Bestätigungsvermerken mit Zusatz und modifizierte Prüfungsurteile unterschiedlich Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit nehmen. Ohne diese Variable kann das Ergebnis der Autoren auch folgendermaßen interpretiert werden: Das Management tätigt Angaben nur im MD&A-Teil des 10-K Dokuments und erhält mithin ein modifiziertes Prüfungsurteil. Umgekehrt könnte der Prüfer ggf. unzulässigerweise im Falle von GC-Ausführungen des Managements eine GCO-Abgabe unterlassen und hierauf gegebenenfalls (künftig) nur in Form eines CAM hinweisen. Für eine experimentelle Untersuchung des sog. rebound-Effekts im Kontext der Prüfung geschätzter Werte vgl. Asbahr/Ruhnke (2017).

Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit

75

eller Schieflage, jedoch ohne GCO, zwischen den Jahren 1989 und 1993. Dabei untersuchen die Autoren zudem erstmals verschiedene Interaktionseffekte. Sie zeigen, dass die Größe des Mandanten bei Abgabe einer GCO einen signifikant positiven Zusammenhang mit der Insolvenzwahrscheinlichkeit des Mandanten aufweist. Sie erklären den Zusammenhang damit, dass Prüfer bei großen Unternehmen versuchen, die Abgabe einer GCO zu vermeiden, und nur bei einer schweren Schieflage eine GCO abgeben. Ein sich ergebender Überraschungseffekt soll dann zu verstärktem Handeln der Adressaten des Jahresabschlusses führen.574 Methodisch ist zu kritisieren, dass eine signifikante Interaktion GCO*Unternehmensgröße auch den alternativen Erklärungsansatz zulässt, dass GCO hier nur die Schieflage approximiert. D.h. die Wirkung des Größeneffektes ändert sich möglicherweise mit dem Grad der Unternehmensschieflage.575 Die Autoren untersuchen zudem den Einfluss des Anteils von börsennotiertem Fremdkapital am gesamten Fremdkapital des Mandanten. Vermutet wird, dass die Inhaber von Anleihen stärker auf das gerichtliche Insolvenzverfahren angewiesen sind und nicht in dem Maße wie Banken die Möglichkeit besitzen, ihre Ansprüche in privaten Verhandlungen durchzusetzen. Zudem sei ein Überraschungseffekt für die Inhaber von Anleihen größer.576 Sie können indes weder bei Vorliegen einer GCO, noch bei Nichtabgabe einer GCO einen Effekt des Anteils von börsennotiertem Fremdkapital zeigen. Ein möglicher Grund für das Verwerfen der Alternativhypothese könnte sein, dass einzig der Anteil des börsennotierten Fremdkapitals am gesamten Fremdkapital gemessen und mit der GCO-Variablen interagiert wird. Dabei wird außer Acht gelassen, dass zunächst die Fremdkapitalquote des Unternehmens hinreichend hoch sein sollte, damit sich hier Effekte ergeben können.577 Da die Autoren keine deskriptiven Statistiken zur Zusammensetzung ihrer Stichprobe bereitstellen, lässt sich nicht abschätzen, wie plausibel dieser Erklärungsansatz ist. Im Ergebnis deutet diese Arbeit aber auf die Existenz eines Selbsterfüllungseffekts hin. Gerakos et al. (2016) untersuchen für 69.266 US-amerikanische Unternehmensbeobachtungen der Jahre 2000-2014, inwiefern die erstmalige Abgabe einer GCO die In-

574

575

576 577

Vgl. Pryor/Terza (2002), S. 110. Die Publikation basiert dabei auf den Ergebnissen von Pryor (1996). Dort wird die Interaktion aus GCO und Unternehmensgröße explizit als Kontrollvariable eingefügt, da diese Interaktion als Operationalisierung für eine Vielzahl an Konstrukten diene. Vgl. ebd., S. 4. In der Originalpublikation von Pryor (1996) verschwindet zudem der GCO-Effekt, wenn die Untersuchung mit 100 zufälligen Stichproben gerechnet wird. Vgl. ebd., S. 113. Dieses Ergebnis ist dahingehend beachtlich, als dass die Stichprobe der publizierten Ergebnisse nur 2 bzw. 8 InsolvenzBeobachtungen enthält, die vorab keine GCO erhalten. Vgl. ebd., S. 71 und Pryor/Terza (2002), S. 104. Vgl. ebd., S. 97 ff. Dieser Gedankengang lässt sich an einem einfachen numerischen Beispiel illustrieren: Finanziert sich ein Unternehmen zu 90 % aus Eigenkapital und zu 10 % aus börsennotiertem Fremdkapital, nimmt die Variable PUBDEBT ihren Maximalwert an und sollte der Argumentation in Pryor/Terza (2002) folgend einen starken Selbsterfüllungsmechanismus auslösen. Wenn indes ein Unternehmen zu 10 % aus Eigenkapital und zu 90 % aus börsennotiertem Fremdkapital besteht, nimmt die Variable PUBDEBT ebenfalls ihren Maximalwert an. Die Verhandlungsposition der Fremdkapitalgeber ist in diesem Fall aber als ungleich stärker einzuschätzen.

76

Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

solvenzwahrscheinlichkeit beeinflusst. Die Autoren wenden erstmals ein bivariates Probitmodell im Kontext dieser Fragestellung an und finden heraus, dass die Abgabe einer GCO die Insolvenzwahrscheinlichkeit durchschnittlich um 0,84 Prozentpunkte erhöht.578 Eine weitere Besonderheit dieser Untersuchung ist, dass die Autoren in beiden Gleichungen mittels eines Random Forest-Klassifikationsverfahrens einen sog. Going Concern- und einen Bankruptcy-Score als weitere Kontrollvariablen aufnehmen.579 Sie interpretieren dabei den GCO-Effekt als Selbsterfüllungseffekt bzw. als inducement channel. Den Korrelationsparameter ρ interpretieren sie als Beleg für die Veröffentlichung privater Informationen des Prüfers (additional information channel).580 Allerdings ist der Koeffizient der GCO-Variable im Hauptmodell nur schwach signifikant, da das 95 %-Konfidenzintervall mit [0,001; 0,658] angegeben ist.581 Der Korrelationsparameter des bivariaten Probitmodells wird mit 0,3 angegeben, was für das Vorliegen privater Informationen spricht.582 Die Autoren grenzen die Untersuchungsstichprobe verschiedentlich ein: Werden etwa nur große (kleine) Unternehmen betrachtet, erhöht (verringert) sich der durchschnittliche marginale Effekt der GCO-Abgabe auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit auf 6,42 (0,28) Prozentpunkte. Werden nur sog. accelerated filers (non-accelerated filers) betrachtet, beträgt der durchschnittliche marginale Effekt 3,23 (0,39) Prozentpunkte. Bei durch Big 4-Prüfungsgesellschaften (Non-Big 4-Prüfungsgesellschaften) geprüfte Unternehmen beträgt der durchschnittliche marginale Effekt 1,82 (0,01) Prozentpunkte.583 Einige dieser GCO-Effekte sind indes nicht signifikant und/oder die Korrelationsparameter ρ sind nicht signifikant.584 Bemerkenswert ist weiterhin, dass das Vorliegen privater Informationen bei den Stichproben großer Unternehmen, accelerated filers und den durch Big 4-Prüfungsgesellschaften geprüften Unternehmen nicht gezeigt werden kann.585 Die Autoren begründen diesen Befund damit, solche Unternehmen unterlägen stärker einem prüfenden Blick der Öffentlichkeit (public scrutiny).586 Die Ergebnisse sind insofern im Einklang mit Pryor/Terza (2002), die gleichsam einen positiven inkrementellen Effekt der Unternehmensgröße bei Vorliegen einer GCO zeigen können, diesen aber mit einem größeren Überraschungseffekt 578 579

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581 582 583 584 585 586

Vgl. Gerakos et al. (2016), S. 2. Bei der Berechnung finden dieselben Kontrollvariablen wie im bivariaten Probitmodell Eingang, allerdings werden stets die Vorjahres- und die Daten des aktuellen Jahres herangezogen. Vgl. ebd., S. 17 ff. Mittels ROC-Kurven können die Autoren zeigen, dass mittels des Random Forest-Klassifikationsverfahrens sowohl eine (zumeist) bessere Klassifikation der GCO-Abgabe als auch der Insolvenzen möglich ist, als bei einem Probitmodell oder mittels der tatsächlich abgegebenen GCOs. Vgl. ebd., S. 33 f. Vgl. ebd., S. 5 ff. Kritisch anzumerken ist, dass dieser Korrelationsparameter nur unter der Prämisse, dass das Modell sämtliche öffentlich zugänglichen Informationen enthält, so zu interpretieren ist. Finden sich indes relevante, öffentlich verfügbare Informationen nicht in dem Modell (im vorliegenden Fall z.B. möglicherweise die Managementkompetenz oder qualitative Abschlussinformationen), so erhöhen die etwaigen Erklärungsbeiträge dieser Informationen ebenfalls den Korrelationsparameter. Diese Limitation wird bei Gerakos et al. (2016), S. 16 explizit angesprochen. Vgl. ebd., S. 41. Vgl. ebd., S. 2. Vgl. ebd., S. 2 f. Da keine Endogenität feststellbar ist, sollte ein univariates Probitmodell gerechnet werden. Vgl. ebd., S. 3. Vgl. ebd., S. 3.

Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit

77

begründen.587 Gerakos et al. (2016) zeigen zudem, dass der inducement effect für Unternehmen mit long-term debt größer ist als für solche ohne long-term debt. Sie begründen diesen Befund damit, dass die Verhandlungsmacht von Kreditgebern grundsätzlich mit dem Verschuldungsgrad steige und eine GCO diese Verhandlungsmacht zusätzlich steigere.588 Es ist anzumerken, dass sich in dem Aufsatz keine Hypothesen finden. Auch die Ergebnisse werden kaum inhaltlich diskutiert und in keinem Fall vor dem Hintergrund einer Theorie gewürdigt. Schließlich sind die Befunde auf Basis unterschiedlich abgegrenzter Stichproben nicht geeignet, einen kausalen Zusammenhang dieser Variablen auf die Stärke eines inducement effects zu zeigen. Denkbar ist in diesem Kontext z.B. der alternative Erklärungsansatz, dass die drei Variablen unterschiedliche Operationalisierungen des Konstruktes Unternehmensgröße sind. Accelerated filers sind solche Unternehmen, die aufgrund eines besonders hohen Streubesitzes und einer hohen Marktkapitalisierung den Jahresabschluss in kürzerer Frist bei der SEC einreichen müssen als andere Unternehmen. Ebenso dürften Mandanten von Big 4-Prüfern im Mittel größer sein.589 4.5.3.3.

Unternehmensschieflage (Moderator)

Arnedo/Lizarraga/Sánchez (2009) untersuchen im Zeitraum 1992 bis 2002 spanische börsen- und nicht-börsennotierte Unternehmen.590 Die Autoren zeigen keinen Haupteffekt aus der Abgabe einer GCO auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit. Sie vermuten jedoch, dass eine Umkehr von in Vorjahren angesammelten diskretionären Periodenabgrenzungen bei Abgabe einer GCO einen zusätzlichen Erklärungsgehalt liefert und finden einen signifikanten Zusammenhang. Sie erklären ihr Ergebnis damit, dass der Prüfer bei Abgabe einer GCO dazu neigt, z.B. über geforderte Wertminderungen eine ergebniserhöhende Abschlusspolitik des Mandanten rückgängig zu machen, was einen zusätzlichen Überraschungseffekt auslöse.

587 588 589

590

Vgl. Pryor/Terza (2002), S. 108 ff. Vgl. Gerakos et al. (2016), S. 3. Dieser Effekt dürfte sich allein dadurch ergeben, dass ab einer gewissen Unternehmensgröße nahezu ausschließlich Big 4-Prüfer zu beobachten sind. Methodisch ist zu kritisieren, dass die Autoren darauf verzichten, wie in der Prüfungsforschung üblich stark regulierte Industrien sowie die Bankenund Versicherungsbranche aus dem Untersuchungssample auszuschließen. Trotz der Aufnahme branchenfixer Effekte dürfte die Aussagekraft der Ergebnisse deshalb nur eingeschränkt sein, nicht zuletzt auch weil die Koeffizienten zu den Kontrollvariablen mitsamt zugehöriger Teststatistiken an keiner Stelle berichtet werden. Ebenso setzen die Autoren keine finanzielle Schieflage voraus. Die Autoren kontrollieren in beiden Gleichungen für prüferfixe Effekte. Aufgrund des zero cells Problems werden mithin Prüfer ausgeschlossen, die im Untersuchungszeitraum entweder nie eine GCO abgegeben oder deren Mandanten nie Insolvenz angemeldet haben. Diese Vorgehensweise dürfte angesichts des geringen Anteils an Insolvenzen dazu führen, dass tendenziell eher Big 4-Prüfungen im Sample verbleiben. Das ist kritisch zu bewerten, da die Autoren gerade für Non-Big 4-Prüfer keinen inducement effect zeigen können. Vgl. Gerakos et al. (2016), S. 43. Untersucht werden 236 insolvente Unternehmen und 236 nicht-insolvente Unternehmen in finanzieller Schieflage. Letztere werden als Zwillingsunternehmen für die insolventen Unternehmen anhand von Unternehmensgröße, Industrie und Geschäftsjahr ausgewählt.

78

Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

Allerdings führen Butler/Leone/Willenborg (2004) die empirische Evidenz u.a. darauf zurück, dass hohe, negative Periodenabgrenzungen kein earnings management i.S. einer geringen Qualität der Rechnungslegung darstellen, sondern vielmehr Spiegelbild der finanziellen Schieflage der Unternehmen sind.591 Ebenfalls könnte die GCO als Surrogat für die Unternehmensschieflage gedeutet werden und der gezeigte Effekt mithin bei Aufnahme einer Interaktion mit einem Schieflagenmaß verschwinden. Weiterhin überrascht es, dass die Autoren ihr Maß der Periodenabgrenzungen in der Interaktion als Indikatorvariable kodieren und somit auf Informationen verzichten. Zudem wird der Einfluss eines Big 4-Prüfers bei Abgabe einer GCO auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit untersucht. Vermutet wird, dass die Adressaten des Jahresabschlusses dem Prüfungsurteil eines Big 4-Prüfers aufgrund einer möglicherweise höheren wahrgenommenen Prüfungsqualität eine höhere Glaubwürdigkeit beimessen. Der angenommene Zusammenhang kann indes nicht gezeigt werden. Darüber hinaus gibt die angewandte ökonometrische Methodik Anlass zur Kritik: Die Autoren verwenden die geschätzten Werte einer GCO zur Überprüfung des Selbsterfüllungseffekts.592 Dieses Vorgehen produziert indes keine konsistenten Parameterschätzer.593 Die Autoren verwenden unterschiedliche Sets an Kontrollvariablen für die Insolvenz- und die GCO-Regression. Dabei ist nicht immer nachvollziehbar, warum einige Variablen nur Eingang in die Insolvenz- oder GCO-Regression finden. So wird z.B. die Fremdkapitalquote nur bei der Schätzung der GCO herangezogen (Instrument), wenngleich sich zweifelsfrei auch ein sachlogischer Zusammenhang zur Insolvenzwahrscheinlichkeit herleiten lässt. Erfüllt ein Instrument nicht die Voraussetzungen eines Instruments, kann dies jedoch zu inkonsistenten Parameterschätzern führen. Arnedo et al. (2012) untersuchen für Spanien, ob Selbsterfüllungseffekte bestehen und ob diese dadurch getrieben sind, dass die GCO für die Abschlussadressaten überraschend waren. Untersucht werden 472 börsen- und nichtbörsennotierte Unternehmen (236 Unternehmen, die in den Jahren 1992 bis 2002 Insolvenz anmelden, sowie 236 Vergleichsunternehmen in Schieflage auf Basis von Unternehmensgröße, Geschäftsjahr und Industrie).594 Die Variable zur Messung der Überraschung wird dabei binär kodiert und nimmt den Wert 1 an, wenn sich die Insolvenzwahrscheinlichkeit gem. Zmijewski (1984) gegenüber dem Vorjahr besonders stark verändert hat.595 Die Autoren berücksichtigen zudem Endogenität in Gestalt von omitted variables über einen Kontrollfunktionsansatz. Im Ergebnis zeigt sich sowohl ein Selbsterfüllungseffekt bei erwarteten GCO als auch ein stärkerer Selbsterfüllungseffekt bei unerwarteten GCO. Zu kritisieren ist, dass sich keine Ausführungen dazu finden, dass die Überraschungsvariable bei der prüferischen Entscheidungsfindung keinen nachweisbaren Effekt besitzt.596 Ebenfalls

591 592 593 594 595 596

Vgl. Butler/Leone/Willenborg (2004), S. 139 ff.; Carson et al. (2013), S. 359. Vgl. Arnedo/Lizarraga/Sánchez (2009), S. 18. Vgl. z.B. Wooldridge (2010), S. 597; ders. (2015), S. 226. Vgl. Arnedo et al. (2012), S. 270. Die Autoren bilden eine Veränderungsvariable und kodieren solche Beobachtungen mit dem Wert 1, die im oberen Quartil dieser Variable liegen. Vgl. ebd., S. 279. Vgl. ebd., S. 281. Möglicherweise hätten diese zusätzlich mit dem Schieflagenmaß interagiert werden müssen, um adäquat in die GCO-Gleichung aufgenommen zu werden.

Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit

79

erstaunt, dass neben der Unternehmensgröße nur zwei weitere Kontrollvariablen signifikant sind.597 4.5.3.4.

Globale Wirtschafts- und Finanzkrise (Moderator)

Frey (2014) untersucht erstmalig deutsche, börsennotierte Unternehmen. Die Untersuchungsstichprobe bilden Unternehmen im CDAX oder Entry Standard in den Jahren 2006 bis 2010, die sich in einer finanziellen Schieflage befinden und erstmalig eine GCO erhalten haben.598 Den so identifizierten 75 Unternehmen wird mittels eines PSM eine Kontrollgruppe von 75 Beobachtungen (54 unterschiedliche Beobachtungen) gegenübergestellt.599 Dem Autor gelingt es dabei für Nicht-Krisenjahre einen signifikanten GCO-Effekt zu zeigen, der für das Wirken eines Selbsterfüllungseffekts spricht. Dieser ist dabei robust gegenüber der alleinigen Betrachtung von Insolvenzen und einer breiteren Definition der Unternehmensbeendigung.600 Weiterhin wird gezeigt, dass der GCOEffekt in Deutschland zur Zeit der globalen Wirtschafts- und Finanzkrise signifikant geringer ausfällt.601 Der Autor führt das darauf zurück, dass die Bereitschaft zur Kapitalüberlassung in Zeiten der Krise unabhängig vom Vorliegen einer GCO zurückhaltender ausfällt.602 Der Gesamteffekt einer GCO in den Krisenjahren errechnet sich durch Addition der Koeffizienten GCO und GCO*KRISE. Die Werte liegen regelmäßig nahe603 bzw. kleiner 0.604 Dies spricht dafür, dass in Zeiten der Krise kein Selbsterfüllungseffekt vorhanden ist, bzw. gar ein Selbstzerstörungseffekt vorliegen könnte.605 Weiterhin wird untersucht, ob die Abgabe einer GCO durch einen Big 4-Prüfer einen abweichenden Effekt auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit hat. Ein solcher zusätzlicher Big 4-Effekt lässt sich hingegen nicht zeigen.606 Konzeptionell ist bemerkenswert, dass der Autor verschiedentlich explizit mögliche Selbstzerstörungseffekte erwähnt.607 So wird etwa in einem Forschungsausblick ausgeführt, dass eine GCO ein gesteigertes Bewusstsein des Managements für die Unternehmensschieflage herbeiführen oder sich die Verhandlungsbasis für die Durchsetzung bestandssichernder Maßnahmen verbessern könnte.608 597

598 599

600 601 602 603 604 605 606 607 608

Es finden sich weitere Ungenauigkeiten im Detail. Zum Beispiel behaupten die Autoren, aus ihren Ergebnissen gehe hervor, dass große Prüfer eher keine GCO aussprechen. Der Effekt ist indes insignifikant (p=0,887). Vgl. Arnedo et al. (2012), S. 280 f. Vgl. Frey (2014), S. 141 und 183. Vgl. ebd., S. 152, 157 ff. und 183. Bei der Bildung des Propensity Scores (PS) werden der operative Cashflow, der Verschuldungsgrad, die kurzfristige Fremdkapitalquote, der ROI, Gewinnrücklagen, das Vorliegen eines Verlustes, die Unternehmensgröße, Big 4, Reporting Lag, die Aktienrendite des Geschäftsjahres und jahresfixe Effekte berücksichtigt. Vgl. ebd., S. 152. Vgl. ebd., S. 123, 171 und 176. Vgl. ebd., S. 183. Vgl. ebd., S. 193. Vgl. ebd., S. 171 Vgl. ebd., z.B. S. 176, 180, XXXI und XXXIV. Diese Überlegungen finden sich bei Frey (2014) indes nicht. Ein Wald-Test der Nullhypothese GCO + GCO*KRISE = 0 hätte hier Aufschluss geben können. Vgl. ebd., S. 174. Vgl. ebd., S. 4, 8, 15, 19, 197. Vgl. ebd., S. 203.

80

Prüfungsforschung zu reflexiven Prognoseeffekten

4.6. Zwischenfazit und Implikationen für die Arbeit Die Studien zum Einfluss möglicher reflexiver Prognoseeffekte auf die prüferische Entscheidungsfindung belegen, dass sich Prüfer mit möglichen reflexiven Prognoseeffekten aus der Erteilung einer GCO auseinandersetzen. Zudem wirkt sich die Einstellung gegenüber diesem Phänomen auf die Entscheidungsfindung aus. Ohne wissenschaftlich fundierte Kenntnisse möglicher Determinanten kann ein solcher Einbezug nur in Gestalt einer Veränderung der Wahrscheinlichkeitsschwelle, ab der eine GCO abgegeben wird, stattfinden. Mit Blick auf Typ 1- und Typ 2-Fehler erscheint es indes zielführender, Determinanten für das Wirken reflexiver Prognoseeffekte zu ermitteln, mit denen Prüfer die Treffgenauigkeit ihrer Prognosen (faktische Wahrheit) erhöhen können. Studien zu Konsequenzen für Eigenkapitalgeber sehen sich methodisch mit der Herausforderung konfrontiert, den Informationsgehalt einer GCO von möglichen reflexiven Prognoseeffekten zu trennen. Das wird insb. bei solchen Studien deutlich, die abnormale Renditen in einem Zeitraum vor der GCO-Erteilung bzw. nur für unerwartete GCO zeigen können. Over- bzw. Underreaction-Effekte deuten indes darauf hin, dass GCO nicht unmittelbar Eingang in den Aktienkurs eines Unternehmens finden. Hintergrund könnte z.B. sein, dass Kleinanleger aufgrund des Phänomens der begrenzten Rationalität anders reagieren als institutionelle Investoren. Diese Studien liefern somit einen schwachen Hinweis auf die Existenz eines möglichen reflexiven Submechanismus. Insgesamt ist die empirische Evidenz bezüglich negativer, abnormaler Renditen durch die Abgabe einer GCO jedoch gemischt. Studien zu Konsequenzen für Fremdkapitalgeber trennen regelmäßig einen möglichen Effekt aus der GCO-Abgabe von einem Effekt aus der Unternehmensschieflage. Während die durchgeführten Experimente nicht einhellig einen Effekt aus der GCO belegen können, lässt sich dennoch festhalten, dass Banker eine GCO als Warnsignal interpretieren. Insb. wenn die Unternehmenslage vorab als positiv eingeschätzt wurde, wird die GCO zum Anlass genommen, weitere Informationen über das Unternehmen einzuholen. Da diese neuerliche Informationsbeschaffung die Kreditvergabeentscheidung möglicherweise verzögert, könnten sich auch hier reflexive Prognoseeffekte ergeben. Wenngleich sich auch bei den Studien zu Konsequenzen für die Kapitalgeber punktuell Ausführungen zu SFP-Effekten finden, findet die eigentliche Erforschung des Phänomens in den Studien statt, die den Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit überprüfen. Während erste deskriptive wie regressionsbasierte Studien Aussagen zu möglichen SFP-Effekten treffen, ohne ein mögliches Endogenitätsproblem adäquat zu berücksichtigen, wird dieses in jüngeren Studien adressiert. Diese Studien kommen nahezu einhellig zu dem Ergebnis, dass eine GCO-Abgabe die Insolvenzwahrscheinlichkeit pauschal erhöht. Zudem befassen sich weitere Studien mit konkreten Determinanten eines solchen Effektes. Identifiziert wurden bislang die Unternehmensgröße,609 der Grad der Unternehmensschieflage610 sowie die globale Wirtschafts- und Finanzkrise.611 609 610 611

Vgl. Pryor/Terza (2002) und Gerakos et al. (2016). Vgl. Arnedo/Lizarraga/Sánchez (2009) und Arnedo et al. (2012). Vgl. Frey (2014).

Zwischenfazit und Implikationen für die Arbeit

81

Offensichtlich ist indes, dass bislang nur ein reflexiver Gesamteffekt untersucht wurde. Keine vorangegangene Forschungsarbeit beleuchtet zugrundeliegende Submechanismen. Das Management, eine zentrale Stakeholdergruppe des Unternehmens, bleibt zudem bislang gänzlich unberücksichtigt.

5. Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen 5.1. Formulierung der Forschungsfrage Aus dem Forschungsüberblick wird deutlich, dass das Phänomen reflexiver Prognoseeffekte bereits verschiedentlich untersucht wurde. Insb. neuere, methodisch anspruchsvollere Studien zeigen dabei zumeist einen fixen Selbsterfüllungseffekt. Eine theoretisch fundierte Untersuchung von Determinanten findet sich bislang nicht. Gänzlich unbeleuchtet bleibt bislang die Rolle des Managements in diesem Kontext. Ein wichtiger Grund für den bislang nicht vorhandenen Literaturbestand dürfte sein, dass erst durch Demerjian/Lev/McVay (2012) eine vergleichsweise allgemeingültige Operationalisierung von Managementkompetenz entwickelt wurde,612 die sich zudem durch eine bessere Datenverfügbarkeit als andere Maße auszeichnet.613 Das Management reagiert auf veränderte Rahmenbedingungen und beeinflusst über Entscheidungen sowie in Verhandlungen mit anderen Stakeholdergruppen maßgeblich die Geschicke des Unternehmens mit (Abschnitte 2.3 und 3). Zu vermuten ist, dass das Management auch Einfluss auf mögliche GCO-induzierte Prognoseeffekte nehmen kann. Hier besteht zweifelsfrei eine Forschungslücke. Diese soll mit der vorliegenden Arbeit geschlossen werden. Besonders untersuchungswürdig erscheint dabei, ob sich ein reflexiver Netto-Prognoseeffekt in Abhängigkeit der Managementkompetenz verändert. FF: Kommt dem Management eine Bedeutung im Kontext reflexiver Prognoseeffekte bei der prüferischen Berichterstattung zur Angemessenheit der Going Concern-Annahme zu? 5.2. Hypothesenherleitung 5.2.1.

Theoretische Erklärungsansätze für Prognosereflexivität

Die vorangegangenen Ausführungen in Abschnitt 2.1 zeigen zwar Strukturmerkmale und Ausprägungsformen reflexiver Prognoseeffekte auf, jedoch beklagt bereits Casparis (1980), dass zwar der Effekt benannt wird, jedoch die zugrundeliegenden Wirkungsmechanismen weitgehend unbekannt sind.614 So ist z.B. bei Merton (1948) bezogen auf das bekannte Beispiel einer Bank in Schieflage völlig unklar, warum einzelne Sparer ihre Einlagen abheben: Denkbar wäre eine reine Panikreaktion. Gleichwohl sind ebenso ein nüchternes, zweckrationales Handeln oder eine bloße Nachahmung des Verhaltens

612 613

614

Für eine vergleichbare Argumentation bezüglich des Zusammenhangs von Managementkompetenz im Kontext von Konglomeraten vgl. Liu (2016), S. 84. Andere Maße zur Messung von Managementkompetenz umfassen etwa das Alter, die Vergütung, die Amtszeit und die Medienpräsenz einzelner Manager. Zudem finden sich auch Studien, die managerfixe Effekte heranziehen. Diesen Studien ist gemeinsam, dass Daten zu einzelnen Managern herangezogen werden müssen, was typischerweise zu einer Reduktion der Stichprobengröße führt. Das Maß nach Demerjian/Lev/McVay (2012) berechnet sich hingegen nur auf Basis von CompustatDaten. Vgl. in Bezug auf Selbsterfüllungseffekte Casparis (1980), S. 124 f.; Ludwig (1991), S. 67 f.; Schnepper (2004), S. 104; Florian (2006), S. 168 und 172 f.

© Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH, ein Teil von Springer Nature 2019 M. Heinrichs, Going Concern Opinion, Managementkompetenz und Insolvenzwahrscheinlichkeit, Auditing and Accounting Studies, https://doi.org/10.1007/978-3-658-27127-5_5

84

Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen

anderer denkbar.615 Weiterhin ist zu fragen, weshalb eine Prognose eine derart starke Überzeugungskraft gewinnen kann, dass Akteure ihr Handeln danach ausrichten.616 Die reine Nennung des Phänomens der Prognosereflexivität dürfte dabei wenig erhellend sein, da in realen Situationen oftmals eine Vielzahl an Akteuren beteiligt ist. Gerade bei Vorliegen verschiedener Submechanismen sind zudem Wechselwirkungen nicht auszuschließen.617 Die Abbildung veranschaulicht die genannten Zusammenhänge bei der Prognose eines Ereignisses.

Abbildung 3: Reflexive Prognoseeffekte als Ergebnis unterschiedlicher Submechanismen618

Insb. Honolka (1976) und Schnepper (2004) tragen einige Erklärungsansätze für mögliche Submechanismen zusammen, die – wenngleich sie nicht separat untersucht werden – nachfolgend kursorisch erläutert werden:619 615 616 617

618 619

Vgl. Florian (2006), S. 184. Vgl. z.B. ebd., S. 169 ff. Vgl. z.B. Schnepper (2004), S. 114 ff. Ebenso können auch sich selbst stabilisierende Kreisläufe entstehen (circulus vitiosis bzw. virtuosi). Vgl. z.B. ebd., S. 114 ff. Allerdings nur bezüglich selbsterfüllenden Effekte vgl. Florian (2006), S. 168 ff. Quelle: Eigene Darstellung. Vgl. Schnepper (2004), S. 106 ff. m.w.N.; Honolka (1976), S. 44 ff.; Smale (1980), S. 35 ff. Auf diese Auswahl nimmt auch Frey (2014) explizit Bezug. Vgl. ebd., S. 21 ff. Einzelne in diesen Fundstellen identifizierte Submechanismen werden hier indes nicht betrachtet, weil ihr Beitrag für die vorliegende Fragestellung als gering eingeschätzt wird. Hierzu zählen insb. der Etikettierungsansatz (labeling approach), der vor allem zur Erklärung von Kriminalität oder Schülerleistungen herangezogen wird und stets natürliche Personen zum Prognosegegenstand hat. Becker (2012) wendet diese Theorie im Kontext von Schülerleistungen auf ein von Esser (1999) entwickeltes Modell zur Wert-

Hypothesenherleitung

5.2.1.1.

85

Theorie der kognitiven Dissonanz

Festinger (1962) folgend streben Menschen nach kognitiver Kongruenz bzw. Harmonie.620 Dissonanzen zwischen einzelnen, zueinanderstehenden kognitiven Elementen (d.h. z.B. Wahrnehmungen, Einstellungen, Informationen, Meinungen, Absichten) werden als unangenehmer Spannungszustand erlebt. Der Theorie der kognitiven Dissonanz folgend wird ein solcher Spannungszustand grundsätzlich vermieden bzw. aktiv beseitigt, wenn eine individuelle Toleranzschwelle überschritten ist. Ein relevanter Submechanismus reflexiver Prognoseeffekte kann daraus entstehen, wenn die durch den Akteur wahrgenommene Prognose kognitive Dissonanzen erzeugt und er diese durch eine Verhaltensänderung zu beseitigen versucht. Bspw. könnte eine von externer Stelle prognostizierte Unternehmensbeendigung bei einem Mitarbeiter im Widerspruch zur eigenen, positiven Wahrnehmung des Unternehmens und zur Entscheidung, dem Unternehmen treu zu bleiben, stehen (Dissonanz). Um Konsonanz herzustellen, könnte der Mitarbeiter dieses neue kognitive Element ausblenden (selektive Wahrnehmung),621 mit gesteigertem Arbeitseinsatz der Unternehmensbeendigung entgegenwirken (mögl. Selbstzerstörungseffekte) oder vollends den Mut verlieren und sämtliche Bemühungen zur Rettung des Unternehmens einstellen (mögl. Selbsterfüllungseffekte).622 5.2.1.2.

Bezugsgruppentheorie

Die Bezugsgruppentheorie zielt darauf ab, dass die individuelle Meinung bzw. die zentrale Handlungsmotivation des Einzelnen nicht rein subjektiv ist, sondern in gewissem Maße durch Normen und Werte bestimmter Bezugsgruppen bzw. durch deren Gruppenurteile geprägt ist. Die Übernahme solcher Mehrheitsmeinungen findet stellenweise sogar dann statt, wenn diese als falsch erkannt werden.623 Dabei steigt diese Bereitschaft mit der Öffentlichkeit der Situation, d.h. mit dem Anpassungsdruck, an. Aber auch die Übernahme von Gruppenurteilen einer Bezugsgruppe, der der Akteur objektiv nicht angehört, ist denkbar. So formuliert Honolka (1976) das Beispiel, dass insb. Jungwähler die SPD wählen würden. Diese Information kann bei einem Akteur auch dann eine Verhaltensanpassung bewirken, wenn dieser gar kein Jungwähler ist.624 Newcomb (1943)

620 621

622 623 624

Erwartungstheorie an. Anders als bei Opp (2014) dargestellt, handelt es sich nicht um einen eigenständigen Ansatz zur Erklärung reflexiver Prognoseeffekte. Bei Dollinger/Raithel (2006) findet sich zudem eine weiterführende Einführung zu Theorien abweichenden Verhaltens (Devianztheorie). Weiterhin werden der psychoanalytische Ansatz und Reiz-Reaktionsmodelle, deren Anwendbarkeit und Erklärungsgehalt im vorliegenden Kontext selbst von Honolka (1976) infrage gestellt wird, nicht betrachtet. Ebenso unbeachtet bleibt der Placebo-Effekt (vgl. Jones (1977), S. 204 ff.; Ludwig (1991), S. 98 f.; Smale (1980), S. 48 ff.) und der Halo- bzw. der verwandte Hawthorne-Effekt (vgl. Ludwig (1991), S. 100 ff.). Vgl. auch Güttler (2003), S. 228 ff. Angesprochen wäre dann eine kognitive Verzerrung in Gestalt eines Bestätigungsfehlers. Im konkreten Fall würden keine reflexiven Prognoseeffekte auftreten, weil das Handeln des Akteurs gerade nicht beeinflusst wird. Vgl. ferner Honolka (1976), S. 45; Ludwig (1991), S. 96 f. Vgl. z.B. Schnepper (2004), S. 108 m.w.N. Vgl. Honolka (1976), S. 50; Frey (2014), S. 24.

86

Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen

unterscheidet zudem zwischen positiven und negativen Bezugsgruppen.625 Während der Akteur mit den Werten einer positiven Bezugsgruppe übereinstimmt bzw. deren Gruppenurteile übernimmt, versucht er sich demnach von negativen Bezugsgruppen abzusetzen. Auch Merton (1995) fokussiert bei der Erklärung der SFP vor allem auf die Bezugsgruppentheorie.626 Diese könnte auch im vorliegenden Setting relevant sein: So könnte der Prüfer als „Experte“ z.B. mit seiner Prognose selbst eine Bezugsgruppe darstellen, sodass einzelne Akteure ihre Einstellung gegenüber dem Unternehmen in Folge der GCO anpassen. 5.2.1.3.

Schwellenwertmodelle und Herdenverhalten

Schwellenwertmodelle können insb. bei binären Entscheidungssituationen (z.B. Teilnahme/Nicht-Teilnahme) Erklärungsgehalt bieten.627 Auf Granovetter (1978) geht dabei ein Modell zurück, bei dem Kosten und Nutzen der Entscheidung des Einzelnen davon abhängen, wie viele andere einen bestimmten Entschluss bereits gefasst haben. Der individuelle Schwellenwert (Anzahl bzw. Anteil der Akteure, die einen Entschluss bereits gefasst haben), ab dem ein Akteur sich ebenfalls entschließt, ist erreicht, wenn der wahrgenommene Nutzen die wahrgenommenen Kosten der Entscheidung übersteigt.628 Die Akteure handeln mithin rational und unter vollständiger Information.629 Die individuellen Schwellenwerte weichen dabei voneinander ab, da Granovetter (1978) den Akteuren situativ unterschiedliche Eigenschaften zuschreibt. So unterscheidet er am Beispiel von Ausschreitungen den radikalen Aufrührer vom konservativen, unbescholtenen Bürger.630 Letzterer Typus dürfte einen höheren Schwellenwert aufweisen, da er einen niedrigeren Nutzen aus der Teilnahme zieht und höhere Kosten durch eine mögliche Verhaftung zu tragen hätte. Diese Theorie lässt sich auch auf die Erklärung von Streiks oder die Verbreitung von Gerüchten heranziehen.631 Insofern eignen sich auch solche Modelle, mögliche Submechanismen reflexiver Prognoseeffekte zu erklären. Auch sog. Herdenverhalten kann einen möglichen Erklärungsmechanismus darstellen.632 Hierbei passt der einzelne Akteur sein Verhalten an das einer Gruppe an. Um jedoch von Herdenverhalten zu sprechen, ist es notwendig, dass die Akteure über unterschiedliche Informationen verfügen (Informationsasymmetrie).633 Herdenverhalten kann dabei sowohl das Ergebnis rationaler Überlegungen als auch von Irrationalität 625 626 627 628 629 630 631 632

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Vgl. Honolka (1976), S. 50. Vgl. Merton (1995), S. 217 ff., 352; Florian (2006), S. 169. Vgl. Granovetter (1978), S. 1422. Vgl. ebd., S. 1420 ff. Vgl. ebd., S. 1422, 1433. Vgl. Granovetter (1978), S. 1422. Vgl. ebd., S. 1423. Vgl. allgemein Banerjee (1992), S. 797 ff.; Bikhchandani/Hirshleifer/Welch (1992), S. 992 ff.; Freiberg (2004), S. 1 ff. In der Prüfungsforschung führt erstmalig Frey (2014) diesen möglichen Erklärungsansatz an. Vgl. ebd., S. 26 ff. m.w.N. Steigt die Nachfrage nach einem Produkt, so ist dies nicht zwingend auf ein Herdenverhalten zurückzuführen. Vielmehr könnte die Kaufentscheidung der Akteure ohne gegenseitige Wechselwirkung aufgrund eines besonders niedrigen Preises zustande gekommen sein.

Hypothesenherleitung

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sein.634 Rationales Herdenverhalten, d.h. ein Handeln des Einzelnen unter Vernachlässigung seiner eigenen privaten Informationen lässt sich dabei u.a. über sog. Informationskaskaden erklären.635 Hierbei handelt der Akteur deshalb unter Vernachlässigung seiner privaten Informationen, weil er die eigene Information als zu schwach wahrnimmt. Die vorgenannten theoretischen Erklärungsansätze sind grundsätzlich geeignet, reflexive Prognoseeffekte zu erklären. Aus Sicht des Managements können reflexive Prognoseeffekte, die auf andere Stakeholder wirken, zu einer Veränderung der Unternehmenssituation führen. Wie dargestellt können einzelne Mechanismen die Schieflage eher verschärfen, andere führen indes tendenziell zu einer Abmilderung. Nachfolgend werden mögliche theoretische Ansätze erörtert, die geeignet sein könnten, die mögliche Rolle des Managements im Kontext der reflexiven Prognoseeffekte zu erklären. 5.2.2. 5.2.2.1.

Theoretische Erklärungsansätze zum Einfluss der Managementkompetenz Ressourcenbasierter Ansatz

Der ressourcenbasierte Ansatz (resource-based view, RBA) ist ein Ansatz zur Erklärung von Wettbewerbsvorteilen aus dem strategischen Management.636 Hierbei wird der Unternehmenserfolg durch Unterschiede in der unternehmensindividuellen Ressourcenausstattung erklärt. Der Ressourcenbegriff umfasst dabei materielle wie immaterielle Ressourcen.637 Nach Barney (1991) sind jedoch lediglich solche Ressourcen relevant, die die Umsetzung von Strategien unterstützen und dadurch zu einer Steigerung der Effizienz und/oder Effektivität des Unternehmens beitragen.638 Der RBA kann dabei weniger als konträres, sondern vielmehr als komplementäres Konzept zur industrieökonomischen Perspektive für die Erklärung von Wettbewerbsvorteilen angesehen werden.639 634 635 636

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Vgl. z.B. Freiberg (2004), S. 4 ff. Darüber hinaus sind weitere Wirkungsmechanismen denkbar, die nachfolgend unberücksichtigt bleiben. Vgl. z.B. ebd., S. 9 ff. m.w.N. Vgl. Barney (1991), S. 99 ff.; Finkelstein/Hambrick/Cannella (2008), S. 105. Eine wichtige Vorarbeit liefert insb. Penrose (1959). Zur Kritik am RBA vgl. Priem/Butler (2001), S. 22 ff.; zur Replik vgl. Barney (2001a), S. 41 ff. Bereits Penrose (1959) sieht das Unternehmen als Komplex an Ressourcen und nennt u.a. Maschinen und Rohstoffe als materielle, die Unternehmensleitung und weitere Mitarbeiter als Beispiele für immaterielle Ressourcen. Vgl. ebd., S. 24 ff. Eine vergleichbare Definition findet sich auch bei Barney (1991), S. 101 f. Gleichwohl lassen sich auch immaterielle und materielle Ressourcen noch weiter differenzieren. Vgl. z.B. Müller-Stewens/Lechner (2003), S. 214. Teilweise werden auch Fähigkeiten (capabilities) als personenbezogene Ressourcen besonders hervorgehoben. Vgl. z.B. Grill (2011), S. 54 f. m.w.N. Vgl. Barney (1991), S. 101. Der Ressourcenbegriff ist dabei uneinheitlich definiert: Bspw. definiert Wernerfelt (1984) Ressourcen denkbar weit: „anything which could be thought as a strength or weakness of a given firm.” Ebd., S. 172. Vorliegend wird jedoch auf die Definition aus Barney (1991) zurückgegriffen, da dieser den Ressourcenbegriff sinnvoll eingrenzt. Vgl. auch Grill (2011), S. 52 f. Vgl. z.B. Mahoney/Pandian (1992), S. 363; Spanos/Lioukas (2001), S. 912; Barney (2001b), S. 644; ders. (2007), S. 122; Grill (2011), S. 51. So führt etwa die Branchenstrukturanalyse nach Porters five forces-Modell Erfolgspotenziale einzig auf Branchencharakteristika zurück und nimmt dabei implizit eine homogene Ressourcenausstattung der Unternehmen einer Branche an. Vgl. Porter (1989), S. 133 ff.; Barney (1991), S. 100; Grill (2011), S. 56.

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Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen

Er nimmt an, dass strategische Ressourcen begrenzt mobil und heterogen zwischen den Unternehmen verteilt sind (notwendige Annahmen).640 Damit diese zu dauerhaften Wettbewerbsvorteilen führen können, stellt Barney (1991) vier weitere Bedingungen an die Ressourceneigenschaften:641 1. Ressourcen müssen wertvoll sein (valuable). Dies setzt voraus, dass das Unternehmen mit ihnen Strategien implementieren kann, die die Effektivität und/oder Effizienz des Unternehmens erhöhen. 2. Ressourcen müssen knapp sein (rare). Das ist der Fall, wenn keine oder nur wenige Wettbewerber über diese Ressourcen verfügen und auf ihrer Basis Strategien implementieren können. 3. Ressourcen dürfen nur begrenzt imitierbar sein (imperfectly imitable). Die Imitierbarkeit wird insb. durch die Imitationsbarrieren Historizität (unique historical conditions), kausale Unklarheit (causally ambiguous) und soziale Komplexität (socially complex) begrenzt.642 Für letzteren Punkt nennt Barney (1991) u.a. explizit unter Verweis auf Hambrick (1987) das Beispiel von Managementteams.643 4. Ressourcen dürfen nicht substituierbar sein (non-substitutable). D.h. auch wenn eine Ressource wertvoll, knapp und begrenzt imitierbar ist, kann ein nachhaltiger Wettbewerbsvorteil nur entstehen, wenn Wettbewerber nicht zeitnah mit einer äquivalenten Ressource dieselbe Strategie implementieren können.644 Barney (1991) argumentiert, dass das Management selbst eine Ressource darstellen kann, die das Potenzial besitzt, nachhaltige Wettbewerbsvorteile zu generieren. Zudem handele es sich dabei um eine Ressource, die für die Implementierung nahezu aller Strategien notwendig ist.645 Auch Castanias/Helfat (1991) und Coff (1997) sehen das Management als mögliche Ressource an.646 Im Detail kann argumentiert werden, dass Managementkompetenz grundsätzlich heterogen und begrenzt mobil ist: Die Heterogenität wird insb. dadurch deutlich, dass unternehmens-, branchen- und allgemeine Kompetenzen einzelner Manager, auch durch unterschiedliche persönliche Eigenschaften und Karriereverläufe, verschieden auf die Unternehmen verteilt sein dürften. Die begrenzte Mobilität dieser Ressource kommt dadurch zum Ausdruck, dass der Wechsel eines Managers in ein branchenfremdes Unternehmen zu einem Untergang seiner unternehmens-

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Vgl. Barney (1991), S. 103. Vgl. ebd., S. 106 ff. Wettbewerbsvorteile liegen vor, wenn das Unternehmen eine wertsteigernde Strategie implementieren kann, die gleichzeitig kein Wettbewerber implementieren kann. Nachhaltige Wettbewerbsvorteile liegen vor, wenn die Wettbewerber nicht in der Lage sind, die Vorteile aus dieser Strategie anderweitig zu replizieren. Vgl. ebd., S. 102. Vgl. für nähere Ausführungen z.B. ebd., S. 107 ff.; Amit/Schoemaker (1993), S. 39. Patente können darüber hinaus als weitere Imitationsbarriere angesehen werden. Vgl. Barney (2007), S. 149. Vgl. ders. (1991), S. 110. Vgl. ebd., S. 111 m.w.N. Vgl. Barney (1991), S. 106, 117; Coleman/Cotei/Farhat (2013), S. 4. Vgl. Castanias/Helfat (1991), S. 155 ff.; Coff (1997), S. 374 ff.

Hypothesenherleitung

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und branchenspezifischen Kompetenzen führt647 und ihn mithin eher zum Bleiben veranlasst. Die notwendigen Bedingungen zur Anwendbarkeit des RBA dürften somit grundsätzlich vorliegen.648 Auch kann davon ausgegangen werden, dass ein kompetentes Management zu einer erhöhten Effizienz und/oder Effektivität des Unternehmens beitragen kann (wertvolle Ressource). Auch eine Knappheit der Ressource Managementkompetenz ist naheliegend: Castanias/Helfat (1991) führen als Beispiel einen ausgewiesenen Marketing-Experten an, der aufgrund seiner hohen Expertise eine höhere Vergütung fordern kann.649 Managementkompetenz ist zudem nur schwer imitierbar: So kann die Kompetenz einzelner Manager in einer spezifischen räumlichen und zeitlichen Situation aufgebaut, eingesetzt und gewachsen sein (Pfadabhängigkeit), z.B. durch interne Beförderungen. Ebenfalls ist denkbar, dass die Imitierbarkeit auch dadurch erschwert wird, dass der unmittelbare Zusammenhang zwischen nachhaltigen Wettbewerbsvorteilen und der Managementkompetenz nur schwer herstellbar ist. Schließlich ist Managementkompetenz als Zusammenspiel eines Managementteams auch ein komplexes soziales Phänomen. Auch wenn Substituierbarkeit in Bezug auf einzelne Manager denkbar ist, erscheint sie nur begrenzt möglich, wenn Managementkompetenz auf Ebene eines Managementteams als Ergebnis sozialer Interaktion der einzelnen Manager betrachtet wird.650 Hier ist denkbar, dass die Kompetenz des Managementteams nicht die Summe der Kompetenzen individueller Manager darstellt, sondern vielmehr als komplementäre Ressourcen, die sich synergetisch ergänzen. Mithin können sie in der Kombination zu einer überproportionalen Wertsteigerung führen.651 Aus Sicht des RBA kann das Management mit einer hohen Kompetenz mithin insb. dann einen Wertbeitrag leisten, wenn es kompetenter ist als andere Managementteams. Das Vorhandensein (nachhaltiger) Wettbewerbsvorteile erhöht dabei die Überlebenswahrscheinlichkeit des Unternehmens.652 Barney (2007) erläutert explizit die Möglichkeit, das Vorhandensein von Wettbewerbsvorteilen über den Z-Score nach Altman (1968) zu messen.653 Spiegelbildlich erachten Thornhill/Amit (2003) den RBA auch als geeigneten Erklärungsansatz für einen unterdurchschnittlichen Unternehmenserfolg bis hin zur Unternehmensbeendigung. Dieser sei dann zu erwarten, wenn es dem Manage647

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In diesem Sinne können durch den Manager ggf. weiterhin Ricardorenten aus der generischen Managementkompetenz erwirtschaftet werden. Ricardorenten bezeichnen dabei den zusätzlichen Ertrag, der bei Einsatz der Ressource erwirtschaftet wird. Durch die nicht bzw. nur eingeschränkt übertragbare unternehmens- und branchenspezifische Kompetenz kommt es aber zum Verlust von Quasirenten. Quasirenten bezeichnen dabei den Unterschied in den Erträgen zwischen der bestmöglichen und der nächstbestmöglichen Verwendung einer Ressource. Vgl. Castanias/Helfat (1991), S. 162 m.w.N. Vgl. Liu (2016), S. 73. Für mögliche Probleme vgl. Coff (1997), S. 376. Vgl. Castanias/Helfat (1991), S. 161. Vgl. Castanias/Helfat (2001), S. 664; Finkelstein/Hambrick/Cannella (2008), S. 121 ff.; Prahalad/Bettis (1986), S. 489; Pitcher/Smith (2001), S. 2; Liu (2016), S. 73 f. Vgl. ferner Barney (1991); Wernerfelt (1984), S. 173 f.; Kim/Finkelstein (2009), S. 619; Amit/Schoemaker (1993), S. 39. Vgl. Coleman/Cotei/Farhat (2013), S. 2; Thornhill/Amit (2003), S. 498; Wernerfelt (1984), S. 173; Esteve-Pérez/Mañez-Castillejo (2008), S. 231 ff. Vgl. für diese eher ungenaue Operationalisierung Barney (2007), S. 18.

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Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen

ment nicht gelingt, die Ressourcenausstattung an die Anforderungen der Branche anzupassen.654 So könnte vermutet werden, dass ein kompetenteres Management auch bei einer möglichen, weiteren Verschärfung der Krise durch eine GCO-Abgabe, einen Wertbeitrag leistet und die Ressourcenausstattung des Unternehmens entsprechend anpasst. Das Management und andere wertvolle Ressourcen können aber auch dann wichtig sein, wenn sie nicht selten (rare) sind. Insb. wenn in einer Branche keinerlei nachhaltige Wettbewerbsvorteile existieren, erhöht die effiziente Ausnutzung der vorhandenen Ressourcen die Überlebenswahrscheinlichkeit des Unternehmens.655 Bereits Libby (1979) konnte experimentell zeigen, dass Banker die Qualität des Managements bei Kreditvergabeentscheidungen in Gestalt niedrigerer Zinssätze berücksichtigen. 5.2.2.2.

Upper Echelons-Ansatz

Der Upper Echelons-Ansatz (UEA)656 unterscheidet sich in zweierlei Hinsicht vom RBA: Zum einen bezieht der UEA die psychologischen Prozesse, die überhaupt erst dazu führen, dass Eigenschaften des Managements sich auf den Unternehmenserfolg auswirken, explizit mit ein. Zum anderen fokussiert der RBA insb. auf das Vorliegen bzw. Nicht-Vorliegen wertsteigernder Ressourcen. Der UEA lässt indes zu, dass sich einzelne Managementeigenschaften negativ auf den Unternehmenserfolg auswirken können.657 Der UEA geht zurück auf Hambrick/Mason (1984) und charakterisiert Unternehmen als Spiegelbilder ihrer Topmanager.658 Grundidee dieses Ansatzes ist, dass der Unternehmenserfolg auf die Entscheidungsträger im Unternehmen zurückzuführen ist.659 Explizit fassen Hambrick/Mason (1984) unter den Begriff des Unternehmenserfolgs (performance) auch das Überleben des Unternehmens (survival).660 Hambrick/Mason (1984) greifen dabei auf Child (1972) zurück, der die Erklärung organisationaler Strukturen um

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Vgl. Thornhill/Amit (2003), S. 498. Vgl. Porter (1989), S. 143; Barney (1991), S. 106 f. Upper echelon lässt sich dabei mit obere Spitze oder höherer Rang übersetzen. Vgl. Finkelstein/Hambrick/Cannella (2008), S. 85. Der Ansatz ist der sog. „Strategic Leadership Theory“ zuzuordnen. Vgl. Hambrick (1989), S. 6. Der Ansatz ist insofern als Gegenentwurf u.a. zum Population Ecology-Ansatz zu sehen. Hannan/Freeman (1977), als Vertreter des letzteren Ansatzes, folgen dem Gedanken, dass Unternehmen durch Ereignisse außerhalb der Einflusssphäre der Entscheidungsträger gelenkt werden. Es überleben solche Unternehmen, die gut an die neuen Umweltbedingungen angepasst sind. Diese Anpassung erfolgt allerdings nur mit der Gründung und aufgrund einer organisationalen Trägheit (inertial pressures) nicht während des Bestehens der Unternehmen. Vgl. ebd., S. 929 ff. Vgl. Hambrick/Mason (1984), S. 198.

Hypothesenherleitung

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ein Element der strategischen Wahl (strategic choice) einer dominanten Koalition (dominant coalition)661 erweitert.662 Hambrick/Mason (1984) grenzen diese dominante Koalition auf den Personenkreis des TMT als oberste Ebene der Unternehmenshierarchie ein und ermöglichen so eine genauere Identifizierung der handelnden Akteure.663 Die Entscheidungsfindung des Managements geschieht unter der Annahme begrenzter Rationalität (bounded rationality).664 Demnach sind Wirtschaftssubjekte etwa aufgrund kognitiver oder zeitlicher Restriktionen nur eingeschränkt in der Lage, alle relevanten Sachverhalte zu erkennen und zu verstehen.665 Komplexe Entscheidungen dürften somit nicht nur das Resultat einer objektiv vorliegenden Situation, sondern auch menschlicher Limitationen und Verzerrungen sein. D.h. Managementteams handeln u.a. auf Basis ihres individuellen Wissens und Wertesystems, ihrer Wahrnehmungen und Ziele.666 Hambrick/Mason (1984) unterscheiden die oben genannten inneren, psychologischen von beobachtbaren, demografischen Eigenschaften der Managementteams. Anscheinend mit Blick auf die empirische Forschung heben sie die Bedeutung der demografischen Eigenschaften hervor.667 Demnach seien solche Eigenschaften (z.B. Alter, Ausbildung und finanzielle Situation) geeignet, die zugrundeliegenden inneren Eigenschaften der Manager zu approximieren, und dabei leichter zu erheben.668 Kernstück des UEA ist die durch einen sequentiellen Ablauf gekennzeichnete Überführung einer komplexen, objektiven (strategischen) Situation in eine Entscheidung.669 Die objektive Situation setzt sich aus einer Vielzahl unternehmensexterner und -interner Reize (stimuli) zusammen.670 Der Prozess der Informationsverarbeitung und Entscheidungsfindung nach dem UEA wird im Folgenden näher ausgeführt und in nachfolgender Abbildung dargestellt.

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Vgl. Cyert/March (1992), S. 30 ff. Child (1972) lässt indes offen, um welchen Personenkreis es sich genau handelt. Vgl. ebd., S. 13 f. Vgl. Finkelstein/Hambrick/Cannella (2008), S. 7 ff. Child (1972) folgend ist die strategische Wahl der dominanten Koalition nicht nur auf die Organisation beschränkt, sondern kann darüber hinaus u.a. auf eine Veränderung der Unternehmensumwelt abzielen. Vgl. ebd., S. 1 ff. Vgl. Hambrick/Mason (1984), S. 193. Für eine ausführliche Einordnung des UEA vgl. Finkelstein/Hambrick/Cannella (2008), S. 6 ff. Vgl. Hambrick/Mason (1984), S. 194. Die Autoren folgen insofern Cyert/March (1963), die bereits darlegen, dass insb. komplexe Entscheidungen u.a. aufgrund begrenzter Rationalität der Akteure nicht auf rein rationaler Basis getroffen werden können. Vgl. ebd. Vgl. z.B. March (1978), S. 590 ff. m.w.N.; Cyert/March (1992), S. 219; Marten/Quick/Ruhnke (2015), S. 55. Das Konzept ist zudem integraler Bestandteil des auf Newell/Simon (1972) zurückgehenden Informationsverarbeitungsansatzes der kognitiven Psychologie. Vgl. Finkelstein/Hambrick/Cannella (2008), S. 44, 52 ff. m.w.N. Vgl. Hambrick/Mason (1984), S. 196. Vgl. Hambrick/Mason (1984), S. 196 ff. Sie erkennen aber an, dass demografische Eigenschaften eine geringere Validität als psychologische Eigenschaften besitzen dürften, und verdeutlichen dies an der Eigenschaft Bildung. Diese sei demnach nur ein (ungenaues) Surrogat für Motivation, Risikobereitschaft und weitere Eigenschaften. Vgl. ebd., S. 196; Hambrick (2007), S. 335 Vgl. ebd., S. 195. Vgl. ebd., S. 195.

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Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen

Abbildung 4: Strategic Choice unter der Bedingung begrenzter Rationalität671

Die Verarbeitung der Reize erfolgt dabei idealtypisch in einem dreistufigen, sequentiellen Filterprozess: Zunächst wird das Managementteam aufgrund seines begrenzten Sichtfeldes nur einer Teilmenge der existenten Reize ausgesetzt (limited field of vision).672 Dies deckt sich insofern mit Simon (2013), der feststellt, dass jeder Entscheidungsträger sein begrenztes Augenmerk (focus of attention) auf unterschiedliche Dinge richtet und dass es sich hierbei um einen bottleneck handele.673 Dabei unterscheiden sich einzelne Manager erheblich darin, wieviel Aufwand sie betreiben, um an unternehmensexterne und -interne Informationen zu gelangen und welche Quellen sie dafür heranziehen.674 Chattopadhyay et al. (1999) führen zudem aus, dass insb. die Kontaktnetzwerke von Managern maßgeblich für die Größe ihres Sichtfeldes verantwortlich zeichnen.675 In einer zweiten Stufe erfolgt eine weitere Filterung der objektiven Situation, da das Managementteam die Reize seines begrenzten Sichtfeldes nur selektiv wahrnehmen kann (selective perception).676 Welche Informationen etwa in einer Präsentation aufgenommen werden, kann z.B. davon abhängen, wie vertraut die Entscheidungsträger mit der Materie sind. Während einige Informationen für den einzelnen Entscheider lebendig und bedeutsam erscheinen, verschwinden andere ins Unterbewusstsein oder vollständig aus dem Sichtfeld. 677 Im letzten Schritt des Filterprozesses werden die wahrgenommenen Reize vom Managementteam interpretiert (interpretation). So können einzelne Reize individuell unterschiedlich als Chance oder Bedrohung interpretiert werden.678 Starbuck/Milliken (1988) 671 672 673 674 675 676 677 678

Quelle: Entnommen aus Finkelstein/Hambrick/Cannella (2008), S. 45. Vgl. Hambrick/Mason (1984), S. 195. Vgl. Simon (2013), S. 90 f. Vgl. Finkelstein/Hambrick/Cannella (2008), S. 46 f. m.w.N. Vgl. Chattopadhyay et al. (1999), S. 768. Vgl. Hambrick/Mason (1984), S. 195. Vgl. Finkelstein/Hambrick/Cannella (2008), S. 47 f. m.w.N. Vgl. z.B. Dutton/Jackson (1987), S. 76 ff.; Finkelstein/Hambrick/Cannella (2008), S. 48 m.w.N.

Hypothesenherleitung

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charakterisieren diese Stufe als „comprehending, understanding, explaining, attributing, extrapolating, and predicting.“679 Das Ergebnis des dreistufigen Filterprozesses wird als konstruierte Realität (construed reality) bezeichnet. Diese kann sich erheblich von der objektiven Situation unterscheiden. Zudem merkt Hambrick (1989) an, dass „in the face of ambiguity and massive bombardment of information […] no two strategists will necessarily identify the same array of options; if they were to pick the same major options, they almost certainly would not implement them identically.”680 Nur ein Managementteam, das aufgrund seiner Eigenschaften dazu befähigt ist, eine konstruierte Realität auf Basis der relevanten Informationen herzustellen, kann letzten Endes eine situationsgerechte Entscheidung treffen, die sich positiv auf den Unternehmenserfolg auswirkt.681 Hambrick/Finkelstein (1987) erweitern den UEA um das Erfordernis des Handlungsspielraums der Entscheidungsträger (synonym finden sich executive discretion, managerial discretion und latitude of action).682 Demnach kann das Unternehmen nur dann Spiegelbild seiner Entscheidungsträger sein, wenn Handlungsspielraum besteht. Sie kennzeichnen diesen Handlungsspielraum durch drei Faktoren: (1) Aufgabenumfeld (task environment), (2) interne Organisation (internal organization) und (3) Eigenschaften der Manager (managerial characteristics). 5.2.2.3.

Fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme

Die vorangegangenen Ausführungen legen nahe, dass eine hohe Managementkompetenz regelmäßig mit einem größeren Unternehmenserfolg und mithin auch mit einer geringeren Insolvenzwahrscheinlichkeit einhergehen sollte.683 Das gerichtliche Insolvenzverfahren, und hier vor allem auch die Liquidation, ist nicht für alle Stakeholder in jeder Situation das nachteiligste Ergebnis. Vielmehr nutzt es Fremdkapitalgebern u.a. dann, wenn die Unternehmensfortführung für sie mit geringeren Rückflüssen einhergeht als die Liquidation.

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Starbuck/Milliken (1988), S. 12. Hambrick (1989), S. 5. Für einen Überblick über die empirische Forschung vgl. z.B. Carpenter/Geletkanycz/Sanders (2004), S. 749 ff.; Hiebl (2014), S. 223 ff. Vgl. Finkelstein/Hambrick/Cannella (2008), S. 16 ff. Der RBA selbst adressiert nicht direkt, dass das Management seine Kompetenz auch opportunistisch einsetzen könnte und insofern trotz besonders hoher Managementkompetenz kein nachhaltiger Wettbewerbsvorteil entsteht. Vgl. z.B. Castanias/Helfat (1991), S. 155 ff.; Coff (1997), S. 374 ff.; Castanias/Helfat (2001), S. 665 ff.; Barney/Wright/Ketchen Jr (2001), S. 632 m.w.N. Auch wenn im UEA indes grundsätzlich die Möglichkeit besteht, dass das Managementteam eigene Ziele opportunistisch verfolgen kann, wurde eine solche Möglichkeit bislang nicht weiter ausgeführt. Somit wurde bislang implizit vorausgesetzt, dass das Managementteam intrinsisch motiviert ist, seine Aufgaben in einer pro-organisatorischen Weise zu erfüllen. Ein solches Verhalten stünde im Einklang mit der sog. Stewardship-Theorie. Vgl. Donaldson/Davis (1991), S. 49 ff.; Davis/Schoorman/Donaldson (1997), S. 20 ff.

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Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen

Die Beziehung zwischen den Fremdkapitalgebern (Prinzipal) und dem Unternehmen (Agent), vertreten durch das Management, lässt sich als Agency-Beziehung fassen:684 Die Fremdkapitalgeber überlassen dem Unternehmen finanzielle Mittel und delegieren die Erwirtschaftung von Gewinnen zur Rückzahlung von Zins und Tilgung an das Unternehmen. Zentraler Gegenstand dieser Auftragsbeziehung sind die zugrundeliegenden Verträge, in denen die Rechte und Pflichten beider Parteien festgelegt sind.685 Die Prinzipal-Agenten Theorie (agencytheoretischer Ansatz, Agency-Theorie) abstrahiert indes zunächst von Managementkompetenz. Vielmehr sind die Akteure homogen, agieren rational und auf Basis von Kontroll- und Anreizmechanismen, dabei allerdings opportunistisch und unter asymmetrisch verteilten Informationen.686 Die dem Prinzipal überlegene Informationsausstattung des Agenten entsteht dadurch, dass der Prinzipal Entscheidungsbefugnisse bzw. Verfügungsrechte über das überlassene Kapital an den Agenten delegiert und fortan auf die Informationen des Agenten angewiesen ist. Die nur dem Agenten bekannten Informationen (Informationsdefizit des Prinzipals) sind dabei geeignet, beim Prinzipal ein verändertes Entscheidungsverhalten auszulösen. Dabei kann zwischen Informationsasymmetrien vor und nach Vertragsabschluss unterschieden werden: Vor Vertragsabschluss kennt der Prinzipal nicht die vollständigen Eigenschaften (hidden characteristics) und Absichten (hidden intention) des Agenten. Es besteht mithin die Gefahr einer Negativauslese (adverse selection). D.h. der Prinzipal wählt einen eigentlich unerwünschten Vertragspartner, weil dieser seine unerwünschten Eigenschaften und/oder Absichten bewusst verheimlichen konnte. Gleichzeitig ist es den eigentlich erwünschten Vertragspartnern nicht gelungen, ihre erwünschten Eigenschaften und/oder Absichten verbindlich zu zeigen.687 Bspw. argumentiert Roll (1986), dass ein übersteigertes Selbstvertrauen von Managern zu wertvernichtenden M&A-Aktivitäten führen kann. Nach Vertragsabschluss kann der Prinzipal das tatsächliche Handeln des Agenten nur eingeschränkt beobachten (hidden action). Ebenso kann der Agent im Gegensatz zum

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Hierbei handelt es sich um einen bei Jensen/Meckling (1976), S. 333 ff. angelegten Grundfall. Allerdings lassen sich im Unternehmenskontext eine Vielzahl weiterer Prinzipal-Agenten Beziehungen konstruieren. Vgl. ebd., S. 309; Ruhnke/Simons (2018), S. 81 m.w.N. Der Vertragsbegriff in der Prinzipal-Agenten Theorie ist grundsätzlich sehr weit gefasst. Vgl. Jost (2001), S. 13. Der Ansatz ist dabei der „neuen Institutionenökonomik“ zuzuordnen, die versucht das wirtschaftliche Handeln über Institutionen zu erklären. Vgl. Coase (1937), S. 286 ff. sowie grundlegend Erlei/Leschke/Sauerland (2016), S. 24 ff.; Ruhnke/Simons (2018), S. 73 ff. Die Prinzipal-Agenten Theorie geht dabei maßgeblich auf Ross (1973) und Jensen/Meckling (1976) zurück. Werden dem Management opportunistische Ziele unterstellt, so kann unter Rückgriff auf den UEA vermutet werden, dass ein Management mit zunehmender Kompetenz auch diese eher erreichen kann. Vgl. Hochhold/Rudolph (2009), S. 135.

Hypothesenherleitung

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Prinzipal über Informationen verfügen, die das optimale Handlungsergebnis beeinflussen (hidden information).688 Es besteht somit die Gefahr, dass der Agent seinen Informationsvorsprung opportunistisch und zu Lasten des Prinzipals nutzt (moral hazard).689 Giammarino (1989) und Mooradian (1994) zeigen analytisch, dass Kreditgeber dann ein kostenintensives Insolvenzverfahren bevorzugen, wenn erhebliche Informationsdefizite bestehen. Ein chapter 11-Verfahren kann dabei als screening device dienen, effiziente und ineffiziente Unternehmen zu unterscheiden.690 Manager agieren bei einer Beteiligung am Eigenkapital eher im Interesse der Aktionäre. Nach Abschluss eines Kreditvertrags oder einer Anleiheplatzierung besitzen sie Anreize, Reichtumsverlagerungen von den Fremdkapitalgebern auf die Aktionäre vorzunehmen (expropriation of wealth from debtholders to shareholders).691 Dieses Phänomen ist als sog. Risikoanreiz- (asset substitution) oder Risikoübertragungsproblem (risk shifting) bekannt.692 Das Unternehmen besitzt Anreize, das Risiko des Investitionsprogramms zu Lasten der Fremdkapitalgeber zu erhöhen (höhere Varianz der Cashflows). Hintergrund ist, dass das Management und die Eigenkapitalgeber in den Fällen eines sehr hohen Rückflusses profitieren. In den Fällen eines geringen Rückflusses aufgrund der Haftungsbeschränkung der Aktionäre aber sämtliche Nachteile durch die Fremdkapitalgeber zu tragen sind, da der Liquidationserlös nicht ausreicht, um die offenen Forderungen zu decken.693 Es stellt sich mithin ein Wertzuwachs des Eigenkapitals und eine Verminderung des Werts der Forderungstitel ein.694 Im Extremfall kann dieses Phänomen dazu führen, dass Investitionsprojekte mit einem negativen Kapitalwert durchgeführt werden (Überinvestitionen).695 Der Agent kann zudem auch versuchen, seinen Informationsvorsprung zu erhöhen, z.B. indem er die Qualität der Rechnungslegung durch ergebniserhöhende Abschlusspolitik 688 689

690 691 692

693 694 695

Vgl. Arrow (1985), S. 38 ff.; Hochhold/Rudolph (2009), S. 136. Vgl. Jost (2001), S. 24. Allgemein bezeichnet der Begriff Fehlanreize, wobei ein Individuum (teilweise) davon befreit wird, für die Folgen seines Handelns einzutreten. So kann etwa auch der Abschluss einer Versicherung durch Abdeckung des Schadensrisikos leichtfertiges Handeln des Versicherungsnehmers fördern. Vgl. Mooradian (1994), S. 1403 ff. Vgl. z.B. Jensen/Meckling (1976), S. 305 ff.; Smith/Warner (1979), S. 117 ff.; Francis et al. (2016), S. 1 ff. Vgl. grundlegend z.B. Wagenhofer/Ewert (2015), S. 225 f.; Bigus (1999), S. 11 ff. m.w.N. Weitere Konflikte können durch eine Verwässerung der Ansprüche (claim dilution) entstehen. Das ist dann der Fall, wenn das Fremdkapital unter der Annahme bereitgestellt wurde, dass kein weiteres Fremdkapital aufgenommen wird. Nimmt das Unternehmen indes nachfolgend zusätzliches Fremdkapital auf, sinkt bei einer Liquidation die erwartete Rückzahlung an die Alt-Fremdkapitalgeber. Vgl. Smith/Warner (1979), S. 118. Im Kontext der Insolvenz findet sich auch der Begriff der deepening insolvency für eigentlich nicht überlebensfähige Unternehmen, die aber z.B. durch das Management und Beratungsunternehmen deshalb „am Leben gehalten werden“, um auf Kosten der späteren Insolvenzmasse Honorare zu vereinnahmen. Vgl. Altman/Hotchkiss (2006), S. 289 f.; Kausar/Taffler/Tan (2017), S. 44 m.w.N. Vgl. Jensen/Meckling (1976), S. 334 ff. Vgl. für ein Beispiel Wagenhofer/Ewert (2015), S. 225 f. Wobei diese Anreize grundsätzlich in einem chapter 11 Insolvenzverfahren fortbestehen. Vgl. Kausar/Taffler/Tan (2017), S. 43 f. m.w.N. Denkbar sind zudem auch Unterinvestitionen.

96

Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen

verringert. Ein solches window dressing führt im Ergebnis zu vorteilhafteren Abschlusskennzahlen und kann neben der Einhaltung von Covenants auch zu günstigeren Konditionen bei der Aufnahme von neuem Fremdkapital führen.696 Die dargestellten Verhaltensdispositionen bewirken eine aus Sicht der (künftigen) Prinzipale suboptimale Agentenleistung. Rationale Fremdkapitalgeber sollten diesen Risiken mit Kontroll- und Anreizmechanismen begegnen.697 Diese Maßnahmen knüpfen an die vor und nach Vertragsabschluss bestehenden Informationsasymmetrien an:698 Vor Vertragsabschluss gilt es, die Gefahr der Negativauslese zu reduzieren. Dafür kann ein potenzieller Agent versuchen, dem Prinzipal seine Bereitschaft zur Erbringung eines vertraglich festzulegenden Arbeitseinsatzes glaubhaft zu machen (signaling). Diese Signalgebung sollte dabei für den Agenten mit hinreichend hohen Kosten verbunden sein, die jedoch für einen erwünschten Agenten geringer sein sollten als dessen Nutzen und vice versa.699 Zudem kann der Prinzipal über Screening-Maßnahmen versuchen, die Informationen über die Eigenschaften des Agenten zu erlangen (screening).700 Hierzu zählt die Durchführung einer erstmaligen Kreditwürdigkeitsprüfung. Die nach Vertragsabschluss bestehende moral hazard-Problematik kann der Prinzipal über eine Begrenzung der Handlungsalternativen des Agenten im Vertrag zu reduzieren versuchen (bonding). Typischerweise geschieht dies durch die Aufnahme von Covenants oder die Gewährung von Sicherheiten.701 Solche Klauseln können z.B. Dividenden begrenzen oder die Aufrechterhaltung eines gewissen Working Capitals vorgeben.702 Allerdings können Covenants nicht sämtliche Sachverhalte regeln, da dies zum einen zu hohen Vertragskosten führen würde und zum anderen das Unternehmen einschränken könnte, sinnvolle, d.h. Unternehmenswert erhöhende Projekte zu verwirklichen.703 Nachvertragliche Verhaltensunsicherheiten können auch durch Überwachungsmaßnahmen, wie etwa eine laufende Kreditwürdigkeitsprüfung, herbeigeführt werden (monitoring).704 Diese können dazu beitragen, den Arbeitseinsatz des Agenten zu überwachen und wahre Informationen über das tatsächliche Handeln zu erlangen. Darüber

696 697 698 699 700

701 702 703 704

Handelt es sich im ersten Fall um moral hazard, bezeichnet der zweite Fall ein mögliches adverse selection-Problem. Der Agent handelt indes aus seiner Sicht nutzenmaximierend und somit rational. Vgl. Jensen/Meckling (1976), S. 308. Vgl. z.B. Hochhold/Rudolph (2009), S. 139 ff.; Jensen/Meckling (1976) geben indes nur monitoring und bonding an. Vgl. ebd., S. 308. Vgl. Hochhold/Rudolph (2009), S. 138; zum signaling im Kontext des Arbeitsmarktes vgl. Spence (1973), S. 355 ff. Eine weitere Möglichkeit ist die Selbstselektion (self selection), bei der der Prinzipal dem Agenten verschiedene Verträge anbietet, und durch die Wahl des Agenten auf dessen Eigenschaften schließen kann. Vgl. Hochhold/Rudolph (2009), S. 138. Vgl. z.B. Jensen/Meckling (1976), S. 327 ff.; Smith/Warner (1979), S. 127 f. Vgl. Jensen/Meckling (1976), S. 338. Weiterhin häufig geregelt werden Restriktionen bezüglich der Aufnahme zusätzlichen Fremdkapitals und M&A-Aktivitäten. Vgl. Smith/Warner (1979), S. 123. Vgl. Jensen/Meckling (1976), S. 338. Vgl. Hochhold/Rudolph (2009), S. 139 ff.

Hypothesenherleitung

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hinaus umfasst der Begriff nach Jensen/Meckling (1976) auch Maßnahmen zur Verhaltenssteuerung des Agenten, wie z.B. ein geeignetes Anreizsystem.705 Durch die so gekennzeichneten Vertragsbeziehungen entstehen Kosten, die sog. Agency-Kosten (agency costs). Zu unterscheiden sind die Kosten zur Reduzierung der Informationsasymmetrien auf Seiten des Agenten und des Prinzipals sowie ein verbleibender Residualverlust, der aus der Abweichung des hypothetischen Ergebnisses unter vollkommener Information und dem erzielten Ergebnis bei unvollkommener Information trotz der eingerichteten Maßnahmen entsteht.706 Zielsetzung agencytheoretischer Betrachtungen kann es mithin sein, diesen Residualverlust zu minimieren und situativ eine optimale Vertragsgestaltung zu erzielen.707 5.2.3. 5.2.3.1.

Hypothesenformulierung Hypothese 1

Die bisherigen Forschungsarbeiten legen nahe, dass sich aus der GCO-Abgabe unmittelbare Konsequenzen für das Unternehmen und seine Stakeholder ergeben. So werden Eigenkapitalgeber die GCO regelmäßig wahrnehmen. Diese Stakeholdergruppe zeichnet sich dadurch aus, dass sie nur einen bedingten Zahlungsanspruch auf die Gewinne des Unternehmens hat. Dieser ist vereinfacht dadurch bedingt, dass nach Abzug der Fremdkapitalkosten noch ausschüttbare Gewinne verbleiben müssen. Der Wert des Eigenkapitals lässt sich dabei z.B. mittels eines DCF-Verfahrens ermitteln, bei dem vereinfacht zukünftige, risikobehaftete Cashflows mit einem risikoadäquaten Zinssatz diskontiert werden. Steigt das wahrgenommene Risiko durch die vom Prüfer geäußerten Zweifel an der Unternehmensfortführung (GCO) an, hätte dies unmittelbare, negative Folgen für den Aktienkurs, da der Diskontierungszins an das gestiegene Risiko angepasst werden müsste.708 Zahlreiche Ereignisstudien zeigen negative, abnormale Renditen für den Ereignistag.709 Diese fallen dabei besonders deutlich aus, wenn die GCO-Abgabe für den Kapitalmarkt unerwartet war.710 Andere Studien können indes keinen Einfluss einer GCO messen. Sie können stattdessen für verschiedene Zeiträume vor der Veröffentlichung negative, abnormale Renditen feststellen und führen dies darauf zurück, dass die GCO nur solche Informationen transportiere, die bereits zu einem früheren Zeitpunkt bekannt waren.711 Andere Ereignisstudien zeigen, dass eine vorangegangene GCO-Abgabe zu geringeren 705 706 707

708 709 710 711

Vgl. Jensen/Meckling (1976), S. 308. Andere Autoren fassen die Konstruktion eines geeigneten Anreizsystems als separate Maßnahme. Vgl. z.B. Hochhold/Rudolph (2009), S. 140 m.w.N. Vgl. Jensen/Meckling (1976), S. 308; Smith/Warner (1979), S. 118; Hochhold/Rudolph (2009), S. 136. Dabei kann auch die Abschlussprüfung Eingang in agencytheoretische Überlegungen finden, etwa als Teil der Überwachungsmaßnahmen des Prinzipals. Vgl. z.B. Marten/Quick/Ruhnke (2015), S. 52 ff. m.w.N. Angesprochen ist hier die Risikozuschlagsmethode. Bei Verwendung der Sicherheitsäquivalenzmethode wäre entsprechend der Zähler zu verringern. Vgl. konzeptionell IDW S 1. Vgl. z.B. Firth (1978). Vgl. z.B. Fleak/Wilson (1994). Vgl. z.B. Dodd et al. (1984).

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Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen

negativen, abnormalen Renditen bei Veröffentlichung eines nachfolgenden Insolvenzantrags führt712 und dass für Konkurrenzunternehmen als Zeichen einer baldigen Entspannung der Konkurrenzsituation positive, abnormale Renditen nachweisbar sind.713 Wird die Kapitalmarktreaktion einer GCO nach Anlegertypen differenziert betrachtet, können Menon/Williams (2010) stärkere negative, abnormale Renditen bei einem hohen Anteil an institutionellen Investoren zeigen. Khan/Lobo/Nwaeze (2017) können zeigen, dass auf teils vorgeschriebene Re-Releases des Bestätigungsvermerks in den Medien insb. Kleinanleger reagieren. Sie führen den Effekt darauf zurück, dass diese die Informationen des vorab veröffentlichten 10-K Dokuments nur unzureichend verarbeiten können. Bereits zuvor konnten verschiedene Studien eine underreaction des Kapitalmarkts auf die GCO-Abgabe feststellen.714 Schaub (2006) zeigt hingegen eine overreaction auf Medienberichte über zuvor veröffentlichte GCO. Blay/Geiger/North (2011) zeigen zudem, dass mit Abgabe einer GCO die Wertrelevanz der Ergebnisse sinkt und die der Buchwerte von Vermögenswerten und Schulden steigt. Amin/Krishnan/Yang (2014) können zudem zeigen, dass die Eigenkapitalkosten eines Unternehmens mit GCO-Erteilung steigen. Wenngleich die vorliegenden Studien zumeist mit dem Informationsgehalt der GCO argumentieren, könnten die dargestellten Ergebnisse auch als schwache Indizien für das Vorliegen reflexiver Prognoseeffekte gewertet werden. Hintergrund ist, dass insb. die Ereignisstudienmethodik zum einen nur unzureichend geeignet ist, zwischen einem GCO-Effekt und Störereignissen (sog. confounding events)715 zu unterscheiden. Zum anderen können auch mittels einer nachgelagerten Regression reflexive Prognoseeffekte und die reine Wiedergabe von privaten bzw. bereits veröffentlichten Informationen nicht getrennt werden. Auch Fremdkapitalgeber können auf eine GCO-Abgabe reagieren. Die Ansprüche der Fremdkapitalgeber werden im normalen Geschäftsverlauf unabhängig von den erzielten Gewinnen bedient. Auch im Insolvenzfall (d.h. in der Liquidation) werden die Ansprüche der Fremdkapitalgeber vor denen der Eigenkapitalgeber befriedigt. Allerdings übersteigen die Verbindlichkeiten des Unternehmens im Insolvenzfall regelmäßig das Vermögen, sodass insb. Gläubiger ungesicherter Forderungen mit Zahlungsausfällen zu rechnen haben. Weist indes die Abgabe einer GCO auf Zweifel an der Unternehmensfortführung hin, könnten Fremdkapitalgeber in der Folge eine Kreditvergabe eher ablehnen bzw. höhere Zinsen fordern. Auch bestehende Kredite könnten unmittelbar fällig gestellt werden, wenn das Unternehmen Kreditvertragsklauseln abgeschlossen hat, die die Erteilung einer clean opinion voraussetzen. Der Einfluss einer GCO-Erteilung auf

712 713 714 715

Vgl. z.B. Chen/Church (1996). Vgl. z.B. Elliott/Highfield/Schaub (2006). Vgl. z.B. Taffler/Lu/Kausar (2004). Hierzu zählt insb. die zeitgleiche Veröffentlichung des 10-K Dokuments, dass regelmäßig ebenso Ausführungen und Einschätzungen des Managements zur Unternehmensfortführung enthält.

Hypothesenherleitung

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Fremdkapitalgeber wurde u.a. mittels Befragungen und Interviews von Bankern untersucht. Hierbei zeigt sich regelmäßig, dass diese GCO für die Kreditvergabeentscheidung heranziehen.716 Sormunen (2014) findet dabei mittels einer Interviewstudie heraus, dass GCOs insb. dann Bedeutung besitzen, wenn die GCO-Abgabe im Widerspruch zur positiven Einschätzung des Bankers steht. Einige Banker äußern hierbei explizit, dass die GCO als selbsterfüllende Prophezeiung wirken könne. Bei Experimenten, deren Case neben der Information GCO (ja/nein) nur wenig weitere Informationen enthalten, zeigt sich, dass die GCO-Abgabe u.a. zu geringeren Kreditsummen717 und einer geringen Einschätzung des Aktienkurses führt.718 Niemi/Sundgren (2012) untersuchen archivalisch, inwiefern die Abgabe einer GCO zu einer Zunahme von Lieferantenkrediten führt, da solche Unternehmen nur noch erschwerten Zugang zu Bankkrediten hätten. Die Autoren können den vermuteten Effekt indes nicht zeigen. Solche Experimente, die neben der GCOInformation insb. auch eine Einschätzung des Managements bezüglich der Unternehmensfortführung enthalten, können überwiegend keinen Effekt der GCO nachweisen.719 Allerdings zeigen Gul (1987) und Bessell/Anandarajan/Umar (2003), dass im Fall der GCO-Abgabe die Nachfrage der Banker nach zusätzlichen Informationen ansteigt. Um welche Informationen es sich genau handelt und ob diese etwa auch eine Beurteilung der Managementkompetenz einschließt, bleibt indes offen. Denkbar ist, dass die Fremdkapitalgeber ihre Informationen bei einer GCO-Abgabe als zu schwach wahrnehmen und so anfällig für Herdenverhalten sein könnten. Der Einfluss der GCO-Abgabe auf weitere Stakeholdergruppen ist bislang nicht näher untersucht. Gleichwohl lassen sich auch für weitere Stakeholdergruppen mögliche Handlungsweisen vermuten. So könnten Mitarbeiter in der durch die GCO objektivierten Unternehmensschieflage verstärkt Anstrengungen unternehmen, zu einem nichtinsolvenzgefährdeten Arbeitgeber zu wechseln.720 In der Folge dürfte ein Wechsel insb. für auf dem Arbeitsmarkt begehrte Mitarbeiter leicht möglich sein. Gerade diese Schlüsselmitarbeiter fehlen dann im Unternehmen und erschweren dadurch die Umsetzung der Turnaround-Maßnahmen des Managements. Zusätzlich können weitere Mitarbeiter z.B. im Zuge von Herdenverhalten das Unternehmen verlassen. Umgekehrt ist auch denkbar, dass sich die eigene Wahrnehmung der Unternehmenssituation nicht mit dem prüferischen, erheblichen Zweifel an der Unternehmensfortführung in Deckung bringen lässt (kognitive Dissonanz). In der Folge könnten Mitarbeiter durch einen erhöhten Arbeitseinsatz oder durch einen Gehaltsverzicht zur Unternehmensfortführung beitragen und so die Dissonanz verringern. Auch Lieferanten und Kunden könnten auf die GCO-Abgabe reagieren. Schätzen etwa Lieferanten auf Basis der erteilten GCO die Kreditwürdigkeit des Unternehmens als geringer ein, könnte von einer Geschäftsbeziehung Abstand genommen oder Zahlungs716 717 718 719 720

Vgl. z.B. Duréndez Gómez-Guillamón (2003). Vgl. Firth (1980). Vgl. Gul (1990). Vgl. z.B. Libby (1979). Vgl. z.B. Böckenförde (1996), S. 39 f.

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Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen

ziele verkürzt bzw. Vorauszahlung verlangt werden. Auch dürften Lieferanten in geringerem Maße langfristig mit dem Unternehmen in Schieflage planen und so auf Investitionen zum Erhalt der Geschäftsbeziehung verzichten. Kunden dürften mit der Objektivierung der Unternehmensschieflage durch eine GCO tendenziell zurückhaltender gegenüber dem Unternehmen agieren. Treten in Folge der Schieflage etwa Lieferengpässe auf, müssen Kunden kurzfristig für gleichwertigen Ersatz sorgen. Gelingt das nicht, entsteht dem Kunden hieraus ein Schaden und es müssen möglicherweise Produktionspläne angepasst werden. Ebenso könnten (potenzielle) Kunden antizipieren, dass im Falle der Insolvenz auch mögliche Garantieansprüche gegenüber dem Unternehmen nicht mehr durchsetzbar sind und sich so für ein Konkurrenzprodukt entscheiden.721 Besteht aufgrund starker wirtschaftlicher Abhängigkeiten im Falle einer Insolvenz des Unternehmens auch für einzelne Kunden und Lieferanten eine erhöhte Insolvenzgefahr, könnten diese wiederum auch Handlungen ergreifen, die dem Unternehmensfortbestand eher zugutekommen. Hierzu zählt z.B. der Forderungsverzicht oder längere Zahlungsziele. Frey (2014) hält insgesamt eine besonders starke Orientierung von Lieferanten und Kunden an der Einschätzung des Prüfers für wahrscheinlich, da diesen im Gegensatz etwa zu Banken kaum weitere Informationen zur Verfügung stehen. Auch das Management könnte unmittelbar auf die GCO reagieren. So könnte die GCO durch das Management als Aufforderung verstanden werden, die prüferische Prognose durch bewusstes Handeln zu falsifizieren. Insofern stiege die Bereitschaft der Manager, die bestehenden Probleme zu bewältigen.722 Auch könnte die objektivierte Unternehmensschieflage es dem Management erleichtern, unpopuläre, aber gleichsam für den Unternehmensfortbestand notwendige Maßnahmen zu ergreifen. Hintergrund ist, dass sich durch die Schieflage auch interne Widerstände etwa durch Gewerkschaften reduzieren könnten.723 Mithin würde dieses Argument für eine Verbesserung der Verhandlungsposition des Managements sprechen.724 Inwiefern das Management solche Potenziale erkennt und ausnutzt, dürfte dabei von seiner Kompetenz abhängen. Indem die Managementkompetenz zunächst auf einem mittleren Niveau konstant gehalten wird, sollten etwaige Effekte zunächst nur eine untergeordnete Rolle spielen. Insgesamt sind die Submechanismen der GCO-induzierten, reflexiven Prognoseeffekte nicht erforscht. Dabei ist es durchaus denkbar, dass einzelne Submechanismen sich ausgleichen. Insb. neuere Studien zur Untersuchung finden übereinstimmend einen reflexiven Netto-Prognoseeffekt in Richtung einer Selbsterfüllung.725 Für eine durchschnittliche Managementkompetenz sollte deshalb auch im vorliegenden Setting dieser Effekt zu zeigen sein. H1 wird nachfolgend gerichtet formuliert:

721 722 723 724 725

Vgl. allerdings ohne Bezug zur prüferischen Berichterstattung Jensen/Meckling (1976), S. 342. Vgl. Ruhnke (2003), S. 263; Frey (2014), S. 87 f. Vgl. ebd., S. 88. Vgl. ferner ebd., S. 88 f. Vgl. z.B. Gerakos et al. (2016), Frey (2014).

Hypothesenherleitung

101

H1: Die Abgabe einer GCO hat für ein Unternehmen mit einem durchschnittlichen Niveau der Managementkompetenz c.p. einen positiven Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit des geprüften Unternehmens (reflexiver Netto-Prognoseeffekt).726 5.2.3.2.

Hypothesen 2 und 3

Löst die Abgabe einer GCO etwa einen Submechanismus in Richtung einer Selbsterfüllung aus, indem z.B. besonders wertvolle Mitarbeiter das Unternehmen verlassen, kann sowohl dem RBA als auch dem UEA folgend erwartet werden, dass kompetente Manager eher in der Lage sind, diesen Submechanismus zu stoppen oder zumindest abzuschwächen. Ein Beispiel dafür könnte sein, dass sich in der Unternehmensschieflage auch unternehmensintern unter den Mitarbeitern Gerüchte und selbstverstärkende Effekte bilden können.727 In diesem Zusammenhang sollte ein kompetentes Management eher in der Lage sein, mit diesen Gerüchten umzugehen und diese zu kontrollieren, z.B. durch Treffen mit Arbeitnehmervertretern.728 Kompetente Manager könnten so möglicherweise auf die Meinungsbildung innerhalb der Mitarbeiterschaft und mithin auf die des einzelnen Mitarbeiters einwirken (Bezugsgruppentheorie). Dies kann nicht zuletzt auch dadurch geschehen, dass bewusst auf die Urteilsbildung negativer Bezugsgruppen i.S.v. Newcomb (1943) rekurriert wird. Mit einer verstärkten Vermittlung v.a. von Informationen und Meinungen, die auf die gelungene Implementierung von Maßnahmen abzielt, könnten kompetentere Manager darauf hinwirken, dass Mitarbeiter dieser optimistischen Sicht entgegenstehende Kognitionen eher ausblenden und sich stärker für das Unternehmen engagieren (Dissonanztheorie). Denkbar ist z.B. auch, dass in einer Unternehmensschieflage junge oder talentierte Mitarbeiter das Unternehmen verlassen, da sie ein besonders günstiges Kosten-Nutzenverhältnis aus dem Wechsel zu einem gesunden Konkurrenten erwarten (niedrige Schwellenwerte). Die verbliebenen Mitarbeiter sind dem Unternehmen zwar möglicherweise stärker verbunden bzw. haben eine geringere Wahrscheinlichkeit, eine Anschlussbeschäftigung zu finden (höhere Schwellenwerte). Jedoch wird auch für diese Mitarbeiter der Wechsel zunehmend attraktiver, da mit zunehmender Ausdünnung der Belegschaft die Gefahr der Unternehmensbeendigung wächst (steigender Nutzen). Identifizieren besonders kompetente Manager solche Dominoeffekte, können sie bewusst gegensteuern, indem z.B. durch Zugeständnisse die Kosten-Nutzen-Verhältnisse einzelner Mitarbeitergruppen beeinflusst werden. Tritt indes in der Mitarbeiterschaft aufgrund von Informationskaskaden Herdenverhalten auf, könnten kompetente Manager versuchen, diesen Effekt zu eliminieren, indem z.B. durch persönliche Gespräche umfangreiche, kostengünstige, neue Informationen zum Stand der Unternehmenskrise bereitgestellt werden. Verbessert der Einzelne seine 726 727 728

Die Formulierung der Hypothesen erfolgt in Alternativform. Gegenstand der statistischen Tests sind die Nullhypothesen gegenteiliger Aussage. Vgl. Newton (2010), S. 480. Vgl. ferner ebd., S. 84.

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Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen

Informationslage, ist er weniger anfällig für Herdenverhalten.729 Auch sichtbare Turnaround-Maßnahmen können Mitarbeiter zum Bleiben ermutigen.730 Denkbar ist, dass Manager die Unternehmensschieflage und insb. die durch die GCO objektivierte Schieflage auch zur Verbesserung ihrer Verhandlungsposition nutzen können. Hintergrund ist, dass es das schuldnerfreundliche US-amerikanische Insolvenzrecht zulässt, ohne Vorliegen von Insolvenzgründen Insolvenz anzumelden, und somit ein Vollstreckungsverbot herbeizuführen. Zudem ermöglicht section 365 des US Bankruptcy Code, dass Unternehmen in der Insolvenz nach chapter 11 gewisse Verträge mit ungünstigen Konditionen (unfavorable contractual arrangements) ohne Regressrechte des Vertragspartners kündigen können.731 Zuvor wenig entgegenkommende Gläubiger können vom Insolvenzgericht zu einer Einigung gezwungen werden. Ein kompetentes Management könnte ein solches Drohszenario nutzen, um einzelne Vertragspartner bereits außerhalb der Insolvenz zu Zugeständnissen zu bewegen. Wenngleich diese Überlegungen am Beispiel der Mitarbeiterschaft und Lieferanten angestellt werden, lassen sie sich auf weitere Akteure übertragen. Kennzeichnend für eine hohe Managementkompetenz ist demnach im Einklang mit RBA und UEA, dass das Management die Unternehmensschieflage besser wahrnehmen und somit situationsgerechter auf sie reagieren kann. Dazu zählt explizit die Wahrnehmung möglicher Submechanismen reflexiver Effekte einer GCO-Abgabe. Bezüglich des UEA ist indes einschränkend anzumerken, dass der Wirkungszusammenhang zwischen Managementkompetenz und Unternehmenserfolg vom bestehenden Handlungsspielraum moderiert wird. Bspw. untersuchen Cheung et al. (2017) den Zusammenhang von Managementkompetenz und Unternehmenserfolg (gemessen als ROA bzw. Jahresaktienrendite) u.a. unter besonderer Berücksichtigung von Handlungsspielraum (managerial discretion). Sie ziehen US-amerikanische Unternehmen der Jahre 1982 bis 2012 (57.831 Beobachtungen)732 heran und finden heraus, dass eine hohe Managementkompetenz positiv mit dem Unternehmenserfolg assoziiert ist.733 Ein hoher Handlungsspielraum734 verstärkt die obige Beziehung.735 Ein solcher Zusammenhang könnte auch für die vorliegende Arbeit gelten.736 Besonderes Augenmerk sollte indes auf die Fremdkapitalgeber gelegt werden. Hintergrund ist, dass diese Stakeholdergruppe bei einer möglichen Reorganisation maßgeblich eingebunden wäre und auch ihre Zustimmung geben muss. Da die Insolvenz ein teures Instrument der Reorganisation darstellt, ist davon auszugehen, dass auch die Gläubiger dieses Mittel grundsätzlich vermeiden wollen, wenn eine Durchsetzung ihrer Ansprüche 729 730 731 732 733 734 735 736

Vgl. Freiberg (2004), S. 179 ff. Vgl. Newton (2010), S. 113. Vgl. z.B. James (2016), S. 494. Vgl. Cheung et al. (2017), S. 21. Vgl. ebd., S. 24. Gemessen anhand des organization strategy score gem. Bentley/Omer/Sharp (2013). Vgl. Cheung et al. (2017), S. 18. Vgl. ebd., S. 25. Vgl. ferner Finkelstein/Boyd (1998), S. 179 ff.; Hambrick/Quigley (2014), S. 473 ff.; Agarwal/Taffler/Brown (2011), S. 1184 ff.

Hypothesenherleitung

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etwa mittels privater Verhandlungen mit niedrigeren Kosten möglich ist. Grundsätzlich sollten auch Fremdkapitalgeber von einem kompetenten Management profitieren, da dieses in höherem Maße in der Lage sein dürfte, Technologie- und Branchentrends zu erkennen, die Produktnachfrage verlässlicher einzuschätzen, in bessere Projekte zu investieren, Mitarbeiter effizienter zu führen und dadurch die Unternehmensschieflage zu beseitigen.737 Lin/Hu/Li (2018) untersuchen für US-amerikanische Unternehmen der Jahre 1980 bis 2015,738 inwiefern Managementkompetenz Beiträge zur Erklärung der Kapitalstruktur eines Unternehmens liefern kann. Sie können zeigen, dass kompetentere Manager mit einem geringeren Verschuldungsgrad739, einem geringeren Unternehmensrisiko740 und geringeren Informationsasymmetrien741 einhergehen.742 Die Autoren begründen ihre Ergebnisse u.a. damit, dass kompetentere Manager eher in der Lage sind, die Qualität des Unternehmens glaubhaft zu machen, Informationsasymmetrien zu reduzieren und einen besseren Kapitalmarktzugang zu erhalten.743 Studien zum Einfluss auf die Fremdkapitalgeber zeigen zudem, dass die Abgabe von GCO nicht zwingend zu einer Verschlechterung der Kreditkonditionen u.Ä. führt. Gleichwohl steigt der Informationsbedarf der in die Kreditvergabeentscheidung involvierten Banker. Ist das Management des Unternehmens in dieser Situation eine Informationsquelle der Banker, so könnte ein kompetenterer Manager die Situation besser wahrnehmen und daher auch nachvollziehbarere und erfolgversprechendere Turnaround-Maßnahmen berichten als weniger kompetente Manager. Manager sollten zudem eine Insolvenz deshalb vermeiden, weil diese häufig mit einem Wechsel des Topmanagements einhergeht und die ausgetauschten Manager regelmäßig nicht direkt bei einem börsennotierten Unternehmen unterkommen.744 Gewinnen die Fremdkapitalgeber indes den Eindruck, ihre Ansprüche nicht durchsetzen zu können, könnte dies zu einer Erhöhung der Insolvenzwahrscheinlichkeit führen. Mit GCO-Abgabe könnten Fremdkapitalgeber im Falle einer GCO-Covenant eher auf die damit einhergehenden Rechte zurückgreifen und mit objektivierter Schieflage weitere Kredite nur noch im Rahmen eines formellen Insolvenzverfahrens gewähren (sog. DIPFinancing). Mit Blick auf mögliche fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme ist nicht auszuschließen, dass Manager Entscheidungen im Eigeninteresse treffen, die nach 737 738 739 740

741 742 743 744

Vgl. Cornaggia/Krishnan/Wang (2017), S. 2. Vgl. Lin/Hu/Li (2018), S. 14. Der geringere Verschuldungsgrad lässt sich u.a. damit erklären, dass Unternehmen mit kompetenten Managern geringe Emissionskosten haben. Diesen Zusammenhang können die Autoren feststellen. Dieses Risiko wird dabei u.a. durch die Volatilität der Aktienrenditen operationalisiert. Vgl. ebd., S. 61. Die Autoren können zudem zeigen, dass dieses Risiko z.B. durch einen höheren Diversifikationsgrad und weniger risikoreiche Investitionen (weniger Forschungs- und Entwicklungsausgaben) reduziert wird. Gemessen u.a. durch den bid-ask spread. Vgl. ebd., S. 62. Vgl. ebd., S. 49 ff. Bemerkenswert ist, dass die zusätzliche Aufnahme von CEO Eigenschaften wie Alter, Amtszeit und Geschlecht keine zusätzliche Erklärungskraft besitzt. Vgl. ebd., S. 51. Vgl. ebd., S. 7 ff. Vgl. Gilson (1989), S. 241 ff.; Hotchkiss et al. (2008), S. 156 f. m.w.N. Für überblicksartige Ausführungen zum sich ändernden Gehaltsgefüge im Kontext von Insolvenzverfahren vgl. ebd., S. 157 ff. Vergleichbare Ergebnisse liefert auch Cannella/Fraser/Lee (1995), S. 209.

104

Formulierung der Forschungsfrage und Ableitung der Hypothesen

den Maßstäben der Fremdkapitalgeber nicht immer optimal sind (z.B. Überinvestitionen). Habib/Hasan (2017) untersuchen für US-amerikanische Unternehmen den moderierenden Zusammenhang von Managementkompetenz zwischen Überinvestitionen und dem Risiko eines Aktienkurs-Crashs für die Jahre 1987 bis 2012 (76.249 Beobachtungen).745 Sie zeigen, dass kompetentere Manager stärker zu Überinvestitionen neigen und dass Überinvestitionen mit einem höheren Risiko für Aktienkurs-Crashs assoziiert sind.746 Sie begründen diesen Zusammenhang u.a. damit, dass kompetente Manager overconfident seien und dadurch den Ertrag künftiger Projekte überschätzen.747 Auch könnten Sie versuchen, eine für die Fremdkapitalgeber ggf. situativ wertmaximierende Liquidation zu vermeiden, indem z.B. über eine geringe Qualität der Rechnungslegung Informationsasymmetrien aufgebaut werden.748 Fremdkapitalgeber könnten dieses Verhalten antizipieren und eine hohe Managementkompetenz als Risikofaktor bewerten. Francis et al. (2016) untersuchen für 18.118 Kreditverträge mit 4.799 US-amerikanischen Unternehmen zwischen 1989 und 2009, inwiefern Unternehmen mit kompetenteren Managern vorteilhaftere Kreditkonditionen erhalten.749 Dabei unterscheiden sie zwei mögliche Wirkungsrichtungen: Zum einen könnten Kreditgeber aufgrund von Bewertungs-750 und Informationseffekten751 kompetentere Manager begünstigen.752 Zum anderen könnten kompetentere Manager auch eher in der Lage sein, Vermögensverschiebungen von Fremd- zu Eigenkapitalgebern herbeizuführen (sog. fremdfinanzierungsbedingte Agency-Kosten).753 Sie finden heraus, dass mit einer hohen Managementkompetenz geringere Zinsspreads, weniger strenge Kreditvertragsklauseln und längere Laufzeiten einhergehen.754 Die Effekte zeigen sich insb. dann, wenn größere Informationsasymmetrien755 (Informationseffekte), ein höheres Ausfallrisiko756 (Bewertungseffekte) oder niedrigere fremdfinanzierungsbedingte Agency-Kosten757 vorliegen.

745 746

747

748 749 750

751 752 753 754 755 756 757

Vgl. Habib/Hasan (2017), S. 18, 28. Vgl. ebd., S. 32 ff. Gleichzeitig lässt sich nach einem Mediansplit für das Sample der weniger kompetenten Manager kein Effekt aus Überinvestitionen auf das Risiko eines Aktienkurs-Crashs zeigen. Vgl. ebd., S. 34 f. Vgl. ebd., S. 9 f. Dieses Argument ist nicht vollends nachvollziehbar, da kein Zusammenhang zur Managementkompetenz hergestellt wird und das Konstrukt overconfidence nicht in den gerechneten Regressionen auftaucht. Vgl. ferner Yost (2002), S. 2. Vgl. Francis et al. (2016), S. 41. Der Bewertungseffekt soll dabei aus Sicht des Unternehmens zu vorteilhafteren Kreditkonditionen führen, da eine hohe Managementkompetenz einen hohen zukünftigen Unternehmenserfolg signalisieren soll. Ein Informationseffekt meint, dass kompetente Manager Informationsasymmetrien bzw. -defizite der Kapitalgeber verringern können. Vgl. ebd., S. 7 ff. Vgl. ebd., S. 10 ff. m.w.N. Vgl. ebd., S. 44 ff. Gemessen u.a. als Vorhandensein eines S&P Ratings. Vgl. ebd., S. 48 ff. Gemessen als Z-Score oder über das Vorliegen eines Jahresfehlbetrags oder negativer operativer Cashflows. Vgl. ebd., S. 4, 51 ff. Gemessen als overinvestment, CEO overconfidence oder als Anteil institutioneller Investoren. Vgl. ebd., S. 5, 53 ff.

Hypothesenherleitung

105

Darüber hinaus zeigen die Autoren, dass Managementkompetenz in einem positiven Zusammenhang zum künftigen Unternehmenserfolg sowie in einem negativen Zusammenhang zum künftigen Ausfallrisiko steht.758 Francis et al. (2016) können nur für Unternehmen ohne fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme einen negativen Effekt der Managementkompetenz auf den Kreditzinssatz und weitere Eigenschaften des Kreditvertrags zeigen. Gul et al. (2018) untersuchen für US-amerikanische Unternehmen der Jahre 2000 bis 2012 den Zusammenhang von Managementkompetenz und der Höhe der Prüfungshonorare im Kontext der Unternehmensschieflage.759 Sie können zeigen, dass eine hohe Managementkompetenz mit höheren Prüfungshonoraren und einer schlechteren Qualität der Rechnungslegung assoziiert ist, wenn sich das Unternehmen in einer finanziellen Schieflage befindet. Ebenso deuten die Ergebnisse darauf hin, dass kompetentere Manager in höherem Maß opportunistisch handeln, um den Wert eigenkapitalbasierter Vergütungsbestandteile zu maximieren und Refinanzierungsdruck zu verringern. Sie führen ihre Ergebnisse darauf zurück, dass kompetentere Manager ihre Intelligenz, ihre Expertise und ihr Gespür für die Berichterstattungsprozesse und Schwächen in den internen Kontrollen dafür einsetzen, sich ergebende Gelegenheiten für dolose Handlungen besser zu nutzen und die damit einhergehenden Manipulationen besser zu verbergen.760 Insgesamt ist dem RBA und UEA folgend zu vermuten, dass ein kompetenteres Management die Insolvenzwahrscheinlichkeit senken kann. Auch ein möglicher reflexiver Netto-Prognoseeffekt in Gestalt eines Selbsterfüllungseffektes könnte durch eine steigende Managementkompetenz reduziert und ggf. sogar umgekehrt werden. Wenngleich mögliche fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme zu gegenläufigen Zusammenhängen führen können, werden die folgenden Hypothesen gerichtet formuliert. Hintergrund ist, dass auch auf Basis der Agency-Theorie nur dann von entgegengesetzten Effekten ausgegangen werden kann, wenn fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme auch tatsächlich bestehen. H2: Mit steigender (abnehmender) Managementkompetenz verringert (erhöht) sich c.p. die Insolvenzwahrscheinlichkeit eines geprüften Unternehmens ohne GCO-Abgabe. H3: Mit steigender (abnehmender) Managementkompetenz verringert (erhöht) sich c.p. ein positiver Einfluss der Abgabe einer GCO auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit des geprüften Unternehmens (Veränderung eines reflexiven Netto-Prognoseeffekts).

758 759 760

Vgl. Francis et al. (2016), S. 62 ff. Vgl. Gul et al. (2018), S. 34. Vgl. ebd., S. 30 ff. m.w.N.

6. Empirische Untersuchung 6.1. Daten Untersucht werden US-amerikanische, börsennotierte Unternehmen im Zeitraum 2000 bis 2013 (14 Jahre). Es wird auf nachfolgende Datenbanken zurückgegriffen: Audit Analytics (Daten zur Abschlussprüfung), Compustat North America (Jahresabschlussdaten), CRSP (Kapitalmarktdaten und freiwillige Liquidationen), New Generation Research BankruptcyData (Insolvenzen) und UCLA-LoPucki Bankruptcy Research Database (Insolvenzen). Für die Jahre 2001 bis 2016 können die folgenden 2.002 Insolvenzanträge bzw. Liquidationen ermittelt werden. Einen Überblick gibt die folgende Abbildung:

Abbildung 5: Insolvenzen US-amerikanischer, börsennotierter Unternehmen (ohne Branchen: Utilities, Banking, Insurance, Real Estate, Trading)

Es wird deutlich, dass die Insolvenzen über die Jahre nicht gleichverteilt sind, sondern sich in einigen Zeiträumen häufen. Auffällig ist zunächst die Häufung im Zeitraum 2001 bis 2003,761 in den auch die großen Insolvenzen von Unternehmen wie Conseco, WorldCom, Enron und Pacific Gas & Electric fallen.762 Weiterhin zeigt sich im Intervall 2008 bis 2009 eine weitere Häufung, die auf die globale Wirtschafts- und Finanzkrise zurückzuführen sein dürfte.763 Um die vorgenannten Hypothesen zu überprüfen, ist indes die Hinzunahme weiterer Daten notwendig. Die nachfolgende Tabelle verdeutlicht die Stichprobenzusammensetzung.

761 762 763

Auch Altman/Hotchkiss (2006) stellen diese Häufung fest. Vgl. ebd., S. 10, 84. Vgl. z.B. Altman/Hotchkiss (2006), S. 15 Vgl. z.B. Geiger/Raghunandan/Riccardi (2014), S. 59 ff.

© Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH, ein Teil von Springer Nature 2019 M. Heinrichs, Going Concern Opinion, Managementkompetenz und Insolvenzwahrscheinlichkeit, Auditing and Accounting Studies, https://doi.org/10.1007/978-3-658-27127-5_6

108

Empirische Untersuchung Beobachtungen

Schnittmenge der Beobachtungen aus Audit Analytics, Compustat und eines Datensatzes zur Managementkompetenz* (2000-2013)a - keine finanzielle Schieflage - im Insolvenzverfahren - GCO im Vorjahr - fehlende Kontrollvariablenb Stichprobe für die Untersuchungsmodelle Alle Insolvenzen und Liquidationen börsennotierter Unternehmen (20012016)a - keine Beobachtungen aus Audit Analytics, Compustat und Managementkompetenz (2000-2013)a - keine finanzielle Schieflage - GCO im Vorjahr - fehlende Kontrollvariablen Insolvenz-Beobachtungen für die Untersuchungsmodelle * a b

Anzahl 58.307

Anteil 100 %

-31.680 -212 -5.239 -7.563 13.613

46 % 45 % 36 % 23 %

2.002

100 %

-1.511

25 %

-32 -120 -124 215

23 % 17 % 11 %

Die in Demerjian/Lev/McVay (2012) errechneten Managerial Ability Scores sind aktualisiert bis für das Jahr 2015 abrufbar unter: http://faculty.washington.edu/pdemerj/data.html (Stand: 26.10.2018). Ohne Branchen Utilities, Banking, Insurance, Real Estate, Trading; Managementkompetenz reduziert die Stichprobengröße insgesamt um 10.733 Beobachtungen. Insb. fehlende Daten zu den Prüfungsvariablen FEERATIO, LEADER_MSA, TENURE_SHORT und REPLAG führen zum Verlust von 3.976 Beobachtungen.

Tabelle 1: Stichprobenauswahl

Ausgangspunkt der Stichprobenauswahl ist die Schnittmenge der Beobachtungen der Datenbanken Audit Analytics, Compustat North America und eines Datensatzes zur Managementkompetenz. Der Betrachtungszeitraum beginnt im Geschäftsjahr 2000. Hintergrund ist, dass sich die Datenverfügbarkeit zu Prüfungsdaten und hier insb. zu den Prüfungshonoraren in Audit Analytics Anfang der 2000er Jahre erheblich verbessert.764 Der Untersuchungszeitraum endet im Geschäftsjahr 2013. Ausgeschlossen werden, wie in der Prüfungsforschung üblich, stark regulierte Branchen sowie Unternehmen aus dem Banken- und Versicherungssektor.765 Die Beobachtungen zu den Unternehmensinsolvenzen der einzelnen Datenbanken werden händisch konsolidiert und widersprüchliche Angaben werden überprüft und korrigiert. Die so ermittelten 2.002 Insolvenzen und Liquidationen werden nachfolgend den Beobachtungen in Compustat bzw. Audit Analytics auf Basis verschiedener Indikatoren (GVKEY, CIK und EIN) zugeordnet.766 Bei der Zuordnung gehen ca. 75 % der Insolvenz-Beobachtungen verloren. Gerakos et al. (2016) berichten mit 55 % einen ähnlich 764 765 766

Vgl. insofern auch Gerakos et al. (2016), S. 14. Vgl. z.B. Frey (2014), S. 141. Aufgrund sich im Zeitablauf ändernder Zuordnungen sowie teils schlechter Verfügbarkeit der Indikatoren können eine Vielzahl von Insolvenzen nicht zugeordnet werden. Der Versuch einer Zuordnung auch dieser Insolvenzen wird auf Basis ähnlicher Unternehmensmerkmale unternommen (fuzzy similarity). Im Einzelnen werden zunächst jeweils die (historischen) Unternehmensnamen standardisiert und mit den Unternehmensmerkmalen Telefonnummer, Bundesstaat und Stadt verknüpft. Es wird sodann ein Ähnlichkeitsscore im Intervall 0 bis 1 ermittelt. Zum Vorgehen vgl. ferner Ho et al. (2007). Sämtliche Paarungen mit einem Ähnlichkeitsscore von >0,7 werden manuell insb. hinsicht-

Daten

109

hohen Wert.767 Auch Carson et al. (2013) können für die Jahre 2000 bis 2010 nur 396 Insolvenzen identifizieren, für die Prüfungsdaten in Audit Analytics verfügbar sind.768 Hintergrund dürfte sein, dass Compustat nur die größten börsennotierten US-amerikanischen Unternehmen abdeckt.769 Allerdings verknüpfen die Autoren ihre Daten nicht auch mit Daten aus Compustat, was zu einem weiteren Verlust an Beobachtungen hätte führen dürfen. Eine Durchsicht der Daten ergibt, dass Insolvenzanträge häufig erst mit einem erheblichen Abstand zum letzten Jahresabschluss gestellt werden. Eine Insolvenz-Beobachtung bleibt vorliegend indes nur dann in der Stichprobe, wenn der Insolvenzantrag innerhalb von 365 Tagen nach dem Datum des Bestätigungsvermerks gestellt wurde. Der gegenüber Gerakos et al. (2016) nochmals geringere Erfolg der Zuordnung könnte darauf zurückzuführen sein, dass das Maß der Managementkompetenz insb. auch auf Basis von Informationen aus den Vorjahren konstruiert ist, Unternehmen in finanzieller Schieflage jedoch regelmäßig eine schlechtere Datenqualität aufweisen.770 Bei den 215 verbleibenden Insolvenzen und Liquidationen handelt es sich um eine Liquidation außerhalb des formalen Insolvenzrechts, sechs Insolvenzanträge nach chapter 7 sowie 208 Insolvenzanträge nach chapter 11.771 Es werden weiterhin solche Unternehmensbeobachtungen aus der Untersuchung ausgeschlossen, die keine Anzeichen einer finanziellen Schieflage aufweisen. Diese Konvention wird in der Literatur verschiedentlich definiert. In der vorliegenden Arbeit wird auf eine verhältnismäßig enge Definition zurückgegriffen, d.h. es muss ein negatives Jahresergebnis oder ein negativer operativer Cashflow vorliegen.772 Konzeptionell sichert diese Anforderung an die Stichprobe, dass sog. strategic bankruptcies ausgeschlossen werden.773 Dies wird als notwendig angesehen, da die Schuldnerfreundlichkeit des USamerikanischen Insolvenzrechts so weitreichend ist, dass grundsätzlich jedes Unternehmen ohne Vorliegen eines Insolvenzgrundes ein Insolvenzverfahren initiieren kann.774

767 768 769 770

771

772

773 774

lich ihrer Bilanzsummen überprüft. Diese Schwelle ist grundsätzlich arbiträr festzulegen. Eine vorangehende stichprobenartige Durchsicht der Matching-Ergebnisse ergibt, dass Paarungen mit einem geringeren Wert regelmäßig kein korrektes Match mehr enthalten. Vgl. Gerakos et al. (2016), S. 37. Vgl. Carson et al. (2013), S. 356 f. Vgl. z.B. ebd., S. 373. Weiterhin enthält die Stichprobe bei Gerakos et al. (2016) Unternehmen aus der Banken- und Versicherungsbranche, die möglicherweise auch in der Unternehmensschieflage noch eine bessere Datenqualität aufweisen könnten. Die dargestellten Verhältnisse sind bei der Betrachtung von Insolvenzen großer, börsennotierter Unternehmen in den USA nicht ungewöhnlich. Vgl. z.B. Newton (2010), S. 26 f. Die Insolvenz-Datenbank UCLA-LoPucki Bankruptcy Research Database weist insgesamt nur 24 Insolvenzen nach chapter 7 aus. Vgl. http://lopucki.law.ucla.edu/design_a_study.asp?OutputVariable=Chapter (abgerufen am 26.10.2018). Vgl. z.B. DeFond/Raghunandan/Subramanyam (2002), S. 1255; Carey/Simnett (2006), S. 660; Krishnan/Wang (2015), S. 154; Carson et al. (2013), S. 372 m.w.N. Es finden sich auch Untersuchungen mit einem weiteren Verständnis der Unternehmensschieflage. So setzen etwa Hopwood/McKeown/Mutchler (1994) und Pryor/Terza (2002) voraus, dass eine Unternehmensbeobachtung zumindest ein negatives working capital, ein negatives EBIT in t, t-1 oder t-2, ein retained earnings deficit in t-2 oder ein negatives Jahresergebnis in t, t-1 oder t-2 aufweisen muss. Vgl. Hopwood/McKeown/Mutchler (1994), S. 412. Vgl. Trips-Herbert (2009), S. 16 f.

110

Empirische Untersuchung

Weiterhin wird für die Unternehmensbeobachtungen sichergestellt, dass sich Unternehmen gerade zu Beginn der Stichprobe nicht bereits in einem Insolvenzverfahren befinden. Hierfür wurden zudem die Insolvenzverfahren seit 1995 untersucht. Unternehmen, die während des Untersuchungszeitraums Insolvenz anmelden, gelangen nachfolgend erst wieder in die Stichprobe, wenn das Insolvenzverfahren zuvor erfolgreich beendet wurde. In der Prüfungsliteratur wird überwiegend die Ansicht vertreten, reflexive Prognoseeffekte könnten nur dann wirken, wenn nicht bereits im Vorjahr eine GCO abgegeben wurde.775 Entsprechend ist die Nichtabgabe einer GCO im Vorjahr Voraussetzung, um in die Stichprobe zu gelangen. Eine Vielzahl an Beobachtungen wird aufgrund fehlender Verfügbarkeit der in den Untersuchungsmodellen herangezogenen Kontrollvariablen ausgeschlossen. 6.2. Untersuchungsmethodik 6.2.1.

Binäres Auswahlmodell

Zur Überprüfung der Hypothesen wird auf ein Regressionsmodell zurückgegriffen, das erklären soll, wodurch die Insolvenzanmeldung in einem Zeitraum von 365 Tagen nach dem Datum des Bestätigungsvermerks getrieben wird. Die abhängige Variable der Untersuchung ist somit binär kodiert. Die Anwendung eines linearen Regressionsmodells scheidet aus.776 Folglich wird ein binäres Auswahlmodell herangezogen, das mittels der Maximum-Likelihood-Methode geschätzt wird. Hier kommt insb. das Probitmodell infrage.777 Damit ein Probitmodell jedoch unverzerrte Schätzer liefert, darf das Modell nicht fehlspezifiziert sein. Der nachfolgende Abschnitt legt dar, warum ein Endogenitätsproblem vermutet wird und wie dieses im Rahmen der empirischen Untersuchung Berücksichtigung findet. 6.2.2. 6.2.2.1.

Endogenität Vermutete Gestalt

Bereits Louwers/Messina/Richard (1999) verdeutlichen, dass die Messung reflexiver Prognoseeffekte dadurch erschwert wird, dass auch die Fähigkeit des Prüfers, auf Basis von privaten Informationen die Unternehmensbeendigung korrekt zu prognostizieren,

775 776

777

Entsprechend gehen die Studien vor. Vgl. z.B. Pryor/Terza (2002); Frey (2014). Eine OLS-Regression würde Schätzwerte für die Insolvenzwahrscheinlichkeit liefern, die Werte kleiner null und größer eins annehmen könnten. Weiterhin würde eine Heteroskedastizitätsproblematik auftreten, da die Varianz der Residuen von der Ausprägung der erklärenden Variablen abhinge. Abhängig von der verwendeten Linkfunktion sind grundsätzlich auch andere Modelle denkbar (z.B. Logit). Logit liefert regelmäßig nahezu identische Ergebnisse, sodass die Wahl zwischen Probit und Logit nahezu arbiträr ist. Für Logit spricht die bessere Interpretierbarkeit mittels der Odds. Da nachfolgend insb. bivariate Probitmodelle gerechnet werden und keine bivariate Form des Logitmodells verfügbar ist, wird nachfolgend ausschließlich auf das Probitmodell abgestellt.

Untersuchungsmethodik

111

mitgemessen wird.778 Das der Arbeit zugrunde liegende Regressionsmodell hat vorläufig und vereinfacht folgende Gestalt:779 𝑦1 = 1[𝒛𝟏 𝜹𝟏 + 𝛼1 𝑦2 + 𝑒1 > 0] wobei 𝑦1 das Vorliegen einer Insolvenz, 𝒛𝟏 der Vektor erklärender Variablen, 𝜹𝟏 der Vektor der (wahren) Koeffizienten, 𝑦2 die Abgabe einer GCO und 𝛼1 der zugehörige (wahre) Koeffizient ist. Die Schreibweise 1[… > 0] soll verdeutlichen, dass es sich hierbei um ein Probitmodell handelt. Eine zentrale Anwendungsvoraussetzung univariater Regressionsmodelle wie OLS, Probit oder Logit ist, dass die erklärenden Variablen als exogen anzusehen sind. Korrelieren indes erklärende Variablen mit dem (empirisch nicht beobachtbaren) Fehlerterm 𝑒1 , wird von Endogenität gesprochen.780 Würde obenstehendes Modell geschätzt, könnte sich der geschätzte GCO-Parameter 𝛼̂1 aus den drei folgenden Effekten zusammensetzen: 1. Private, nicht im Modell enthaltene Informationen: Der Prüfer erlangt während der Abschlussprüfung private, d.h. dem Kapitalmarkt nicht bekannte, Informationen. Im Extremfall könnte der Prüfer durch das Management z.B. erfahren, dass zeitnah ein Insolvenzantrag nach chapter 7 (Liquidation) eingereicht werden soll. Erteilt der Prüfer daraufhin eine GCO, dürfte der Effekt dieser privaten Information auf 𝛼̂1 laden, sofern diese Informationen nicht in eine andere Variable eingeht. Vorliegend würde es sich demnach um einen omitted variables bias handeln. 2. Öffentlich verfügbare, nicht im Modell enthaltene Informationen: Über börsennotierte Unternehmen findet sich eine Vielzahl öffentlich verfügbarer Informationen. Diese reichen von umfangreichen Kapitalmarkt- sowie Rechnungslegungsdaten bis hin zu qualitativen Daten in Unternehmenspublikationen, Analystenschätzungen, Ratings oder Presseartikeln. Die nahezu unüberschaubare Breite an Informationsquellen und dort enthaltenen Informationen, aber auch forschungsökonomische Limitationen machen eine umfassende Berücksichtigung unmöglich. Gleichzeitig ist nicht auszuschließen, dass öffentlich verfügbare, jedoch nicht im Modell enthaltene Informationen durch den Prüfer herangezogen werden und insofern potenziell auch auf 𝛼̂1 laden. Ein Beispiel hierfür könnten die GC-Ausführungen des Managements im 10-K Dokument sein. Vorliegend würde es sich demnach ebenfalls um einen omitted variables bias handeln. 3. Reflexiver Netto-Prognoseeffekt: Schließlich würde auch der eigentlich untersuchte reflexive Prognoseeffekt gemessen werden. Ein positiver Effekt würde hierbei auf

778 779

780

Vgl. Louwers/Messina/Richard (1999), S. 814. Das hier dargestellte Regressionsmodell dient der Veranschaulichung des vermuteten Endogenitätsproblems. Die Gleichung ist vorläufig, da im Rahmen der empirischen Untersuchung auf das vermutete Endogenitätsproblem reagiert wird und das Modell entsprechend angepasst wird; die Gleichung ist vereinfacht, da die Zusammenhänge aus Gründen der Übersichtlichkeit nur für den sog. main effect der GCO erläutert werden. Interaktionen werden hier nicht betrachtet. Wooldridge (2010) stellt explizit fest, dass in das bivariate Probitmodell auch Interaktionen von 𝑦2 mit den erklärenden Variablen aufgenommen werden können. Vgl. ebd., S. 596. Vgl. z.B. ebd., S. 54.

112

Empirische Untersuchung

einen reflexiven Netto-Prognoseeffekt in Richtung einer Selbsterfüllung hindeuten, ein negativer in Richtung einer Selbstzerstörung.781 Die hier vermutete Ursache für das Vorliegen von Endogenität ist somit das Weglassen wichtiger, erklärender Variablen (omitted variables).782 Es kann vermutet werden, dass unbeobachtbare bzw. nicht im GCO-Modell enthaltene Variablen existieren, die sowohl die Abgabe einer GCO als auch die Einreichung eines Insolvenzantrags determinieren. Die Abgabe einer GCO kann durch folgendes Probitmodell modelliert werden: 𝑦2 = 1[𝒛𝜹𝟐 + 𝑒2 > 0] wobei 𝑦2 die Abgabe einer GCO, 𝒛 der Vektor erklärender Variablen783 und 𝜹𝟐 der Vektor der (wahren) Koeffizienten. Liegen omitted variables vor, so können die empirisch nicht beobachtbaren Fehlerterme 𝑒1 und 𝑒2 beider Gleichungen für die Beobachtung 𝑖 folgendermaßen dargestellt werden: 𝑒1𝑖 = ηi + ε1i 𝑒2𝑖 = ηi + ε2i wobei ε1i und ε2i die für jede Regression spezifische Komponente und ηi die beiden Regressionen gemeinsame Komponente bezeichnen. Zu beachten ist weiterhin, dass 𝑒1 und 𝑒2 konstruktionsbedingt (Probitmodell) standardnormalverteilt sind. ηi könnte zumindest teilweise auf den Koeffizienten 𝛼̂1 geladen werden und somit tendenziell zu einer Überschätzung des GCO-Effektes führen. Die Schätzung eines univariaten Probitmodells wäre mithin inkonsistent.784 6.2.2.2.

Bivariates Probitmodell als Lösungsansatz

Mit Blick auf die Struktur der empirisch nicht beobachtbaren Fehlerterme 𝑒1 und 𝑒2 fällt auf, dass diese bei Vorliegen einer gemeinsamen Komponente ηi korrelieren müssen; gilt indes ηi = 0, dürften 𝑒1 und 𝑒2 unkorreliert sein. Im Kontext einer binären, abhängigen und einer binären, endogenen, erklärenden Variable hat sich in der Vergangenheit 781

782 783

784

Gerakos et al. (2016) benennen die beiden ersten Effekte als information channel; dem dritten Effekt als inducement channel. Vgl. ebd., S. 1. Festzuhalten ist indes, dass die Autoren mit dem Begriff inducement channel semantisch nur eine Wirkung in Richtung von Selbsterfüllungseffekten anlegen. Die Möglichkeit, dass GCO situativ die Insolvenzwahrscheinlichkeit verringern können, wird nicht in Betracht gezogen. Vor dem Hintergrund, dass einzelne unkommentierte Teilergebnisse auf negative GCO inducement effects hindeuten, erstaunt diese konzeptionelle und sprachliche Einengung. Vgl. bezüglich der Teilergebnisse Gerakos et al. (2016), S. 42. Vgl. z.B. Wooldridge (2010), S. 54 f. 𝒛𝟏 kann dabei identisch mit 𝒛 sein. Ist 𝒛𝟏 jedoch eine Teilmenge von 𝒛, so handelt es sich um einen Instrumentenvariablen-Ansatz. Wooldridge (2010) bemerkt, dass ein rekursives, bivariates Probitmodell nicht zwingend einer exclusion restriction zur Identifikation bedarf. Vgl. ebd., S. 596. Ebenso schließen Altonji/Elder/Taber (2005) bei ihrer Replikation der Studie von Evans/Schwab (1995), dass eine exclusion restriction (Verwendung von Instrumenten) im bivariaten Probitmodell wenig Einfluss auf die geschätzten average treatment effects hat. Vielmehr könne die Identifikation durch die Nichtlinearität im bivariaten Probitmodell hergestellt werden. Vgl. Altonji/Elder/Taber (2005); Wooldridge (2010), S. 596. Vgl. z.B. ebd., S. 594.

Untersuchungsmethodik

113

das sog. rekursive, bivariate Probitmodell als Lösungsansatz etabliert.785 Kernidee ist es, beide Gleichungen in einem Modell zu schätzen und dabei die Korrelation ρ der Fehlerterme 𝑒1 und 𝑒2 explizit in dem Modell zu berücksichtigen. Es wird von einer bivariaten Normalverteilung der Fehlerterme ausgegangen. Diese wird regelmäßig folgendermaßen notiert: 𝑒1 0 1 ρ (𝑒 ) ~𝑁 {( ) , [ ]} 0 ρ 1 2 Der Erwartungswert von 0 und die Varianz bzw. Standardabweichung von 1 (Standardnormalverteilung) der Fehlerterme ergibt sich unmittelbar daraus, dass es sich um die Fehlerterme zweier, separater Probitmodelle handelt. Neu ist die Kovarianz bzw. Korrelation der Fehlerterme untereinander mit ρ.786 Da bivariate Probitmodelle in der Prüfungsforschung verhältnismäßig selten Anwendung finden, wird nachfolgend knapp das Vorgehen zur Schätzung eines bivariaten Probitmodells dargelegt. Bei einem univariaten Probitmodell wird folgende Dichte für 𝑦1𝑖 bei gegebenem 𝒛𝟏𝒊 und 𝑦2𝑖 herangezogen:787 𝑓(𝑦1 |𝒛𝟏𝒊 ; 𝜹𝟏; ; 𝛼1 ; 𝑦2𝑖 ) = [Φ(𝒛𝟏𝒊 𝜹𝟏 + 𝛼1 𝑦2 )]𝑦1 [1 − Φ(𝒛𝟏 𝜹𝟏 + 𝛼1 𝑦2 )]1−𝑦1 wobei Φ die kumulierte Dichtefunktion der Standardnormalverteilung ist. In Bezug auf das bivariate Probitmodell lässt sich die gemeinsame Verteilung von 𝑓(𝑦1 , 𝑦2 |𝒛) = 𝑓(𝑦1 |𝑦2 , 𝒛)𝑓(𝑦2 |𝒛) folgendermaßen ermitteln: Zunächst wird 𝑃(𝑦1 = 1|𝑒2 , 𝒛) wie folgt ausgedrückt:788 𝒛𝟏 𝜹𝟏 + 𝛼1 𝑦2 + ρ1 𝑒2 𝑃(𝑦1 = 1|𝑒2 , 𝒛) = Φ [ ] √1 − ρ12 Da 𝑦2 = 1 nur gilt, wenn 𝑒2 > −𝒛𝜹𝟐 ist die Dichte entsprechend zu adjustieren (trunkierte Standardnormalverteilung).789 𝑓(𝑒2 |𝑒2 > −𝒛𝜹𝟐 ) =

785

786

787 788

789

𝜙(𝑒2 ) Φ(𝒛𝜹𝟐 )

Vgl. für ein Beispiel Windzio (2013), S. 79 ff. Greene (2012) beschreibt das rekursive, bivariate Probitmodell anhand eines des folgenden Beispiels: Geklärt werden soll, ob das Anbieten eines gender economics course an einem Fachbereich durch die Unterstützung eines women’s studies program erklärt werden kann. Letzteres wird dabei als endogen vermutet. Vgl. ebd., S. 779 ff.; Wooldridge (2014), S. 226; ders. (2015), S. 441. Veranschaulichen lässt sich die bivariate Normalverteilung z.B. über einen sog. Contourplot. Würden 𝑒1 und 𝑒2 mit einer Vielzahl an Beobachtungen über diesen Plot dargestellt, so würden sich bei ρ = 0 Kreise ergeben. Mit zunehmendem ρ sollten die Kurven eine elliptische Gestalt annehmen. Vgl. ders. (2010), S. 568. Vgl. Wooldridge (2010), S. 594 ff. Da 𝑒1 = ηi + ε1i = ρ1 𝑒2 + ε1i und sowohl 𝑒1 als auch 𝑒2 standardnormalverteilt sind, muss auch ε1i normalverteilt sein, allerdings mit 𝑉𝑎𝑟(ε1 ) = 1 − ρ12 . Vgl. ebd., S. 586 f. Vgl. ebd., S. 594.

114

Empirische Untersuchung

Wobei 𝜙(𝑒2 ) die Dichte der Standardnormalverteilung darstellt. Es ergibt sich für 𝑃(𝑦1 = 1|𝑦2 = 1, 𝒛) sodann:790 𝑃(𝑦1 = 1|𝑦2 = 1, 𝒛) =

∞ 1 𝒛𝟏 𝜹𝟏 + 𝛼1 𝑦2 + ρ1 𝑒2 ∫ Φ[ ] 𝜙(𝑒2 )𝑑𝑒2 Φ(𝒛𝜹𝟐 ) −𝒛𝜹𝟐 √1 − ρ12

Um die Log-Likelihood-Funktion zu ermitteln, müssen 𝑃(𝑦1 = 1|𝑦2 = 1, 𝒛), 𝑃(𝑦1 = 1|𝑦2 = 0, 𝒛), 𝑃(𝑦1 = 0|𝑦2 = 1, 𝒛), 𝑃(𝑦1 = 0|𝑦2 = 0, 𝒛) und 𝑓(𝑦2 |𝒛) kombiniert und logarithmiert werden.791 Es lässt sich die gemeinsame Dichte für 𝑓(𝑦1 |𝑦2 , 𝒛)𝑓(𝑦2 |𝒛) konstruieren, die dann maximiert werden kann.792 Kann mittels eines Waldtests die Nullhypothese ρ = 0 verworfen werden, so deutet dies auf das Vorliegen von Endogenität hin.793 Um Wahrscheinlichkeiten und marginale Effekte aus der GCO-Abgabe, d.h. von 𝑦2 auf 𝑦1 zu berechnen, muss einzig auf die Parameter der Insolvenzgleichung zurückgegriffen werden. Diese können dann wie in einem univariaten Probitmodell in Wahrscheinlichkeiten überführt werden. Die geschätzten Parameter der GCO-Gleichung sowie die Schätzung von ρ sind hierfür unerheblich.794 6.2.2.3.

Diskussion alternativer Lösungsansätze

Zur Behebung von Endogenität sind grundsätzlich noch weitere Methoden zu nennen. Dieser Abschnitt soll deutlich machen, warum diese im vorliegenden Fall als weniger geeignet erscheinen. Endogenität in Gestalt von Selbstselektion wird in der empirischen Forschung häufig durch ein PSM adressiert.795 Dieses Verfahren ist aber nur dann geeignet, wenn die Selbstselektion ausschließlich auf Basis beobachtbarer Faktoren modellierbar ist.796 Mittels einer logistischen Regression wird ein PS dafür ermittelt, ein Treatment (hier: die Abgabe einer GCO) zu erhalten. Treatment Beobachtungen werden dann Zwillingsbeobachtungen ähnlicher PS zugeordnet. Das kann im vorliegenden Fall aufgrund von omitted variables gerade nicht gelingen.797 Erfolgt eine Untersuchung zu reflexiven Prognoseeffekten über eine Modellierung des Selektionsprozesses (GCO Abgabe) durch ein PSM, so wäre das Ergebnis dem alternativen Erklärungsansatz zugänglich, dass unberücksichtigte und ggf. private Informationen des Prüfers zu einer positiven Korrelation zwischen GCO und Insolvenzwahrscheinlichkeit führen.798 Mithin unterläge das Modell zur Schätzung der PS weiterhin einem omitted variable bias. 790 791 792 793

794

795 796 797 798

Für eine detailliertere Herleitung vgl. Wooldridge (2010), S. 595. Vgl. ebd., S. 595. Vgl. ebd., S. 524 und 596. Vgl. Windzio (2013), S. 83. Die Schätzung eines univariaten Probitmodells wäre inkonsistent. Vgl. Wooldridge (2010), S. 594; Greene (2012), S. 782. Vgl. Greene (2012), S. 783. Der average treatment effect (ATE) berechnet sich als Φ(𝒛𝟏 𝜹𝟏 + 𝛼1 ) − Φ(𝒛𝟏 𝜹𝟏 ). Vgl. Wooldridge (2010), S. 594. Vgl. Rosenbaum/Rubin (1983). Vgl. Shipman/Swanquist/Whited (2017), S. 214 ff. Vgl. Abschnitt 6.2.2.1. Vgl. zur grundsätzlichen Anwendbarkeit des PSM Tucker (2010), S. 36 ff.; Kajüter/Nienhaus (2016), S. 518.

Untersuchungsmethodik

115

Im Kontext dieser auf omitted variables zurückzuführenden Endogenität erscheint es geeigneter, diese explizit in einem Regressionsmodell zu berücksichtigen. Für lineare Modelle ist insb. der Two-Stage Least Squares-Ansatz (2SLS) zu nennen. Im vorliegenden Fall sind jedoch sowohl die abhängige Variable als auch die endogene erklärende Variable binär kodiert, sodass eine Anwendung ausscheidet. Auch eine Übertragung dieser Methodik (sog. plug-in-Ansätze) auf Probitmodelle führt zu verzerrten Parameterschätzungen und ist daher abzulehnen.799 Die Daten haben eine Längs- und eine Querschnittsdimension, insofern handelt es sich um Paneldaten.800 Kennzeichnend für Untersuchungen mit Paneldaten ist die große Bedeutung typischerweise vorliegender unbeobachteter, individueller Heterogenität. Diese kann grundsätzlich in Form von fixed- oder random-effects auftreten.801 Eine gepoolte Regression ist in solchen Fällen zumindest ineffizient, bei tatsächlichem Vorliegen von fixed-effects sogar inkonsistent.802 Ein Einbezug unternehmensfixer Effekte findet in der vorliegenden Arbeit nicht statt. Aufgrund perfekter Multikollinearität mit der entsprechenden unternehmensindividuellen Indikatorvariablen würden Unternehmen ausscheiden, die entweder in jedem betrachteten Jahr eine GCO oder keine GCO erhalten haben.803 Ein weiteres Problem ergibt sich für Unternehmen, die in der Stichprobe keinen Insolvenzantrag abgeben. Die jeweilige unternehmensspezifische Indikatorvariable würde somit stets die abhängige Variable perfekt erklären. Dieses Phänomen findet sich in der Literatur als sog. complete separation bzw. zero cells-Problem und äußert sich in Gestalt extremer Parameterschätzungen und Standardfehler.804 Aus den genannten Gründen wird auf ein Paneldaten-Modell verzichtet und eine gepoolte Regression gerechnet. Unternehmensfixe Effekte werden hilfsweise über branchenfixe Effekte kontrolliert.805 Um die Paneldatenstruktur bei der Berechnung der Standardfehler zu berücksichtigen, wird auf robuste, nach Unternehmen geclusterte Standardfehler zurückgegriffen. Diese berücksichtigen, dass die einzelnen Beobachtungen innerhalb der Cluster (Unternehmen) nicht zwingend unabhängig sind.806 Einige Arbeiten zu Selbsterfüllungseffekten in der Abschlussprüfung vermuten Endogenität in Gestalt von Simultanität.807 Idee ist hierbei, dass nicht nur die Abgabe einer GCO die Einreichung eines Insolvenzantrags innerhalb der nachfolgenden 365 Tage beeinflusst, sondern die Einreichung eines Insolvenzantrags in der Zukunft Einfluss auf 799

800 801 802 803 804 805

806 807

Gemeint ist hier, dass in Analogie zu 2SLS in einer ersten Probit-Regression die Wahrscheinlichkeit für die Abgabe einer GCO geschätzt wird, und dieser Wert in einem Hauptmodell anstatt der beobachteten GCO-Abgabe verwendet wird. Vgl. ferner z.B. Wooldridge (2015), S. 441 f. Vgl. ders. (2010), S. 4 ff. Vgl. ebd., S. 285 ff. Vgl. ebd., S. 333. Vgl. Frey (2014), S. 151. Vgl. im Kontext logistischer Regressionen Menard (2002), S. 78 ff. Dieses Vorgehen ist üblich. Lediglich Frey (2014) zieht in einem Robustheitscheck die Berechnung eines random-effects Modells heran. Im Falle des (für die Stichprobe empirisch nicht testbaren) Vorliegens fixer Effekte ist das random-effects Modell aber ebenso wie das gepoolte Modell inkonsistent. Vgl. ferner ebd., S. 151. Vgl. Long/Freese (2014), S. 103 ff. Vgl. z.B. Gaeremynck/Willekens (2003) und Arnedo/Lizarraga/Sánchez (2009).

116

Empirische Untersuchung

die Abgabe einer GCO in der Vergangenheit haben kann. Diese Studien wenden sog. simultane Gleichungssysteme an. In der vorliegenden Arbeit wird jedoch bei der Konstruktion der Stichprobe sichergestellt, dass die Insolvenzanträge nach Abgabe des Bestätigungsvermerks gestellt werden. Liegen nur wenige Tage zwischen Bestätigungsvermerk und Insolvenzantrag ist indes zu vermuten, dass der Prüfer bei Unterzeichnung des Bestätigungsvermerks bereits vorbereitende Maßnahmen des Managements in Richtung eines Insolvenzantrages wahrnehmen konnte. Solche Informationen dürften sich jedoch in ηi wiederfinden.808 Das vorliegende Endogenitätsproblem kann schließlich auch über einen Kontrollfunktionsansatz ähnlich einem Heckman-Ansatz adressiert werden. Das rekursive, bivariate Probitmodell führt Wooldridge (2010) folgend verglichen mit einem (zweistufigen) Kontrollfunktionsansatz indes zu effizienteren Parameterschätzungen.809 Gleichwohl wird im Rahmen der Robustheitsanalysen ein entsprechendes Modell gerechnet. 6.3. Modellformulierung In der vorliegenden Arbeit wird auf ein gepooltes, rekursives, bivariates Probitmodell zurückgegriffen. Folgende Gleichungen werden hierfür gemeinsam unter der Annahme 𝑒1 0 1 ρ (𝑒 ) ~𝑁 {( ) , [ ]} geschätzt: 0 ρ 1 2 𝐵𝐴𝑁𝐾𝑅𝑈𝑃𝑇𝑡+1 = 1[𝛽0 + 𝛽1 𝐹𝐼𝑅𝑆𝑇𝐺𝐶𝑂𝑡 + 𝛽2 𝐹𝐼𝑅𝑆𝑇𝐺𝐶𝑂𝑡 ∗ 𝑀𝐾𝑂𝑀𝑃𝑡 + 𝛽3 𝑀𝐾𝑂𝑀𝑃𝑡 + 𝛽4 𝑁𝐸𝐺𝐸𝑄𝑈𝐼𝑇𝑌𝑡 + 𝛽5 𝐿𝑁𝐴𝑇𝑡 + 𝛽6 𝑁𝐸𝐺𝐴𝑇𝐼𝑉𝐸𝑡 + 𝛽7 𝑅𝑂𝐴𝑡 + 𝛽8 𝐶𝐴𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆𝑡 + 𝛽9 𝐶𝐴𝐶𝐿𝑡 + 𝛽10 𝐶𝐴𝑇𝐴𝑡 + 𝛽11 𝐶𝐴𝑆𝐻𝑇𝐴𝑡 + 𝛽12 𝐿𝑇𝐷𝑇𝐴𝑡 + 𝛽13 𝐿𝑁𝐴𝐺𝐸𝑡 + 𝛽14 𝑂𝐶𝐹𝑡 + 𝛽15 𝑅𝐸𝑇𝑈𝑅𝑁𝑡 + 𝛽16 𝐵𝐸𝑇𝐴𝑡 + 𝛽17 𝑉𝑂𝐿𝐴𝑇𝐼𝐿𝐼𝑇𝑌𝑡 + 𝛽18 𝐿𝐸𝐴𝐷𝐸𝑅_𝑀𝑆𝐴𝑡 + 𝛽19 𝑇𝐸𝑁𝑈𝑅𝐸_𝑆𝐻𝑂𝑅𝑇𝑡 + 𝛽20 𝐹𝐸𝐸𝑅𝐴𝑇𝐼𝑂𝑡 + 𝐼𝑛𝑑𝑢𝑠𝑡𝑟𝑖𝑒 𝐹𝐸 + 𝐺𝑒𝑠𝑐ℎä𝑓𝑡𝑠𝑗𝑎ℎ𝑟 𝐹𝐸 + 𝑒1 > 0] 𝐹𝐼𝑅𝑆𝑇𝐺𝐶𝑂𝑡 = 1[𝛾0 + 𝛾1 𝑀𝐾𝑂𝑀𝑃𝑡 + 𝛾2 𝑁𝐸𝐺𝐸𝑄𝑈𝐼𝑇𝑌𝑡 + 𝛾3 𝐿𝑁𝐴𝑇𝑡 + 𝛾4 𝑁𝐸𝐺𝐴𝑇𝐼𝑉𝐸𝑡 + 𝛾5 𝑅𝑂𝐴𝑡 + 𝛾6 𝐶𝐴𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆𝑡 + 𝛾7 𝐶𝐴𝐶𝐿𝑡 + 𝛾8 𝐶𝐴𝑇𝐴𝑡 + 𝛾9 𝐶𝐴𝑆𝐻𝑇𝐴𝑡 + 𝛾10 𝐿𝑇𝐷𝑇𝐴𝑡 + 𝛾11 𝐿𝑁𝐴𝐺𝐸𝑡 + 𝛾12 𝑂𝐶𝐹𝑡 + 𝛾13 𝑅𝐸𝑇𝑈𝑅𝑁𝑡 + 𝛾14 𝐵𝐸𝑇𝐴𝑡 + 𝛾15 𝑉𝑂𝐿𝐴𝑇𝐼𝐿𝐼𝑇𝑌𝑡 + 𝛾16 𝐿𝐸𝐴𝐷𝐸𝑅_𝑀𝑆𝐴𝑡 + 𝛾17 𝑇𝐸𝑁𝑈𝑅𝐸_𝑆𝐻𝑂𝑅𝑇𝑡 + 𝛾18 𝐹𝐸𝐸𝑅𝐴𝑇𝐼𝑂𝑡 + 𝛾19 𝑅𝐸𝑃𝐿𝐴𝐺𝑡 + 𝐼𝑛𝑑𝑢𝑠𝑡𝑟𝑖𝑒 𝐹𝐸 + 𝐺𝑒𝑠𝑐ℎä𝑓𝑡𝑠𝑗𝑎ℎ𝑟 𝐹𝐸 + 𝑒2 > 0] Die interessierenden Variablen (𝐵𝐴𝑁𝐾𝑅𝑈𝑃𝑇, 𝐹𝐼𝑅𝑆𝑇𝐺𝐶𝑂, 𝐹𝐼𝑅𝑆𝑇𝐺𝐶𝑂 ∗ 𝐾𝑂𝑀𝑃 𝑢𝑛𝑑 𝑀𝐾𝑂𝑀𝑃) und die weiteren Variablen werden in den folgenden Unterabschnitten detailliert beschrieben und es werden Angaben bezüglich erwarteter Wirkungsrichtungen dargelegt.

808

809

Vgl. Abschnitt 6.2.2.1. Auch wenn es grundsätzlich nachvollziehbar erscheint, Simultanität zu vermuten, wird hier die Ansicht vertreten, die vom Prüfer wahrgenommene Insolvenzwahrscheinlichkeit hinreichend über die verwendeten Kontrollvariablen und das bivariate Probitmodell abzubilden. Vgl. ferner Wooldridge (2010), S. 591.

Modellformulierung

6.3.1.

117

Interessierende Variablen

Das im Rahmen dieser Untersuchung durch den Prüfer zu „prognostizierende“ Ereignis ist die Einreichung eines Insolvenzantrags innerhalb von 365 Tagen nach Datum des Bestätigungsvermerks.810 Insofern wird die Variable BANKRUPT binär kodiert. Die Indikatorvariable nimmt den Wert 1 an, wenn innerhalb eines Jahres nach dem Datum des Bestätigungsvermerks ein Insolvenzantrag gestellt wird, sonst 0. Bei dieser Kodierung handelt es sich dem Grunde nach um eine Konvention, da die Einreichung eines Insolvenzantrags, im Gegensatz etwa zu anderen Maßnahmen wie einem Delisting, ein objektivierbar nachteiliges Ereignis für das Unternehmen sein soll.811 Neben dieser verhältnismäßig engen Definition werden in den Robustheitsanalysen weitere alternative Unternehmensbeendigungen herangezogen. Die Ausführungen zu den Handlungsmöglichkeiten in der Unternehmensschieflage zeigen, dass ein formales Insolvenzverfahren nicht die einzige Handlungsoption darstellt, und darüber hinaus situativ auch deutliche Vorteile bietet. Gleichwohl kann es insb. aufgrund der hohen Kosten als negatives Ereignis betrachtet werden. Da das Insolvenzverfahren eingedenk der für einen Eigenantrag nicht erforderlichen Insolvenzgründe auch strategisch oder gar missbräuchlich genutzt werden kann, sollte eine empirische Untersuchung solche Fälle ausschließen, indem eine Unternehmensschieflage vorausgesetzt wird. Insb. aufgrund der eindeutigen Identifizierbarkeit des Antrags eignen sich Insolvenzen besonders gut als negatives Ereignis. Festzuhalten ist indes, dass eine reine Betrachtung solcher Ereignisse bezüglich der GCO-Abgabe zu höheren Anteilen an Typ-1 Fehlern führen dürfte. Hintergrund ist, dass die GCO-Berichterstattung nicht auf ein sich anbahnendes Insolvenzverfahren beschränkt ist, sondern weiter gefasst ist.812 Die Variable FIRSTGCO ist ebenfalls binär kodiert. Die Indikatorvariable nimmt den Wert 1 an, wenn eine GCO erteilt wird, sonst 0. Unternehmensbeobachtungen, denen eine GCO vorangegangen ist, werden aus der Betrachtung ausgeschlossen. Auch hierbei handelt es sich um eine Konvention. Einerseits wird davon ausgegangen, dass der Entscheidungsprozess eines Prüfers sich grundsätzlich ändere, wenn bereits im Vorjahr eine GCO abgegeben wurde.813 Andererseits könnten reflexive Prognoseeffekte nur noch schwer in Gang gesetzt werden.814 Das Konzept der Managementkompetenz ist nicht ohne weiteres beobachtbar. Bereits im Rahmen des Upper Echelons-Ansatz werden dabei u.a. psychologische und demografische Faktoren als Indikatoren für die Managementkompetenz beschrieben. In der vorliegenden Arbeit werden jedoch für die empirische Analyse solche Indikatoren nicht erhoben. Hambrick/Mason (1984) und Hambrick (2007) argumentieren, Forscher könn-

810

811 812 813 814

Diese Vorgabe wird gesetzt, um das ansonsten auftretende 15 Monate-Problem zu lösen. Vgl. ferner Geiger/Raghunandan/Rama (1998), S. 124. Teilweise finden sich auch andere Zeitfenster. Zum Beispiel ziehen Geiger/Raghunandan/Rama (1998) einen Zweijahreszeitraum heran. Vgl. z.B. Pryor/Terza (2002), S. 111. Vgl. PCAOB AS 2415.1. Vgl. Mutchler (1985), S. 680 f.; Carson et al. (2013), S. 357 ff. Vgl. z.B. Pryor/Terza (2002), S. 94.

118

Empirische Untersuchung

ten zur Vorhersage von Top Management-Team Entscheidungen die beobachtbaren, demografischen Eigenschaften der Teammitglieder heranziehen, um die zugrundeliegenden kognitiven Unterschiede verlässlich (wenngleich ungenau) zu messen.815 Das Konzept der Managementkompetenz wird vielmehr als ein einziges, alleinstehendes Maß operationalisiert, das durch seine Konstruktion als Residualmaß implizit auch psychologische und demografische Faktoren der Unternehmensleitung einschließen soll.816 Die Messung der Managementkompetenz folgt derjenigen von Demerjian/Lev/McVay (2012). Das Vorgehen ist zweistufig: In einem ersten Schritt wird mittels einer Dateneinhüllungsanalyse (Data Envelopment Analysis, DEA)817 die Effizienz des Unternehmens innerhalb einer Branche gem. Fama/French (1997) errechnet. Dabei wird ermittelt, wie effizient das Unternehmen (decision making unit, DMU)818 die verfügbaren Unternehmensressourcen (Inputs) in eine Outputgröße (Output) transformieren kann. Demerjian/Lev/McVay (2012) verwenden als Outputgröße die Umsatzerlöse 𝑦 und ziehen folgende sieben Inputgrößen 𝑥𝑖 heran:819 1. Sachanlagen, 2. Barwert der operativen Leasingverpflichtungen der nächsten fünf Jahre,820 3. geschätzter (Rest-)Wert der Forschungs- und Entwicklungsprojekte der vergangenen fünf Jahre,821 4. derivative Geschäfts- oder Firmenwerte, 5. sonstige immaterielle Vermögenswerte, 6. umsatzbezogene Herstellungskosten und 7. Vertriebs-, Verwaltungs- und Gemeinkosten. Nachfolgend wird die Berechnung der Effizienz ℎ für das Unternehmen j = 0 dargestellt. Im Rahmen der DEA wird folgende Gleichung durch Veränderung der Gewichte 𝑣𝑖 optimiert:822

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816 817

818 819 820

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Vgl. Hambrick/Mason (1984), S. 196; Qi et al. (2018), S. 142. Insb. wird argumentiert, es müssten die Eigenschaften des Top Management-Teams und nicht einzelner Manager wie etwa des CEO herangezogen werden. Vgl. Hambrick (2007). Vgl. Demerjian/Lev/McVay (2012), S. 1229. Die Autoren belegen dabei die Überlegenheit ihres Maßes gegenüber anderen Operationalisierungen. Vgl. ebd., S. 1238. Für eine Einführung vgl. z.B. Sherman/Zhu (2006), S. 49; Richter/Borsch (2017), S. 20 ff. Die nachfolgende Darstellung ist angelehnt an Charnes/Cooper/Rhodes (1978), S. 429 ff. auf die auch Demerjian/Lev/McVay (2012) Bezug nehmen. Vgl. Charnes/Cooper/Rhodes (1978), S. 429. Vgl. insb. für eine Begründung der Auswahl Demerjian/Lev/McVay (2012), S. 1234. Hintergrund ist, dass das Management zur Generierung von Umsatzerlösen auch auf geleaste Vermögenswerte zurückgreifen kann, die nicht im Rahmen der Sachanlagen bilanziert werden (operating leases). Da für solche Vermögenswerte jedoch die Leasingzahlungen der nächsten fünf Jahre offenzulegen sind, berechnen Demerjian/Lev/McVay (2012) aus dieser Angabe einen Barwert. Vgl. ebd., S. 1234. Hierfür werden die Forschungs- und Entwicklungsaufwendungen der vergangenen fünf Jahre herangezogen und jeweils eine Nutzungsdauer von 5 Jahren herangezogen. Vgl. ebd., S. 1234. Vgl. Charnes/Cooper/Rhodes (1978), S. 430.

Modellformulierung

119

max ℎ0 =

𝑦0 ∑7𝑖=1 𝑣𝑖 𝑥𝑖0

Diese Optimierung erfolgt indes unter der Nebenbedingung, dass mit den Gewichten 𝑣𝑖 keine Unternehmensbeobachtung 𝑗 existiert, die eine Effizienz >1 erzielen kann. Formal: 𝑦𝑗 ≤1 ∑7𝑖=1 𝑣𝑖 𝑥𝑖𝑗 Zudem wird vorausgesetzt, dass jedes Gewicht 𝑣𝑖 ≥ 0. Hintergrund ist, dass jeder Input einen positiven Beitrag zur Output-Generierung leisten sollte. Im Ergebnis werden DMU-spezifische 𝑣𝑖 errechnet, die somit jede DMU ins beste Licht rücken.823 Für ℎ𝑗 ergeben sich mithin Werte zwischen 0 und 1. Ein Wert von 1 deutet dabei auf ein effizientes Unternehmen, ein geringerer Wert deutet auf Ineffizienzen hin.824 In einem zweiten Schritt wird für jede betrachtete Industrie ein Tobit-Regressionsmodell825 gerechnet, in der das zuvor errechnete Effizienzmaß auf Faktoren regressiert wird, die die unternehmensspezifische Effizienz erklären sollen. Demerjian/Lev/McVay (2012) ziehen hierfür die folgenden unternehmensspezifischen Faktoren heran: 1. Unternehmensgröße als logarithmierte Bilanzsumme, 2. Marktanteil des Unternehmens in der nach Fama/French (1997) abgegrenzten Industrie, 3. Existenz von Free Cashflow,826 4. Unternehmensalter als logarithmierte Anzahl der Jahre seit der ersten Unternehmensbeobachtung in Compustat, 5. Geschäftsfeldkonzentration, 6. Geschäftstätigkeit im Ausland und 7. jahresfixe Effekte. Dabei sollen große Unternehmen und Unternehmen mit hohem Marktanteil aufgrund der daraus erwachsenden Marktmacht effizienter sein.827 Unternehmen mit Free Cashflow sollen ebenfalls effizienter sein, da frei verfügbare Mittel die Investition in Projekte mit positivem Kapitalwert erleichtern.828 Das Unternehmensalter soll ebenfalls in einem positiven Zusammenhang zur Effizienz stehen, da dem Unternehmen mit zunehmendem

823 824

825

826

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Vgl. Richter/Borsch (2017), S. 22. Vgl. Demerjian/Lev/McVay (2012), S. 1232 f. Die Darstellung hier und bei Demerjian/Lev/McVay (2012) legt konstante Skalenerträge zugrunde. Sollen variable Skalenerträge zugrunde gelegt werden, eignet sich die Modifikation nach Banker/Charnes/Cooper (1984), S. 1078 ff. Vgl. weiterführend z.B. Donthu/Hershberger/Osmonbekov (2005), S. 14. Da die Effizienz des Unternehmens nur im Intervall zwischen null und eins liegen kann, ist die abhängige Variable zensiert. Vgl. zum Tobitmodell z.B. Long (1997), S. 187 ff. Von einem Free Cashflow ist auszugehen, wenn gilt: 𝐸𝐵𝐼𝑇 − ∆𝑊𝑜𝑟𝑘𝑖𝑛𝑔 𝐶𝑎𝑝𝑖𝑡𝑎𝑙 − 𝐶𝐴𝑃𝐸𝑋 ≥ 0. Vgl. Demerjian/Lev/McVay (2012), S. 1237. Vgl. ebd., S. 1235. Vgl. ebd.

120

Empirische Untersuchung

Alter u.a. bessere Investitionsmöglichkeiten offen stehen sollen.829 Geschäftsfeldkonzentration und eine Geschäftstätigkeit im Ausland approximieren den Diversifikationsgrad des Unternehmens. Zunehmende Diversifikation soll dabei zu einer geringeren Effizienz führen. Hintergrund ist hierbei, dass ein diversifiziertes Unternehmen schwerer zu kontrollieren sein soll.830 Das Residuum dieser Tobit-Regression entspricht dem sog. Managerial Ability Score (MKOMP).831 Die Variable MKOMP ist metrisch skaliert und folgt in der Konstruktion Demerjian/Lev/McVay (2012). Die Variable wird zur Vermeidung von Multikollinearität mittelwertzentriert. Werte > 0 deuten demnach auf eine überdurchschnittliche, Werte < 0 auf eine unterdurchschnittliche Managementkompetenz hin. In den Robustheitsanalysen werden weitere Operationalisierungen der Managementkompetenz herangezogen. 6.3.2.

Weitere Variablen

In der Prüfungsforschung findet sich kein einheitliches Set an Kontrollvariablen, um die Wahrscheinlichkeit einer GCO-Abgabe oder einer Insolvenz zu modellieren.832 Im Folgenden werden deshalb die verwendeten Kontrollvariablen beschrieben und deren Auswahl begründet. Das Set an Kontrollvariablen umfasst Unternehmenscharakteristika, Prüfercharakteristika, Charakteristika der Prüfer-Mandanten Beziehung sowie Umweltcharakteristika.833 6.3.2.1.

Unternehmenscharakteristika

Eine bedeutende Kategorie von Einflussfaktoren für die Abgabe einer GCO bzw. den Eintritt einer Insolvenz bilden Mandantencharakteristika, die zumeist aus öffentlich verfügbaren Finanzinformationen abgeleitet werden können.834 Ein Modell zur Erklärung der Insolvenzwahrscheinlichkeit sollte insb. den Grad der Unternehmensschieflage auf Basis von Kennzahlen der Vermögens-, Finanz- und Ertragslage adäquat berücksichti-

829 830 831 832 833

834

Vgl. Demerjian/Lev/McVay (2012), S. 1236 m.w.N. Vgl. ebd. Die in Demerjian/Lev/McVay (2012) errechneten Managerial Ability Scores sind aktualisiert bis für das Jahr 2015 abrufbar unter: http://faculty.washington.edu/pdemerj/data.html (Stand: 26.10.2018). Vgl. Carson et al. (2013), S. 358. Für die folgenden Ausführungen, vgl. insb. ebd., S. 353 ff. Diese Systematisierung folgt Carson et al. (2013), die die bisherigen Ergebnisse der Prüfungsforschung bezüglich der Determinanten von GCO dergestalt strukturieren. Die enge, auch terminologische Anlehnung an dieses Werk soll zur besseren Objektivierung der Auswahl der Kontrollvariablen beitragen. Vgl. Carson et al. (2013), S. 357 ff. Gleichzeitig belegen die Befragungen z.B. von Mutchler (1984) und LaSalle/Anandarajan (1997), dass Prüfer solche Faktoren berücksichtigen.

Modellformulierung

121

gen. In der Prüfungsforschung wird hierfür regelmäßig auf Hopwood/McKeown/Mutchler (1994) zurückgegriffen.835 Anstatt jedoch die Parameterschätzungen als Insolvenzwahrscheinlichkeit zu übernehmen, werden sämtliche dort verwendete, insb. liquiditätsbezogene836 Variablen einzeln in das Modell aufgenommen:837 Return on assets (ROA) ist ein Maß der Ertragslage. Ein geringer oder negativer ROA deutet auf eine Ergebniskrise hin, die die Insolvenzwahrscheinlichkeit erhöhen und auch durch den Prüfer als Risikofaktor wahrgenommen werden sollte.838 Die Variable ist metrisch skaliert und definiert als Quotient aus Jahresergebnis und Bilanzsumme. Die Kennzahl current assets to sales (CASALES) beschreibt die Fähigkeit des Unternehmens effizient, d.h. mit geringen Vorrats- und Forderungsbeständen, Umsätze zu realisieren.839 Ein verhältnismäßig geringes Umlaufvermögen kann aber ein Indiz dafür sein, dass Forderungen wegen fehlender Einbringlichkeit oder Vorräte aufgrund von Absatzschwierigkeiten wertgemindert wurden. Insofern wird keine Erwartungshaltung geäußert. Die sog. current bzw. working capital ratio (CACL) ist eine Liquiditätskennzahl.840 Die Variable ist metrisch skaliert und definiert als Quotient aus Umlaufvermögen und kurzfristigen Verbindlichkeiten. Eine hohe Ausprägung deutet auf eine hohe Liquidität hin. Insofern dürften sich die Insolvenzwahrscheinlichkeit und auch die Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO bei hohen Werten verringern. Die current assets ratio (CATA) ist ebenfalls ein Maß für die Liquidität des Unternehmens und ist definiert als Quotient aus Umlaufvermögen und Bilanzsumme.841 Eine hohe Ausprägung der metrisch skalierten Variablen deutet auf eine geringe Anlagenintensität (1 - CATA) und mithin auf eine gute Liquidierbarkeit der Vermögenswerte hin. Das Management kann so z.B. eher durch den Verkauf von unrentablen Anlagen liquide Mittel generieren. Allerdings kann eine niedrige Anlagenintensität etwa bei der Kreditvergabe auch negativ beurteilt werden. Insofern wird keine Erwartungshaltung geäußert. Weiterhin findet die cash ratio (CASHTA) als weiteres Liquiditätsmaß Anwendung.842 Die Variable ist definiert als Quotient aus flüssigen Mitteln und Bilanzsumme. Auch 835

836 837

838

839 840 841 842

Wenngleich grundsätzlich eine Vielzahl weiterer Maße verfügbar ist, z.B. Altman (1968), Ohlson (1980), Zmijewski (1984), finden sich bzgl. der verwendeten Kennzahlen starke Überschneidungen zwischen den Maßen. Vgl. weiterhin beispielhaft Beaver (1966), Deakin (1972), Libby (1975). Foster/Ward/Woodroof (1998) wählen ebenso dieses Variablenset. Zur Bedeutung der Liquidität bei der GCO-Erteilung vgl. z.B. Kida (1980); Mutchler (1984); Koh (1991); Carson et al. (2013), S. 358. Hintergrund ist u.a., dass die Autoren ihr Modell auf Basis von Daten der Jahre 1974-1985 schätzen und eine weniger strenge Definition der Unternehmensschieflage zur Auswahl ihres Samples voraussetzen. Zur Bedeutung der Rentabilität bei der GCO-Erteilung vgl. z.B. Kida (1980); Mutchler (1984); Dopuch/Holthausen/Leftwich (1987); Altman/McGough (1974); Koh/Killough (1990); Menon/Schwartz (1987); Lee/Jiang/Anandarajan (2005); Carson et al. (2013), S. 358. Vgl. z.B. Hopwood/McKeown/Mutchler (1989) und dies. (1994). Vgl. z.B. Hopwood/McKeown/Mutchler (1989) und dies. (1994). Vgl. z.B. dies. (1989) und dies. (1994). Vgl. z.B. dies. (1989) und dies. (1994).

122

Empirische Untersuchung

hier deutet eine hohe Ausprägung der metrisch skalierten Kennzahl auf eine hohe Liquidität hin. Entsprechend kann erwartet werden, dass mit hohen Werten der Variable die Insolvenzwahrscheinlichkeit und die Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO sinken und vice versa. Die Fremdkapitalquote (LTDTA) findet ebenso Eingang in die Untersuchung.843 Es wird erwartet, dass eine hohe Fremdkapitalquote (langfristiges Fremdkapital skaliert mit der Bilanzsumme) die Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO und auch einer Insolvenz erhöht.844 Betrachtet wird zudem die Unternehmensgröße als logarithmierte Bilanzsumme (LNAT).845 In der Literatur findet sich typischerweise die Erwartungshaltung, dass ein großes Unternehmen eher weniger insolvenzgefährdet ist, da es u.a. leichteren Zugang zu Fremdkapital habe. Ebenso würden Prüfer bei großen Unternehmen auch wegen einer unter Umständen bestehenden wirtschaftlichen Abhängigkeit eher auf die Abgabe einer GCO verzichten.846 Insofern wird erwartet, dass die Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO mit zunehmender Unternehmensgröße sinkt. Dem entgegenzuhalten ist allerdings, dass Insolvenzen aufgrund der formalen Anforderungen mit hohen Kosten verbunden sind. Denkbar ist, dass im Falle einer Unternehmensschieflage Einigungen außerhalb eines Insolvenzverfahrens (out of court) bei einem kleineren Gläubigerkreis besser möglich sind als bei einem großen Unternehmen mit einer Vielzahl an Stakeholdern, das somit eher auf die Gruppenbildung im Rahmen des formalen Insolvenzverfahrens angewiesen ist.847 Insofern wird bezüglich des Einflusses auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit keine Erwartungshaltung geäußert. Daten zur Gläubigerstruktur selbst lagen nicht vor. Da die der Stichprobe zugrunde liegende Schieflagendefinition alternativ zu einem negativen ROA das Vorliegen eines negativen operativen Cashflows voraussetzt, wird die metrisch skalierte Variable OCF als Quotient aus operativem Cashflow und Bilanzsumme aufgenommen. Die Variable gibt an, inwiefern das Unternehmen in der Lage ist, (Netto-)Mittelzuflüsse aus der operativen Tätigkeit zu generieren. Niedrige oder negative Werte deuten auf eine Liquiditätskrise hin, die sowohl die Insolvenzwahrscheinlichkeit als auch die Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO erhöhen dürfte. Im Kontext der Insolvenz ist eine bilanzielle Überschuldung ein Hinweis darauf, dass auch eine insolvenzrechtliche Überschuldung (insolvency in a bankruptcy sense)848 vorliegen könnte. Wenngleich in den USA keine Insolvenzgründe existieren, die für einen Eigenantrag (voluntary filing) zwingend vorliegen müssen und die Überschuldung auch 843 844

845 846

847 848

Vgl. z.B. Hopwood/McKeown/Mutchler (1989) und dies. (1994). Zur Bedeutung der Fremdkapitalquote bei der GCO-Erteilung vgl. z.B. Altman/McGough (1974); Kida (1980); Mutchler (1984); Dopuch/Holthausen/Leftwich (1987); Raghunandan/Rama (1995); Carson et al. (2013), S. 358. Hopwood/McKeown/Mutchler (1994) ziehen hierfür logarithmierte Umsatzerlöse heran. Zur Bedeutung der Unternehmensgröße bei der GCO-Erteilung vgl. z.B. Dopuch/Holthausen/Leftwich (1987); McKeown/Mutchler/Hopwood (1991); Mutchler/Hopwood/McKeown (1997); Geiger/Raghunandan (2001); Carson et al. (2013), S. 358. Vgl. Yost (2002), S. 5 f. Vgl. Altman/Hotchkiss (2006), S. 5

Modellformulierung

123

für einen Fremdantrag (involuntary filing) keine Rolle spielt,849 erscheint eine Aufnahme sinnvoll. Die bilanzielle Überschuldung ist ein Indiz für wiederkehrende Verluste, die in der Folge das Eigenkapital aufgezehrt haben.850 Die Indikatorvariable NEGEQUITY nimmt bei Vorliegen eines negativen Eigenkapitals den Wert 1 an, sonst 0. Es wird davon ausgegangen, dass ein negatives Eigenkapital die Insolvenzwahrscheinlichkeit und die Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO erhöht. Es wird weiterhin für das Alter der Unternehmen kontrolliert. Als Surrogat dient der natürliche Logarithmus der bis dato verfügbaren Unternehmensjahre in Compustat (LNAGE). Die Ergebnisse der Prüfungsforschung deuten darauf hin, dass junge Unternehmen eher insolvent gehen bzw. eine GCO erhalten.851 Neben den rein quantitativen Informationen finden sich in den 10-K Dokumenten eine Reihe qualitativer Informationen. Zu nennen ist auch der (ungeprüfte) sog. Management Discussion and Analysis (MD&A) Abschnitt. Um auch solche qualitativ angelegten Informationen zu berücksichtigen,852 wird Loughran/McDonald (2011) folgend auf Basis von Wörterlisten für die in den 10-K-Dokumenten verwendete Sprache (linguistic tone) kontrolliert. Die Autoren entwickeln verschiedene Wörterlisten. Im Rahmen dieser Arbeit wird der Anteil negativ konnotierter Wörter an der Gesamtwörteranzahl der 10-KDokumente gemessen (NEGATIVE).853 Es wird vermutet, dass die Verwendung eher negativ konnotierter Begriffe zusätzlichen Informationsgehalt bezüglich der Lage des Unternehmens besitzt und positiv mit dem Insolvenzantrag wie auch der Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO assoziiert ist. Neben dem Geschäftsbericht existiert für die Kapitalgeber eines Unternehmens eine Vielzahl weiterer Informationsquellen. Zu nennen sind z.B. Ad-hoc-Mitteilungen (Form 8-K) und die Berichterstattung in der Tagespresse. Da davon auszugehen ist, dass Kapitalmarktteilnehmer relevante, öffentlich verfügbare Informationen zeitnah in den Aktienkurs einpreisen (mittelstrenge Informationseffizienz des Kapitalmarkts), wird zudem für die Jahresaktienrendite eines Unternehmens (RETURN) im Geschäftsjahr kontrolliert. Die Aktienkurse sind dabei für Kapitalmaßnahmen und Dividendenzahlungen adjustiert. Eine hohe Aktienrendite des Geschäftsjahres deutet darauf hin, dass der Kapitalmarkt die Entwicklung des Unternehmens als positiv beurteilt, insofern dürfte die

849 850 851 852

853

Vgl. Altman/Hotchkiss (2006), S. 28, 59. Vgl. ebd., S. 59. Vgl. Dopuch/Holthausen/Leftwich (1987); Blay/Moon/Paterson (2016), S. 31. Bereits Tennyson/Ingram/Dugan (1990) stellen fest, dass qualitative Informationen zur Prognose von Insolvenzen herangezogen werden können. Shirata/Sakagami (2008) können für japanische Unternehmen zeigen, dass aus der Auswertung von Schlüsselwörtern in Geschäftsberichten Rückschlüsse über die finanzielle Lage von Unternehmen gezogen werden können. Ebenso untersuchen Yang/Dolar/Mo (2018), inwiefern sich die Wortwahl von insolventen und nichtinsolventen Unternehmen unterscheidet. Die Daten sind abrufbar unter: http://www3.nd.edu/~mcdonald/Word_Lists.html (Stand: 26.10.2018). Es finden sich weitere Wörterlisten. Die Wörterlisten weisen allerdings erhebliche Überschneidungen auf. Vgl. Loughran/McDonald (2011), S. 45. In der Folge wird ausschließlich der Anteil negativer Wörter an den Gesamtwörtern herangezogen.

124

Empirische Untersuchung

Insolvenzwahrscheinlichkeit und die Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO sinken.854 Weiterhin werden auf Basis monatlicher Renditen unternehmensspezifische, jährliche Marktmodelle gerechnet. Als Marktportfolio wird der S&P 500 herangezogen. Das so ermittelte Jahresbeta (BETA) soll dabei das systematische Risiko des Unternehmens abbilden. Der Literatur folgend wird zudem die Standardabweichung der Residuen des Marktmodells (VOLATILITY) herangezogen. Eine hohe Streuung der Residuen deutet c.p. auf eine geringe Erklärungskraft des Marktmodells hin. Dies spricht dafür, dass unterjährig Preisanpassungen vorgenommen werden, die nicht durch das Marktportfolio erklärt werden können und insofern eher idiosynkratische Risiken abbilden. Insofern wird hier ein positiver Zusammenhang zur Insolvenzwahrscheinlichkeit und zur Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO vermutet.855 6.3.2.2.

Prüfercharakteristika

Die Erwartungshaltungen zu den vorangenannten Unternehmenscharakteristika machen deutlich, dass beide abhängigen Variablen (BANKRUPT, FIRSTGCO) grundsätzlich durch sehr ähnliche Einflüsse getrieben sein dürften. Wenngleich die nachfolgenden Variablen aus methodischen Gründen856 ebenfalls Eingang in die Modellierung der Insolvenzwahrscheinlichkeit finden, dient die Aufnahme von Prüfungscharakteristika insb. der Modellierung der GCO-Abgabe. Die Abgabe einer GCO wird in der Prüfungsforschung vielfach als Surrogat für eine hohe Prüfungsqualität herangezogen.857 Entsprechend wurden in diesem Forschungsfeld verschiedene Einflussfaktoren identifiziert und in die nachfolgenden Modelle aufgenommen. Es wird der lokale Industriespezialist (LEADER_MSA) berücksichtigt. Hier wird vermutet, dass die Branchenexpertise858 und Reputationsbedenken zu einer Steigerung der Unabhängigkeit führen. So steht zu vermuten, dass solche Prüfer durch Branchenexpertise besser in der Lage sind, die Aussagen des Managements zu prüfen859 und nicht zu-

854 855 856

857 858 859

Vgl. z.B. Dopuch/Holthausen/Leftwich (1987); Bell/Tabor (1991); Krishnan/Wang (2015), S. 157; Gutierrez et al. (2018), S. 45. Vgl. z.B. Dopuch/Holthausen/Leftwich (1987); Bell/Tabor (1991); DeFond/Raghunandan/Subramanyam (2002); Carson et al. (2013), S. 358. Würden die Variablen nur Eingang in die FIRSTGCO-Regression finden, würde es sich technisch um Instrumente handeln. Diese dürften u.a. keinen direkten Effekt auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit haben. Für die Variable FEERATIO kann aber nicht ausgeschlossen werden, dass eine Beratung des Abschlussprüfers stattfindet, um die Wahrscheinlichkeit einer Insolvenz zu verringern. Die Variable LEADER_MSA könnte indes einen Größeneffekt messen. Hintergrund ist, dass Industrieexpertise über den Marktanteil eines Prüfers in einer Branche in einer MSA berechnet wird. Große Unternehmen haben dabei per definitionem eher einen Prüfer mit Branchenexpertise. Vgl. MinuttiMeza (2013), S. 779 ff. Vgl. z.B. Francis (2004), S. 249 ff. Vgl. Low (2004), S. 202. Vgl. Gramling/Stone (2001), S. 3 m.w.N. So kann schon früh beobachtet werden, dass die Big NPrüfungsgesellschaften sich intern in Form sog. industry lines strukturieren. Vgl. Knechel/Naiker/Pacheco (2007), S. 20; Minutti-Meza (2013), S. 780.

Modellformulierung

125

letzt auch eine größere Bereitschaft besitzen, in Ressourcen zu investieren, die die Prüfungsqualität weiter erhöhen.860 Das Vorliegen von Branchenexpertise seitens des Abschlussprüfers kann in einer Vielzahl von Studien mit einer Steigerung der Prüfungsqualität in Verbindung gebracht werden.861 Die Variable LEADER_MSA nimmt dabei den Wert 1 an, wenn der Prüfer auf Niederlassungsebene (d.h. auf Ebene der sog. Metropolitan Statistical Area, MSA) in einer Branche nach Fama/French (1997) den größten Marktanteil besitzt, sonst 0.862 Ebenfalls ist davon auszugehen, dass ein Industriespezialist zur Sicherung seiner Reputation eher eine GCO abgibt. Branchenexpertise soll in der Folge die Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO erhöhen; ein Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit wird indes nicht vermutet.863 Das Verhältnis von Nicht-Prüfungshonoraren und Prüfungshonoraren (FEERATIO) wird herangezogen. DeFond/Raghunandan/Subramanyam (2002) und Blay/Geiger (2013) finden hier einen negativen Zusammenhang zur Prüfungsqualität. Sie vermuten, dass ein hoher Anteil an Nichtprüfungshonoraren die Unabhängigkeit gefährdet. Insofern sollte ein negativer Zusammenhang zur Wahrscheinlichkeit der GCO-Abgabe bestehen. Bezüglich des Einflusses auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit wird keine Erwartung geäußert. 6.3.2.3.

Charakteristika der Prüfer-Mandanten Beziehung

Die Länge der Prüfer-Mandanten Beziehung wird aufgenommen (TENURE_SHORT).864 Geiger/Raghunandan (2002) finden einen positiven Zusammenhang zwischen der Länge der Beziehung und der Wahrscheinlichkeit einer GCO-Abgabe. Die Autoren führen dies darauf zurück, dass der langjährige Abschlussprüfer tiefere Einblicke in das Unternehmen gewinnen kann und entsprechend Unternehmensschieflagen eher erkennt. Carson et al. (2013) vermuten, dass der Effekt auch durch die Schieflage des Unternehmens getrieben sein könnte. Unternehmen in Schieflage wechseln häufiger den Prüfer und haben demzufolge auch eher einen Prüfer mit kürzerer Mandatsdauer.865 Ebenso kann vermutet werden, dass mit zunehmender Mandatsdauer Unabhängigkeitsgefährdungen z.B. durch Vertrautheit auftreten können.866 Die Variable ist als Indikatorvariable kodiert. Sie nimmt den Wert 1 an, wenn die Länge der Prüfer-Mandantenbeziehung < 4 Jahre ist, sonst 0.867 Bezüglich der Wahrscheinlichkeit der GCO-Abgabe 860 861 862 863 864

865 866 867

Vgl. Gramling/Stone (2001), S. 3 m.w.N. Für umfangreiche Forschungsüberblicke vgl. z.B. Knechel et al. (2012); Audousset-Coulier/Jeny/Jiang (2016), S. 139 ff. Dieses Maß ist weit verbreitet, wenngleich auch zahlreiche weitere Maße existieren. Vgl. z.B. Reichelt/Wang (2010); Numan/Willekens (2012), S. 33. Prüfer könnten in ihrer Schwerpunktbranche „gefangen“ sein und dabei Objektivität und Unabhängigkeit einbüßen. Vgl. Gramling/Stone (2001), S. 3 m.w.N. Die Kodierung als Indikatorvariable ist dabei nicht ungewöhnlich, da insb. für die Zeit vor dem Jahr 2000 nur vergleichsweise ungenaue Daten vorliegen. Vgl. ferner Li/Luo (2017), S. 19. Vgl. Carson et al. (2013), S. 363. Vgl. z.B. Geiger/Raghunandan (2002), S. 67 ff. m.w.N. Es finden sich in der Literatur verschiedene weitere mögliche Operationalisierungen wie z.B. die (logarithmierte) Dauer in Jahren oder abweichend konstruierte Indikatorvariablen. Die Kodierung wird jedoch wie beschrieben gewählt, da Prüfungsdaten für die Geschäftsjahre vor 2000 nur sehr eingeschränkt verfügbar sind.

126

Empirische Untersuchung

wird keine Erwartung geäußert. Zur Insolvenzwahrscheinlichkeit wird indes mit einem positiven Zusammenhang gerechnet. Weiterhin wird die Anzahl der Tage zwischen Abschlussstichtag und Datum des Bestätigungsvermerks (REPLAG) herangezogen. Hierbei handelt es sich um eine Variable, die nur in die Gleichung zur Erklärung der GCO-Abgabe aufgenommen wird. Es wird vermutet, dass eine zunehmende Prüfungsdauer die Wahrscheinlichkeit dafür erhöht, dass der Prüfer Gegebenheiten und Ereignisse identifiziert, die zu einem erheblichen Zweifel führen können und insofern die Wahrscheinlichkeit einer GCO-Abgabe erhöhen.868 6.3.2.4.

Umweltcharakteristika

Zuletzt wird für Umweltcharakteristika kontrolliert, denn auch die gesamtwirtschaftliche Entwicklung und Industrieeffekte können sowohl die Abgabe von GCO als auch die Insolvenzwahrscheinlichkeit beeinflussen. Solche z.B. makroökonomischen Faktoren wären etwa das Wachstum des BIP und exogene Schocks wie etwa die globale Wirtschafts- und Finanzkrise (GFC). Die vorliegende Arbeit kontrolliert über geschäftsjahresfixe Effekte für solche zeitvarianten Einflüsse. Auch Branchencharakteristika können die Abgabe von GCO als auch die Insolvenzwahrscheinlichkeit beeinflussen. So zeigt Yost (2002), dass insb. Unternehmen in Schieflage aus Industrien, deren Unternehmen sich insgesamt durch kleinere market-to-book ratios auszeichnen, eher insolvent gehen.869 Branchen können sich auch z.B. bezüglich ihres Risikos für Rechtsstreitigkeiten unterscheiden.870 Diese werden über branchenfixe Effekte abgebildet.871 Die Variablendefinitionen finden sich überblicksartig in nachfolgender Tabelle.

868 869 870 871

Vgl. z.B. Carson et al. (2013), S. 364. Diese Argumentation ist indes nicht frei von Kritik. Eine entsprechende Diskussion findet sich im rahmen der Robustheitsanalysen. Vgl. Yost (2002), S. 36. Vgl. z.B. Reichelt/Wang (2010), S. 662. Es wird auf one-digit-sic codes abgestellt. Vgl. z.B. Li/Luo (2017), S. 7.

Modellformulierung Variable BANKRUPT

127 Beschreibung

Indikatorvariable: 1, wenn innerhalb eines Jahres nach dem Datum des Bestätigungsvermerks ein Insolvenzantrag gestellt wird, sonst 0 FIRSTGCO Indikatorvariable: 1, wenn Going Concern modifizierter Bestätigungsvermerk erteilt wird, sonst 0 MKOMP Managementkompetenz, gemessen als Managerial Ability gem. Demerjian/Lev/McVay (2012) NEGEQUITY Indikatorvariable: 1, wenn das Unternehmen ein negatives Eigenkapital ausweist, sonst 0 LNAT Natürlicher Logarithmus der Bilanzsumme NEGATIVE Anteil negativ konnotierter Wörter an den Gesamtwörtern des 10-K Dokuments gem. Loughran/McDonald (2011) ROA Return on Assets, Quotient aus Jahresergebnis und Bilanzsumme CASALES Quotient aus Umlaufvermögen und Umsatzerlösen CACL Current Ratio, Quotient aus Umlaufvermögen und kurzfristigen Verbindlichkeiten CATA Quotient aus Umlaufvermögen und Bilanzsumme CASHTA Quotient aus liquiden Mitteln und Bilanzsumme LTDTA Quotient aus langfristigem Fremdkapital und Bilanzsumme LNAGE Anzahl der Geschäftsjahre seit der Aufnahme in Compustat OCF Quotient aus operativem Cashflow und Bilanzsumme RETURN Aktienrendite des Geschäftsjahres BETA Einjähriger Betafaktor eines Marktmodells mit dem Referenzindex Standard & Poor's 500 auf Basis von Monatsrenditen VOLATILITY Standardabweichung der Residuen des Marktmodells LEADER_MSA Indikatorvariable: 1, wenn Prüfer Marktführer in einer Fama/French (1997)-Branche in der jeweiligen MSA, sonst 0 TENURE_SHORT Indikatorvariable: 1, wenn Länge der Prüfer-Mandanten-Beziehung kleiner 4 Jahre, sonst 0 FEERATIO Quotient aus Nicht-Prüfungshonoraren und Prüfungshonoraren REPLAG Anzahl der Tage zwischen Bilanzstichtag und Datum des Bestätigungsvermerks

Erwartunga n.a. (n.a.)

Skalenniveau nom.

+ (n.a.)

nom.

- (-)

metr.

+ (+)

nom.

? (-) + (+)

metr. metr.

- (-)

metr.

? (?) - (-)

metr. metr.

? (?) - (-) + (+)

metr. metr. metr.

- (-)

metr.

- (-) - (-) ? (?)

metr. metr. metr.

+ (+) ? (+)

metr. nom.

+ (?)

metr.

? (-)

metr.

n.a. (+)

metr.

n.a. nicht anwendbar, nom. nominal, metr. metrisch, + positiver Zusammenhang, - negativer Zusammenhang. a Erwartungshaltung zum Zusammenhang zur Insolvenzwahrscheinlichkeit, Erwartungshaltung zum Zusammenhang zur Abgabe einer GCO in Klammern. Tabelle 2: Variablendefinitionen

128

6.3.3.

Empirische Untersuchung

Überprüfung der erklärenden Variablen

Die Überprüfung der erklärenden Variablen erfolgt wie auch in univariaten Probit- oder Logitmodellen über zweiseitige z-Tests. Getestet wird die Nullhypothese Koeffi = 0. Ein p-Wert < 0,1 bzw. < 0,05 oder < 0,01 deutet darauf hin, dass die Nullhypothese auf dem jeweiligen Signifikanzniveau verworfen werden kann. In einer OLS-Regression lässt sich der Koeffizient einer Variablen als marginaler Effekt auffassen. D.h. der Koeffizient beschreibt c.p. die Änderung der abhängigen Variablen bei Änderung der erklärenden Variablen um eine Einheit.872 In binären Auswahlmodellen besteht indes gerade kein linearer Zusammenhang zur abhängigen Variablen (den geschätzten Wahrscheinlichkeiten). Vielmehr hängt der marginale Effekt einer Variablen von den Ausprägungen der anderen Variablen ab. Marginale Effekte lassen sich somit aus dem Koeffizienten einer Variablen allein nicht ableiten. Bei Anwendung einer logistischen Regression kann hilfsweise über sog. Chancen (odds) bzw. über das Verhältnis solcher Chancen (odds ratios) eine ökonomisch etwas besser fassbare Aufbereitung der Ergebnisse vorgenommen werden.873 In der vorliegenden Arbeit wird indes auf ein bivariates Probitmodell zurückgegriffen. Dieses ist ebenso wie das univariate Probitmodell einer Interpretation über odds und odds ratios nicht zugänglich. Aus dem Koeffizientenblock eines Probitmodells lässt sich nur ablesen, ob (Teststatistik bzw. assoziierter p-Wert) und ggf. in welcher Richtung (Vorzeichen des Koeffizienten) ein Effekt der erklärenden auf die abhängige Variable besteht. Für die Abschätzung der praktischen Relevanz der Ergebnisse ist neben der Richtung und Signifikanz der Zusammenhänge insb. auch die ökonomische Bedeutung der gezeigten Effekte von Bedeutung. So stellt sich im Falle möglicher reflexiver Prognoseeffekte mithin die Frage, um wieviel Prozentpunkte sich die Insolvenzwahrscheinlichkeit bei Abgabe einer GCO und unter Berücksichtigung unterschiedlicher Niveaus an Managementkompetenz verändert. Eine Abschätzung der ökonomischen Bedeutung möglicher reflexiver Prognoseeffekte soll deshalb über die Berechnung marginaler Effekte erfolgen. Dabei wird grundsätzlich auf AAP (average adjusted predictions) zurückgegriffen: Hierbei wird für jede Beobachtung der Stichprobe eine Insolvenzwahrscheinlichkeit mit und ohne Abgabe einer GCO errechnet, die Werte der weiteren Variablen mit Ausnahme von MKOMP verbleiben auf ihren ursprünglichen Ausprägungen. Die durchschnittliche Differenz zwischen den Wahrscheinlichkeiten für FIRSTGCO=1 und FIRSTGCO=0 aller Unternehmensbeobachtungen bildet den marginalen Effekt. Um den Effekt der Managementkompetenz zu berücksichtigen, wird dieses Vorgehen für fünf repräsentative Ausprägungen der Variablen MKOMP wiederholt (-2SD, -1SD, MW, +1SD, +2SD). Insofern enthalten die dargestellten marginalen Effekte auch ein Element

872 873

Ähnliche eingängige Interpretationen existieren für OLS-Regressionen auch bei verschiedenen Transformationen der abhängigen und/oder erklärenden Variablen. Vgl. z.B. Buis (2010), S. 305.

Deskriptive Statistik

129

von APR (adjusted predictions at representative values).874 Diese werden anschließend in einer Abbildung zusammengefasst.875 6.3.4.

Überprüfung des Modellfit

In linearen Regressionsmodellen findet die Überprüfung des Modellfits regelmäßig über das Bestimmtheitsmaß 𝑅2 statt. Die Interpretation ist einfach und intuitiv: Es handelt sich um den Anteil der durch das Modell erklärten an der gesamten Varianz der abhängigen Variablen. In Modellen, die nach der Maximum Likelihood-Methode geschätzt werden, ist dieses Maß nicht verfügbar und es werden hilfsweise sog. Pseudo-Bestimmtheitsmaße (Pseudo R2) herangezogen. Diese lassen sich grundsätzlich ähnlich interpretieren, werden jedoch deutlich abweichend konstruiert. Für ein univariates Probitmodell lässt sich regelmäßig ein McFadden R2 heranziehen: 𝑀𝑐𝐹𝑎𝑑𝑑𝑒𝑛 𝑅2 = 1 −

𝐿𝐿𝑣 𝐿𝐿0

wobei 𝐿𝐿𝑣 der Log-Likelihood-Wert des errechneten Probitmodells und 𝐿𝐿0 der LogLikelihood-Wert des Null-Modells ist. Das Null-Modell entspricht einem Probitmodell ohne erklärende Variablen, aber unter Einbezug einer Konstanten. Im rekursiven, bivariaten Probitmodell lässt sich ein McFadden R2 ebenso konstruieren, wobei 𝐿𝐿𝑣 der LogLikelihood-Wert des errechneten rekursiven, bivariaten Probitmodells und 𝐿𝐿0 der LogLikelihood-Wert des Null-Modells darstellt. Das Nullmodell entspricht hierbei einem rekursiven, bivariaten Probitmodell, indem die abhängige Variable BANKRUPT nur durch FIRSTGCO und eine Konstante und die abhängige Variable FIRSTGCO nur durch eine Konstante erklärt werden. Pseudo R2 bewegen sich mit einigen Ausnahmen grundsätzlich wie 𝑅2 im Intervall zwischen 0 und 1. Ein hoher Wert deutet auf eine gute Modellanpassung hin, wobei aus technischen Gründen bezüglich der absoluten Höhe nicht dieselben Maßstäbe wie an ein 𝑅2 angelegt werden können. Vielmehr deuten schon Werte zwischen 0,2 und 0,4 auf eine gute Modellanpassung hin.876 6.4. Deskriptive Statistik Nachfolgend sind deskriptive Statistiken für das Gesamtsample sowie separate Betrachtungen entlang der Variablen FIRSTGCO und BANKRUPT abgebildet. Die deskriptiven Statistiken dieser Variablen sind aufgrund des vergleichbaren Samples insb. mit Gerakos et al. (2016) gut vergleichbar. Der zunächst als niedrig erscheinende Anteil von Unternehmen mit nachfolgendem Insolvenzantrag (Anteil: 1,6 %) (Tabelle 3) findet sich so auch bei Gerakos et al. (2016) und weiteren Studien wie z.B. Gutierrez et al.

874

875 876

Bei marginalen Effekten nach APR werden nicht die ursprünglichen Ausprägungen der Beobachtungen verwendet, sondern die Wahrscheinlichkeiten einer repräsentativen Beobachtung (z.B. für ein arbiträr festgelegtes Beispielunternehmen). Werden statt repräsentativer Werte die Mittelwerte herangezogen, wird von APM (adjusted predictions at the means) gesprochen. Vgl. Williams (2012), S. 308 ff. Insofern werden für die Darstellung die Berechnungsmethoden APR und AAP kombiniert. Vgl. im Kontext einer logistischen Regression Backhaus et al. (2016), S. 317.

130

Empirische Untersuchung

(2018).877 5,9 % der Beobachtungen weisen zudem eine erstmalig erteilte GCO auf. Die interessierende Variable MKOMP ist nahezu normalverteilt, was insb. für die spätere Berechnung und Interpretation der marginalen Effekte von Bedeutung ist.878 Perzentile Variable BANKRUPT FIRSTGCO MKOMP NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO REPLAG

N 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613 13.613

MW 0,016 0,059 -0,020 0,085 4,857 0,018 -0,228 1,193 2,964 0,567 0,283 0,181 2,608 -0,075 0,040 1,582 0,181 0,430 0,328 0,393 68,201

SD

P5

P25

Median

P75

P95

0,099

-0,159

-0,077

-0,029

0,020

0,138

1,909 0,004 0,364 2,133 2,864 0,255 0,267 0,253 0,580 0,237 0,855 1,983 0,115

1,850 0,012 -0,917 0,161 0,593 0,120 0,006 0,000 1,792 -0,546 -0,820 -1,290 0,063

3,506 0,015 -0,284 0,326 1,287 0,370 0,056 0,000 2,197 -0,122 -0,483 0,417 0,105

4,751 0,018 -0,100 0,541 2,026 0,589 0,189 0,057 2,565 -0,010 -0,156 1,388 0,152

6,110 0,020 -0,026 1,022 3,527 0,781 0,460 0,291 2,944 0,057 0,255 2,533 0,220

8,221 0,025 0,039 4,644 8,540 0,942 0,828 0,707 3,738 0,154 1,648 5,201 0,400

0,617 23,801

0,000 28,000

0,050 55,000

0,180 70,000

0,458 82,000

1,541 102,000

N Anzahl der Beobachtungen, MW Mittelwert, SD Standardabweichung, P Perzentil. Die metrisch skalierten Variablen sind vor der Zentrierung mit dem Mittelwert angegeben. Tabelle 3: Deskriptive Statistik – Gesamt

Auch die weiteren Variablen deuten auf keine Anomalien hin und sind mit vorangegangenen Studien wie z.B. Krishnan/Wang (2015) oder Bhaskar/Krishnan/Yu (2017) vergleichbar. Die separate Betrachtung legt nahe, dass sich Unternehmen mit erstmalig erteilter GCO in einer schwereren Schieflage befinden (Tabelle 4). Erstaunlich ist allenfalls, dass LTDTA und BETA sich nicht signifikant zwischen den Gruppen unterscheiden. LEADER_MSA verhält sich als einzige Variable in dieser univariaten Betrachtung entgegen der Erwartung.

877

878

Gutierrez et al. (2018) fassen die entsprechende Variable allerdings deutlich weiter und zählen z.B. auch die Verletzung von Kreditvertragsklauseln hinzu. Insofern erstaunt es, dass die Autoren nicht einen deutlich höheren Anteil an Beobachtungen mit einem Default-Ereignis berichten. Die an den Standardabweichungen orientierte Wahl der repräsentativen Werte für MKOMP ist nicht zufällig. Vielmehr kann bei einer normalverteilten Variable davon ausgegangen werden, dass in den Streuintervallen µ±σ und µ±2σ ca. 70 % bzw. 95 % aller Beobachtungen liegen.

Deskriptive Statistik

Variable BANKRUPT MKOMP NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO REPLAG

131 FIRSTGCO=1

FIRSTGCO=0

N 808 808 808 808 808 808 808 808 808 808 808 808 808 808 808 808 808 808 808 808

N 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805 12.805

MW 0,120 -0,038 0,283 3,435 0,018 -0,708 0,833 1,360 0,526 0,210 0,179 2,441 -0,341 -0,374 1,622 0,262 0,359 0,374 0,314 86,819

MW 0,009 -0,019 0,073 4,946 0,018 -0,198 1,216 3,065 0,570 0,288 0,181 2,618 -0,058 0,066 1,580 0,176 0,434 0,326 0,398 67,026

Diff 0,111 -0,019 0,211 -1,511 0,001 -0,510 -0,383 -1,705 -0,043 -0,078 -0,002 -0,177 -0,283 -0,440 0,042 0,086 -0,075 0,048 -0,084 19,794

p-Wert 0,0000*** 0,0000*** 0,0000*** 0,0000*** 0,0000*** 0,0000*** 0,0000*** 0,0000*** 0,0000*** 0,0000*** 0,7890 0,0000*** 0,0000*** 0,0000*** 0,5599 0,0000*** 0,0000*** 0,0047*** 0,0002*** 0,0000***

N Anzahl der Beobachtungen, MW Mittelwert, Diff Differenz der Mittelwerte. * p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test (T-Test für intervallskalierte Variablen, Proportion-Test für binärkodierte Variablen). Die metrisch skalierten Variablen sind vor der Zentrierung mit dem Mittelwert angegeben. Tabelle 4: Deskriptive Statistik – FIRSTGCO=1 vs. FIRSTGCO=0

Werden die Beobachtungen mit Insolvenzantrag innerhalb von 365 Tagen nach Abgabe des Bestätigungsvermerks mit den Unternehmen, die nachfolgend keine Insolvenz anmelden müssen, verglichen (Tabelle 5), zeigt sich ein vergleichbares Bild. Sämtliche Tendenzen folgen der Erwartung. Allerdings zeigen sich keine signifikanten Unterschiede bei den Variablen LNAGE, BETA, TENURE_SHORT und FEERATIO.

132

Empirische Untersuchung BANKRUPT=1

Variable FIRSTGCO MKOMP NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO REPLAG

N 215 215 215 215 215 215 215 215 215 215 215 215 215 215 215 215 215 215 215 215

MW 0,451 -0,057 0,344 5,411 0,019 -0,408 0,695 1,574 0,443 0,148 0,352 2,567 -0,139 -0,408 1,606 0,224 0,502 0,372 0,411 82,772

BANKRUPT=0 N 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398 13.398

MW 0,053 -0,020 0,081 4,848 0,018 -0,225 1,201 2,986 0,569 0,286 0,179 2,608 -0,073 0,047 1,582 0,180 0,429 0,328 0,393 67,967

Diff 0,398 -0,037 0,263 0,564 0,001 -0,183 -0,506 -1,412 -0,126 -0,138 0,174 -0,041 -0,065 -0,455 0,024 0,043 0,074 0,044 0,018 14,805

p-Wert 0,0000*** 0,0000*** 0,0000*** 0,0000*** 0,0001*** 0,0000*** 0,0006*** 0,0000*** 0,0000*** 0,0000*** 0,0000*** 0,3012 0,0001*** 0,0000*** 0,8577 0,0000*** 0,0302** 0,1695 0,6674 0,0000***

N Anzahl der Beobachtungen, MW Mittelwert, Diff Differenz der Mittelwerte. * p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test (T-Test für intervallskalierte Variablen, Proportion-Test für binärkodierte Variablen). Die metrisch skalierten Variablen sind vor der Zentrierung mit dem Mittelwert angegeben. Tabelle 5: Deskriptive Statistik – BANKRUPT=1 vs. BANKRUPT=0

Multikollinearität tritt auf, wenn erklärende Variablen durch eine Linearkombination anderer erklärender Variablen zumindest teilweise konstruiert werden können. Moderate Korrelation zwischen den erklärenden Variablen ist dabei grundsätzlich unproblematisch. Kritisch für Regressionsmodelle ist indes nur schwerwiegende Multikollinearität. Die Folge sind regelmäßig ineffiziente Schätzungen und mithin hohe Standardfehler der betroffenen Variablen.879 Ein erstes Indiz möglicher, schwerwiegender Multikollinearität könnte zunächst über eine Korrelationsmatrix geliefert werden, die die Korrelationen zwischen je zwei Variablen darstellt.880 Absolutwerte ≥ 0,3 sind dabei beachtenswert.881 Die diesbezügliche Tabelle findet sich im Anhang (Tabelle 17). Es wird deutlich, dass bezüglich der interessierenden Variablen keine Korrelationen ≥ 0,3 existieren.882 Zwischen den Kontrollvariablen CASALES, CACL, CATA und CASHTA beste-

879 880 881 882

Im Fall von perfekter Multikollinearität ist eine eindeutige Berechnung der betreffenden Koeffizienten nicht möglich. Vgl. Menard (2002), S. 75. Die Darstellung findet sich im Anhang. Vgl. z.B. Ratzinger-Sakel (2013), S. 144. Der Korrelationskoeffizient nach Pearson zwischen FIRSTGCO und ROA ist betragsmäßig zwar ≥ 0,3, allerdings lässt sich dieser für dieses Variablenpaar nicht sinnvoll interpretieren, da beide Vari-

Deskriptive Statistik

133

hen indes hohe Korrelationskoeffizienten. Dies könnte die Aussagekraft der Parameterschätzungen bezüglich dieser Kontrollvariablen beeinflussen. Ansonsten zeigen sich nur vereinzelt hohe Korrelationen: Die Variable LNAT weist eine hohe Korrelation mit den Variablen ROA (Spearman: 0,3560, Pearson: 0,3626), LTDTA (Spearman: 0,4154, Pearson: 0,3429) und OCF (Spearman: 0,4332, Pearson: 0,4301) auf. Demzufolge verfügen große Unternehmen tendenziell über einen höheren Return on Assets, sind stärker mittels langfristigen Fremdkapitals finanziert und verfügen über einen höheren mit der Bilanzsumme skalierten operativen Cashflow. Schließlich zeigt sich eine starke Korrelation zwischen den Variablen ROA und OCF (Spearman: 0,4395, Pearson: 0,6674). Hohe, negative Korrelationskoeffizienten bestehen zwischen LTDTA und den weiteren Variablen nach Hopwood/McKeown/Mutchler (1994): Eine starke Finanzierung über langfristiges Fremdkapital ist demnach etwa mit niedrigeren Beständen an liquiden Mitteln und Umlaufvermögen im Allgemeinen korreliert. Weiterhin ist die Variable OCF stark negativ mit CASALES (Spearman: -0,4058, Pearson: -0,2373), CATA (Spearman: -0,3903, Pearson: -0,3202) und CASHTA (Spearman: -0,3703, Pearson: -0,3525) korreliert. Die Zusammenhänge sind auch zu erwarten, da Umsatzerlöse (Nenner der Variable CASALES) grundsätzlich (ggf. nach Ablauf einer Zahlungsfrist) zu Einzahlungen führen sollten. Eine hohe current ratio kann indes auf einen hohen Forderungsbestand bzw. Absatzschwierigkeiten der Vorräte hindeuten, und führt gerade nicht zu Einzahlungen. Ein hoher Bestand an liquiden Mitteln könnte darauf hindeuten, dass keine lohnenden Investitionsmöglichkeiten existieren. Die Unternehmensgröße LNAT ist weiterhin stark negativ mit CATA (Spearman: -0,4147, Pearson: -0,4240) und VOLATILITY (Spearman: -0,3168, Pearson: -0,2956) korreliert. So ist etwa davon auszugehen, dass sich einzelne unternehmensindividuelle Risiken in großen Unternehmen eher ausgleichen und sich weniger im Aktienkurs widerspiegeln. Schließlich weisen die Variablen ROA und VOLATILITY eine starke, negative Korrelation auf (Spearman: -0,3172, Pearson: 0,2526). Ein deutlich geeigneteres Indiz für ggf. bestehende schwerwiegende Multikollinearität liefert ein sog. Variance Inflation Factor (VIF). Für jede erklärende Variable wird ein 1 VIF folgendermaßen errechnet: 𝑉𝐼𝐹𝑗 = 2 wobei 𝑉𝐼𝐹𝑗 der Variance Inflation Factor 1−𝑅𝑗

der erklärenden Variable j und 𝑅𝑗2 das Bestimmtheitsmaß einer OLS-Regression der Variable j auf alle anderen erklärenden Variablen.

ablen metrisch skaliert sein müssen. Der (hier interpretierbare) Korrelationskoeffizient nach Spearman ist betragsmäßig indes < 0,3. Dies gilt auch für die Korrelation zwischen NEGEQUITY und LTDTA.

134

Empirische Untersuchung

Variable VIF Variable VIF Interessierende Variablen branchenfixe Effekte FIRSTGCO 1,30 MINING 1,24 FIRSTGCO * MKOMP 1,33 CONSTRUCTION 1,02 MKOMP 3,47 TRANSPORTATION 1,26 Kontrollvariablen WHOLESALE TRADE 1,08 NEGEQUITY 1,60 (2,09) RETAIL TRADE 1,10 LNAT 2,22 (2,46) SERVICES 1,30 NEGATIVE 1,26 (1,15) PUBLIC ADMINISTRATION 1,03 ROA 2,20 (1,99) jahresfixe Effekte CASALES 3,10 (3,07) 2001 3,25 CACL 2,04 (2,01) 2002 3,51 CATA 2,56 (2,76) 2003 3,37 CASHTA 2,96 (4,00) 2004 3,15 LTDTA 1,93 (1,94) 2005 3,09 LNAGE 1,30 (1,31) 2006 3,11 OCF 2,29 (2,13) 2007 2,97 RETURN 1,35 (1,15) 2008 3,34 BETA 1,15 (1,10) 2009 3,22 VOLATILITY 1,55 (1,37) 2010 2,73 LEADER_MSA 1,11 (2,15) 2011 2,61 TENURE_SHORT 1,07 (1,43) 2012 2,76 FEERATIO 1,44 (1,16) 2013 2,73 Es werden für sämtliche Kontrollvariablen mit Ausnahme der branchen- und jahresfixen Effekte Interaktionen mit der Variable MKOMP aufgenommen. Die VIF für diese Interaktionsterme finden sich zur besseren Übersicht in Klammern hinter der entsprechenden Kontrollvariable. Tabelle 6: VIF

Ein VIF > 10 wird als Indikator für das Vorliegen schwerwiegender Multikollinearität angesehen.883 Weiterhin ist zu beachten, dass selbst bei Vorliegen schwerwiegender Multikollinearität, die Aussagekraft des Modells bezüglich der zu testenden Hypothesen nur dann eingeschränkt ist, wenn die zu interessierenden Variablen selbst betroffen sind. Hohe VIF für reine Kontrollvariablen sind insoweit unkritisch. Anstatt die betroffenen Variablen zu interpretieren, sollten allerdings vielmehr die hohen VIFs bei der Beschreibung der Ergebnisse offengelegt werden.884 Sämtliche VIF sind im Rahmen der gerechneten Modelle ≤ 4. Tabelle 6 enthält die VIF eines Modells mit allen Kontrollvariablen inkl. deren Interaktion mit der Variablen MKOMP. 6.5. Ergebnisse der Regressionsanalyse Tabelle 7 enthält die Ergebnisse des bivariaten Probitmodells, das zum Testen der Hypothesen herangezogen wird. Das Modell weist ein Pseudo-R2 von 0,316 auf. Dieser 883

884

Vgl. Backhaus et al. (2016), S. 108. Ein VIF von 10 bedeutet, dass 90 % der Varianz einer Variablen durch die anderen erklärenden Variablen des Modells erklärt werden können. Insofern können bereits niedrigere Werte auf eine notwendige Änderung der Modellspezifikation hinweisen. Menard (2002) erachten bereits einen VIF von 5 (R2 von 0,8) als „Anlass zur Sorge“. Ebd., S. 76. Die Koeffizienten und Standardfehler und mithin die daraus konstruierten Teststatistiken der betroffenen Kontrollvariablen sind nicht mehr sinnvoll zu interpretieren. Vgl. ferner Menard (2002), S. 78.

Ergebnisse der Regressionsanalyse

135

Wert spricht für eine gute Modellanpassung. Der Waldtest deutet zudem auf eine signifikante Erklärungskraft des Modells hin. Bedeutsam ist der signifikante Korrelationskoeffizient 𝜌 mit dem Wert 0,278. Es liegt mithin Endogenität in Gestalt von omitted variables vor, die durch das bivariate Probitmodell berücksichtigt wird. Bezüglich der zu testenden Hypothesen ergibt sich Folgendes: H1 kann bestätigt werden, da FIRSTGCO für Unternehmensbeobachtungen mit einem durchschnittlichen Niveau an Managementkompetenz einen signifikant positiven Koeffizienten aufweist (Koeff.: 0,451, p-Wert: 0,0460). H2 kann bestätigt werden, da das Niveau der Managementkompetenz für Unternehmen ohne GCO (Koeff.: -0.977, p-Wert: 0,0230) signifikant negative Koeffizienten liefert. H3 kann ebenso bestätigt werden, da der Koeffizient der Interaktion FIRSTGCO * MKOMP negativ und signifikant ist (Koeff.: -2,228, p-Wert: 0,0210). Bezogen auf H1 und H3 lässt sich feststellen, dass sich ein im Durchschnitt bestehender Netto-Selbsterfüllungseffekt mit zunehmender (abnehmendem) Managementkompetenz abschwächt (vergrößert). Im Folgenden werden die Ergebnisse der signifikanten Kontrollvariablen dargestellt und mit der eingangs geäußerten Erwartungshaltung abgeglichen: Das Vorliegen von negativem Eigenkapital (NEGEQUITY) führt erwartungsgemäß sowohl zu einer erhöhten Insolvenzwahrscheinlichkeit (Koeff.: 0,460, p-Wert: 0,0000) als auch zu einer höheren Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO (Koeff.: 0,461, p-Wert: 0,0000). Auffällig sind die Koeffizienten der Kontrollvariable LNAT (Unternehmensgröße). Während für große Unternehmen die Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO sinkt (Koeff.: 0,138, p-Wert: 0,0000), steigt die Insolvenzwahrscheinlichkeit mit der Unternehmensgröße (Koeff.: 0,110, p-Wert: 0,0000). Dies könnte auf eine Unabhängigkeitsbeeinträchtigung des Abschlussprüfers hindeuten. Davon gehen etwa Pryor/Terza (2002) implizit aus, da sie die Interaktion Big 6 als Surrogat für eine höhere Prüfungsqualität und die Interaktion mit der Unternehmensgröße als Instrument für die Abgabe einer GCO aufnehmen.885 Ein alternativer Erklärungsansatz wäre indes, dass der Prüfer bei seiner Beurteilung zur Abgabe einer GCO nicht nur eine mögliche Insolvenz, sondern auch andere negative Ausgänge der Unternehmensschieflage im Blick hat. Mithin wäre denkbar, dass großen Unternehmen tatsächlich insgesamt ein geringeres Risiko von negativen Ausgängen einer Unternehmensschieflage innewohnt. Die Regression zur Insolvenzwahrscheinlichkeit fokussiert allerdings nur auf Insolvenzen. Dieser bestimmte, negative Ausgang könnte jedoch bei großen Unternehmen wahrscheinlicher sein, da große Unternehmen wegen der Vielzahl ihrer Stakeholder eher auf das gerichtliche Insolvenzverfahren angewiesen sein könnten als kleine Unternehmen, die eine Unternehmensschieflage eher im Rahmen privater Verhandlungen mit einem kleineren Stakeholderkreis beilegen können. Dieser Argumentation folgend sollten sich die Koeffizienten einander annähern, wenn anstelle der Insolvenz zusätzlich auch andere, negative Ausgänge der Schieflage Eingang in die Insolvenzvariable finden. Im Rahmen der Robustheitsanalysen wird ein Modell mit einer alternativen Operationalisierung des Kon-

885

Die Eignung dieser Variable als Instrument ist indes in Frage zu stellen, da die Variable mit einer tStatistik von 0,033 in der GCO-Regression nicht annähernd signifikant ist.

136

Empirische Untersuchung

zepts der Unternehmensbeendigung gerechnet. Der positive Effekt von LNAT in der Insolvenzgleichung ist indes so auch bei z.B. Pryor/Terza (2002) und Geiger/Raghunandan/Rama (1998) zu beobachten.

(bivariates Probit) BANKRUPT Koeff. Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO Instrumentvariable REPLAG Konstante MKOMP * Kontrollvariablena Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,451 -2,228 -0,977

0,046** 0,021** 0,023**

-1,803

0,000***

0,460 0,110 34,798 -0,091 -0,005 -0,010 0,317 -0,995 0,274 -0,053 -0,397 -0,402 -0,028 1,287 0,049 0,119 0,034

0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,401 0,889 0,789 0,100 0,000*** 0,066* 0,397 0,043** 0,000*** 0,113 0,000*** 0,470 0,082* 0,542

0,461 -0,138 49,819 -0,223 0,014 -0,199 -0,383 -0,756 -0,450 -0,042 -1,021 -0,373 -0,018 1,622 0,002 -0,078 -0,073

0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,001*** 0,445 0,000*** 0,008*** 0,000*** 0,000*** 0,373 0,000*** 0,000*** 0,117 0,000*** 0,967 0,107 0,132

0,010

0,000***

-2,080

0,000***

-2,857

0,000*** Nein Ja Ja 1418,71*** 0,316 13.613

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. a Es werden für sämtliche Kontrollvariablen Interaktionen mit der Variable MKOMP aufgenommen. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0.278**, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 7: Ergebnisse – Bivariates Probitmodell ohne MKOMP*Kontrollvariablen

Ergebnisse der Regressionsanalyse

137

Erwartungsgemäß verhält sich die Kontrollvariable NEGATIVE, die den Anteil der negativ konnotierten Wörter an den Gesamtwörtern des 10-K Dokuments misst. Mit steigendem Anteil erhöhen sich Insolvenzwahrscheinlichkeit (Koeff.: 34,798, p-Wert: 0,000) und Wahrscheinlichkeit der GCO-Abgabe (Koeff.: 49,819, p-Wert: 0,000). Der Return on Assets (ROA) verhält sich bezüglich der Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO erwartungsgemäß. Mit steigender Ausprägung von ROA verringert sich die Wahrscheinlichkeit einer GCO (Koeff.: -0,223, p-Wert: 0,001). Die Current Ratio (CACL) steht erwartungsgemäß in einem negativen Zusammenhang zur Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO (Koeff.: -0,199, p-Wert: 0,000). Bezüglich der current assets ratio (CATA) wurde wegen möglicher gegenläufiger Effekte keine Erwartungshaltung geäußert. Die Ergebnisse zeigen, dass eine hohe Ausprägung die Wahrscheinlichkeit der GCO-Abgabe verringert (Koeff.: -0,383, p-Wert: 0,008). Ein möglicher Erklärungsansatz könnte sein, dass der Abschlussprüfer einen hohen Anteil an kurzfristigem Fremdkapital (Nenner erhöht sich; CATA verringert sich) als besonders kritisch wahrnimmt und entsprechend eher eine GCO abgibt. Die Variable CASHTA zum Anteil der liquiden Mittel an der Bilanzsumme verhält sich erwartungsgemäß. Mit steigender Höhe der liquiden Mittel verringert sich demnach sowohl die Insolvenzwahrscheinlichkeit (Koeff.: -0,995, p-Wert: 0,0000) als auch die Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO (Koeff.: -0,756, p-Wert: 0,0000). Erwartungsgemäß erhöht der Anteil an langfristigem Fremdkapital an der Bilanzsumme (LTDTA) die Insolvenzwahrscheinlichkeit (Koeff.: 0,274, p-Wert: 0,0660). Gegenläufig zur Erwartung verringert ein hoher Anteil von langfristigem Fremdkapital an der Bilanzsumme die Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO (Koeff.: -0,450, p-Wert: 0,0000). Diese Variable wurde aufgenommen, um im Einklang mit dem Set an Kontrollvariablen bei Hopwood/McKeown/Mutchler (1994) zu sein. Es ist aber zu vermuten, dass diese Variable bei Vorliegen einer Unternehmensschieflage nur bedingt geeignet ist, für den Verschuldungsgrad zu kontrollieren, da zuvor langfristiges Fremdkapital möglicherweise z.B. durch Fälligstellung als kurzfristig ausgewiesen werden muss. Diese Verschärfung der Schieflage würde LTDTA indes c.p. sogar verringern.886 Im Rahmen der Robustheitsanalysen werden verschiedene Modelle mit einem sog. sparsamen Modell gerechnet, indem insb. bezüglich der Schieflage nur für die Insolvenzwahrscheinlichkeit nach Hopwood/McKeown/Mutchler (1994) kontrolliert wird.887 Der mit der Bilanzsumme skalierte operative Cashflow (OCF) ist erwartungsgemäß mit steigender Ausprägung mit einer abnehmenden Insolvenzwahrscheinlichkeit (Koeff.: 0,397, p-Wert: 0,0430) und einer abnehmenden Wahrscheinlichkeit der GCO-Abgabe assoziiert (Koeff.: -1,021, p-Wert: 0,0000). Die Aktienrendite des Geschäftsjahres (RETURN) verhält sich ebenfalls erwartungsgemäß: Mit steigender Ausprägung nimmt die Insolvenzwahrscheinlichkeit (Koeff.: -0,402, p-Wert: 0,0000) und die Wahrscheinlichkeit der GCO-Abgabe ab (Koeff.: -0,373, p-Wert: 0,0000). Erwartungsgemäß ist eine hohe Standardabweichung der Residuen (VOLATILITY) des Marktmodells mit einer

886 887

Angesprochen ist hiermit das Refinanzierungsrisiko, das im Zuge der zusätzlichen Analysen separat adressiert wird. Vgl. insb. Abschnitt 6.6.1.

138

Empirische Untersuchung

steigenden Insolvenzwahrscheinlichkeit (Koeff.: -1,287, p-Wert: 0,0000) und einer höheren Wahrscheinlichkeit der GCO-Abgabe assoziiert (Koeff.: 1,622, p-Wert: 0,0000). Die Variable zur Dauer der Prüfer-Mandanten-Beziehung (TENURE_SHORT) erhöht erwartungsgemäß die Insolvenzwahrscheinlichkeit (Koeff.: 0,119, p-Wert: 0,0820). Hintergrund dürfte sein, dass Unternehmen in Schieflage ihren Abschlussprüfer tendenziell häufiger wechseln. Schließlich ist die Instrumentvariable REPLAG zur Anzahl der Tage zwischen Abschlussstichtag und Datum des Bestätigungsvermerks hochsignifikant. Mit zunehmender Prüfungsdauer erhöht sich demnach die Wahrscheinlichkeit einer GCO-Abgabe (Koeff.: 0,010, p-Wert: 0,0000). Der hohe Wert der Teststatistik (𝑧 = 10,92) deutet weiterhin auf eine zumindest bezüglich der hohen Korrelation mit der endogenen Variable FIRSTGCO hervorragende Eignung als Instrumentvariable hin. Die durchgeführte Regressionsanalyse lässt indes bezüglich H3 offen, ob tatsächlich die Abgabe der GCO (FIRSTGCO) ursächlich für einen sich verändernden Effekt aus der Managementkompetenz ist. D.h. es ist nicht auszuschließen, dass der Effekt aus FIRSTGCO * MKOMP verschwindet, wenn weitere Interaktionen mit MKOMP aufgenommen werden. Werden zusätzlich in beiden Gleichungen des bivariaten Probitmodells zusätzlich die Kontrollvariablen mit MKOMP interagiert, ergibt sich das Regressionsmodell in nachfolgender Tabelle 8.888 Die Effekte der Koeffizienten FIRSTGCO, FIRSTGCO * MKOMP sowie MKOMP bleiben bestehen. Allerdings ist zu beachten, dass die Koeffizienten FIRSTGCO * MKOMP sowie MKOMP dahingehend bedingt sind, als dass sie nur gelten, wenn sämtliche nominal skalierten Kontrollvariablen den Wert 0 und sämtliche metrisch skalierten Kontrollvariablen den Wert 0 (d.h. ihren Mittelwert) annehmen. Bezüglich des vorangegangenen Regressionsmodells ergeben sich folgende Änderungen für die Kontrollvariablen unter der Bedingung MKOMP=0 (Mittelwert): CASALES steht in einem inversen Zusammenhang zur Insolvenzwahrscheinlichkeit (Koeff.: 0,120; p-Wert: 0,089), allerdings in einem positiven zur Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO (Koeff.: 0,042; p-Wert: 0,083). Aufgrund möglicher gegenläufiger Effekte wurde im Vorhinein keine Erwartungshaltung gebildet. So könnte das Vorhandensein von kurzfristig liquidierbaren Vermögenswerten, z.B. Forderungen und Vorräten, die geringere Insolvenzwahrscheinlichkeit erklären (höherer Zähler). Der Prüfer könnte indes insb. die gemessen an den vorgehaltenen Vorräten und dem hohen Forderungsbestand geringen Umsatzerlöse als kritisch bewerten. CATA steht in einem positiven Zusammenhang zur Insolvenzwahrscheinlichkeit (Koeff.: 0,402; pWert: 0,051). Auch hier wurde aufgrund möglicher gegenläufiger Effekte ex ante keine Erwartungshaltung gebildet. Der Effekt könnte indes darauf hindeuten, dass mit einer sinkenden Anlagenintensität (1-CATA) auch die Möglichkeiten für einen Turnaround durch Verkauf von Sachanlagen geringer sind bzw. potenziellen Fremdkapitalgebern kaum Kreditsicherheiten geboten werden können und somit eine Kreditaufnahme zur Sicherung der Liquidität erschwert wird.

888

Einen vergleichbaren Ansatz wählen z.B. auch Cornaggia/Krishnan/Wang (2017).

Ergebnisse der Regressionsanalyse

139 (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO Instrumentvariable REPLAG Konstante MKOMP * Kontrollvariablena Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,388 -2,620 -3,155

0,099* 0,018** 0,000***

-1,604

0,013**

0,464 0,112 34,846 -0,083 -0,120 -0,017 0,402 -0,880 0,296 -0,037 -0,458 -0,418 -0,023 1,340 0,059 0,144 0,015

0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,434 0,089* 0,747 0,051* 0,001*** 0,057* 0,584 0,016** 0,000*** 0,219 0,000*** 0,408 0,042** 0,791

0,444 -0,144 49,339 -0,214 0,042 -0,210 -0,361 -0,777 -0,440 -0,037 -1,030 -0,373 -0,016 1,589 -0,008 -0,083 -0,122

0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,002*** 0,083* 0,000*** 0,011** 0,000*** 0,000*** 0,441 0,000*** 0,000*** 0,151 0,000*** 0,879 0,089* 0,029**

0,010

0,000***

-2,077

0,000***

-2,926

0,000*** Ja Ja Ja 1542,05*** 0,320 13.613

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. a Es werden für sämtliche Kontrollvariablen Interaktionen mit der Variable MKOMP aufgenommen. Eine Tabelle, die auch die Koeffizienten dieser Variablen berichtet, ist dem Anhang zu entnehmen (Tabelle 18). Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0.303**, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 8: Ergebnisse – Bivariates Probitmodell mit MKOMP*Kontrollvariablen (verkürzte Darstellung)

140

Empirische Untersuchung

Bezüglich des Zusammenhangs von TENURE_SHORT zur Wahrscheinlichkeit der GCO-Abgabe wurde aufgrund möglicher gegenläufiger Effekte keine Erwartungshaltung formuliert. Der negative Zusammenhang (Koeff.: -0,083, p-Wert: 0,089) deutet aber darauf hin, dass ein Prüfer mit nur kurzer Mandatsdauer weniger Einblick in ein Unternehmen hat, Schieflagen deshalb tendenziell später erkennt und durch Abgabe einer GCO darauf hinweisen kann. FEERATIO steht in einem negativen Zusammenhang zur Wahrscheinlichkeit der Abgabe einer GCO (Koeff.: -0,122; p-Wert: 0,029). Die Variable entspricht mithin der ursprünglich geäußerten Erwartung. Zudem zeigt sich ein signifikanter Interaktionseffekt aus MKOMP * FEERATIO (Koeff.: -0,195; p-Wert: 0,006). Demnach verstärkt sich der Effekt einer hohen FEERATIO mit steigender Managementkompetenz und vice versa. Die Betrachtung der weiteren Interaktionseffekte liefert überwiegend keine signifikanten Ergebnisse. Eine Ausnahme bildet die Interaktion MKOMP * CASHTA bezüglich der prüferischen Urteilsfindung (Koeff.: 3,034; p-Wert: 0,056). Demnach verringert sich der ursprünglich negative Zusammenhang von CASHTA auf die Wahrscheinlichkeit der GCO-Abgabe mit zunehmender Managementkompetenz und vice versa. Spiegelbildlich verringert (erhöht) sich auch die Bedeutung von MKOMP mit zunehmenden (abnehmenden) Werten für CASHTA. Dieselbe Erklärung lässt sich auch auf die signifikante Interaktion MKOMP * RETURN anwenden (Koeff.: 0,798; p-Wert: 0,075). Die Ergebnisse können zusätzlich über marginale Effekte dargestellt werden. Im Anhang (Abbildungen 6 bis 8) finden sich Abbildungen zu den Insolvenzwahrscheinlichkeiten in Abhängigkeit von FIRSTGCO und MKOMP.889 Die hohe ökonomische Relevanz der vorliegenden Forschungsarbeit wird durch die Berechnung marginaler Effekte auf Basis der gerechneten bivariaten Probitmodelle verdeutlicht: Bei mittlerer Managementkompetenz erhöht die Abgabe einer GCO die Insolvenzwahrscheinlichkeit im Durchschnitt um 1,77 Prozentpunkte (Modell ohne MKOMP*Kontrollvariablen) und 1,41 Prozentpunkte (Modell mit MKOMP*Kontrollvariablen). Für eine Managementkompetenz eine (zwei) Standardabweichung(en) unterhalb des Durchschnittswertes erhöht sich der marginale Effekt der GCO-Abgabe auf 3,87 Prozentpunkte (7,26 Prozentpunkte) (Modell ohne MKOMP*Kontrollvariablen) und 4,17 Prozentpunkte (10,28 Prozentpunkte) (Modell mit MKOMP*Kontrollvariablen). Umgekehrt verringert sich der marginale Effekt der GCO-Abgabe für eine Managementkompetenz eine (zwei) Standardabweichung(en) oberhalb des Durchschnittswertes auf 0,59 Prozentpunkte (0,00 Prozentpunkte) (Modell ohne MKOMP*Kontrollvariablen) und 0,26 Prozentpunkte (-0,17 Prozentpunkte) (Modell mit MKOMP*Kontrollvariablen). Die Angabe marginaler Effekte findet sich nur in einer weiteren Studie im Bereich der reflexiven Prognoseeffekte. Gerakos et al. (2016) ermitteln für ihr Modell einen marginalen Effekt aus der GCO i.H.v. 0,84 Prozentpunkte.890 Die vorliegenden Ergebnisse bezüglich einer

889

890

Die Variable MKOMP wird für die Ausprägungen 0 (µ, Mittelwert), sowie ±σ (Standardabweichung) und ±2σ dargestellt. Da MKOMP annähernd normalverteilt ist, beinhalten die Intervalle µ±σ und µ±2σ ca. 70 % bzw. 95 % aller Beobachtungen. Vgl. Gerakos et al. (2016), S. 42.

Robustheitsanalysen

141

durchschnittlichen Managementkompetenz bewegen sich daher in einem vergleichbaren Bereich. Im Folgenden sollen die Ergebnisse mittels Robustheitsanalysen und verschiedener zusätzlicher Analysen validiert werden. Die Ergebnisse dieser Analysen werden dargestellt und in einem darauffolgenden Abschnitt gemeinsam interpretiert. 6.6. Robustheitsanalysen891 6.6.1.

Überraschungseffekt

Die Ergebnisse der Ereignisstudien zur GCO-Abgabe belegen einen Überraschungseffekt. D.h. der Aktienkurs weist insb. dann hohe negative, abnormale Renditen auf, wenn vorab nicht mit der Abgabe zu rechnen war. Ebenso deuten die Ergebnisse von Arnedo/Lizarraga/Sánchez (2009) und Arnedo et al. (2012) auf einen möglichen Überraschungs- bzw. Effekt aus der Unternehmensschieflage hin.892 Um auszuschließen, dass der gezeigte Effekt der Managementkompetenz auf einen solchen Überraschungseffekt zurückzuführen ist, werden nachfolgend HOPWOOD1994 und die Interaktion FIRSTGCO * HOPWOOD1994 in die Insolvenzgleichung aufgenommen.893 Liegt ein Überraschungs- bzw. Effekt aus der Unternehmensschieflage vor, ist für die Interaktion ein negatives Vorzeichen zu erwarten, da sich der GCO-Effekt mit abnehmender Schieflage verstärken sollte und vice versa. Mit der Analyse kann ein solcher Überraschungseffekt gezeigt werden (Koeff.: -0,533; p-Wert: 0,006). Die Ergebnisse bezüglich H1, H2 und H3 bleiben indes bestehen (Anhang: Tabelle 19). 6.6.2.

Verletzung von Covenants

Die Verletzung von Covenants kann ebenfalls Einfluss auf die Wahrscheinlichkeit der GCO-Abgabe und der Insolvenz nehmen.894 Die verwendeten Daten sind Nini/Smith/Sufi (2012) und Nini/Smith/Sufi (2011) entnommen.895 Da dieser Datensatz jedoch nur die Jahre bis 2011 abdeckt, verkleinert sich die Stichprobe entsprechend. Allerdings deutet die empirische Prüfungsforschung darauf hin, dass verletzte Covenants nicht zwingend Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit nehmen, da die Fremdkapitalgeber häufig z.B. gegen Zahlung einer sog. waiver fee gänzlich auf eine

891 892 893

Die Ergebnisse sämtlicher Robustheitsanalysen sind im Anhang abgedruckt. Vgl. ferner auch Böckenförde (1996), S. 42. Die Variable HOPWOOD1994 ist dabei ebenfalls mittelwertzentriert und errechnet sich als z = 7,322 - 15,756 * ROA + 0,973 * CASALES - 1,677 * CACL + 5,985 * CATA - 9,145 * CASHTA + ez

894

895

4,224 * LTDTA + 0,214 * ln(SALE). Wobei 𝐻𝑂𝑃𝑊𝑂𝑂𝐷1994 = . Vgl. Hopwood/McKe1+𝑒 𝑧 own/Mutchler (1994), S. 421. Der Wert der Konstante wird wie z.B. auch bei Basioudis/Papakonstantinou/Geiger (2008) zu finden gem. Geiger/Raghunandan (2001), S. 190 adjustiert. Vgl. z.B. Foster/Ward/Woodroof (1998); Chen/Church (1992), S. 30 ff.; Mutchler/Hopwood/McKeown (1997), S. 295 ff.; Carcello/Neal (2000), S. 455; Geiger/Raghunandan (2001), S. 187 ff.; Carson et al. (2013), S. 358; Bhaskar/Krishnan/Yu (2017). Abrufbar unter: http://finance.wharton.upenn.edu/~mrrobert/styled-9/styled-11/index.html (Stand: 26.10.2018).

142

Empirische Untersuchung

Durchsetzung von Auflagen verzichten.896 Eine Fälligstellung des Kredits findet regelmäßig nicht statt. Es wird eine Indikatorvariable VIOLATION aufgenommen, die den Wert 1 annimmt, wenn entweder im 10-K Dokument oder in einem der drei 10-Q Dokumente (Quartalsberichte) zumindest eine verletzte Covenant Erwähnung findet, sonst 0. Wird diese Variable aufgenommen, zeigen sich statistisch signifikante, positive Effekte auf die Abgabe einer GCO und die Insolvenzwahrscheinlichkeit. H1, H2 und H3 bestehen im Ergebnis fort. 6.6.3.

Weitere Formen der Liquidation und Reorganisation

Das US-amerikanische Insolvenzrecht kennt insb. chapter 7 (Liquidation) und chapter 11 (Restructuring). Es steht zu vermuten, dass die zugrundeliegenden Mechanismen und insb. mögliche reflexive Prognoseeffekte unterschiedlich wirken. Grundsätzlich wäre daher eine separate Betrachtung dieser beiden Ausprägungsformen der Insolvenz angezeigt. Bei großen, börsennotierten, mithin auch in der dieser Arbeit zugrundeliegenden Stichprobe, finden sich indes nahezu nur Insolvenzen nach chapter 11. Eine separate Betrachtung ist mithin nicht sinnvoll möglich. In Anlehnung an Nogler (2004) wurden unter Rückgriff auf die Datenbank CRSP zusätzlich zur Insolvenzantragstellung weitere Formen der Liquidation bzw. Reorganisation betrachtet. Tabelle 9 gibt Aufschluss darüber, dass zu den bestehenden 215 Insolvenzen der vorangegangenen Untersuchungen insb. 555 Übernahmen bzw. Verschmelzungen hinzutreten.897 Weitere Formen der Liquidation und Reorganisation Art N Insolvenz/freiwillige Liquidation 215 Übernahme oder Verschmelzung 555 Delisting 11 Andere 38 819

Anteil 26,3 % 67,8 % 1,3 % 4,6 % 100,0 %

Tabelle 9: Arten der Unternehmensbeendigung

Die Ergebnisse bleiben nur bezüglich H3 robust. Ein GCO-Effekt bei mittlerer Managementkompetenz ist nicht nachweisbar (H1), wenngleich der Koeffizient sich nur leicht unterhalb der üblichen Signifikanzniveaus bewegt (Koeff.: 0,300; p-Wert: 0,130). Ebenso ist ein Effekt aus der Managementkompetenz ohne Abgabe einer GCO nicht mehr nachweisbar (H2) (Anhang: Tabelle 20). 6.6.4.

Schwere Unternehmensschieflage

Die vorliegende Arbeit stellt darauf ab, dass Unternehmen der Stichprobe entweder ein negatives Jahresergebnis oder einen negativen operativen Cashflow aufweisen müssen.

896 897

Vgl. z.B. Nini/Smith/Sufi (2012), S. 1713 ff.; Bhaskar/Krishnan/Yu (2017), S. 189 m.w.N. Erklärungsbedürftig ist die Kategorie „Andere“. Hierunter fallen solche Unternehmen, die nicht länger den Berichterstattungspflichten der SEC nachkommen.

Robustheitsanalysen

143

Eine finanzielle Schieflage wird in den Arbeiten im Bereich GC regelmäßig vorausgesetzt, um eine Verzerrung der Ergebnisse durch sog. strategic bankruptcies auszuschließen. Die verwendete Schieflagendefinition ist in der Prüfungsforschung weit verbreitet, lässt aber weiterhin erhebliche Unterschiede hinsichtlich der Schwere der Unternehmensschieflage zu. Im Folgenden wird die Regression für solche Unternehmen gerechnet, die sich in einer „schweren" Schieflage befinden (Jahresfehlbetrag und negativer operativer Cashflow).898 Die Ergebnisse bleiben hinsichtlich H1, H2 und H3 robust (Anhang: Tabelle 21). 6.6.5.

Kontrollfunktionsansatz

Alternativ zu einem bivariaten Probitmodell kommt im vorliegenden Fall auch ein Kontrollfunktionsansatz (control function approach) in Betracht.899 Wooldridge (2015) versteht unter einem Kontrollfunktionsansatz, dass das Untersuchungsmodell zumindest eine endogene erklärende Variable enthält. Es existiert zudem mindestens eine nicht im Untersuchungsmodell enthaltene, exogene Variable (Instrumentvariable, IV), die Variation in der endogenen, erklärenden Variablen erklären kann. Wird die endogene, erklärende Variable 𝑦2 (FIRSTGCO) auf diese Instrumentvariable und die übrigen erklärenden Variablen regressiert und die entstehenden Residuen als neue Variable in das Untersuchungsmodell aufgenommen, so wird die ursprünglich endogene erklärende Variable exogen: ∗ ̂𝟏 + 𝛼̂1 𝑦2𝑖 + 𝛽̂1 𝑟̂2𝑖 > 0], 𝑦1𝑖 = 1[𝒛𝟏𝒊 𝜹

wobei

̂𝟐 . 𝑟̂2𝑖 = 𝑦2𝑖 − 𝒛𝒊 𝜹

Mithin handelt es sich hierbei um eine IV-Methode.900 Der populäre two-stages least squares-Ansatz (2SLS) ist im linearen Kontext im Ergebnis identisch mit einem Kontrollfunktionsansatz.901 Allerdings ist nur letzterer auch dann anwendbar, wenn etwa die erklärende Variable binär kodiert ist.902 Elegant ist in diesem Zusammenhang, dass ein Kontrollfunktionsansatz immer auch implizit einen Durbin-Wu-Hausman-Test beinhaltet.903 Getestet wird mittels eines WaldTests die Nullhypothese 𝛽1 = 0. Kann die Nullhypothese verworfen werden, so wird dies darauf zurückgeführt, dass Endogenität vorliegt. Die Anwendung eines Kontrollansatzes im Kontext einer binären abhängigen Variablen und einer binären endogenen Variablen ist dabei neu. Erstmalig schlagen Terza/Basu/Rathouz (2008) für solche Modelle

898

899 900 901 902 903

Vgl. z.B. Krishnan/Wang (2015). In der Folge verringert sich die Anzahl der Beobachtungen auf 6.230, wobei noch 124 Insolvenzen und 610 GCO in der Stichprobe verbleiben. Vgl. Wooldridge (2015), S. 420 f. m.w.N. Die nachfolgenden Ausführungen folgen v.a. Wooldridge (2015), S. 441 ff. Vgl. ebd., S. 421. Vgl. ebd., S. 421. Vgl. ebd., S. 422. Vgl. ebd., S. 421.

144

Empirische Untersuchung

vor, Residuen aufzunehmen.904 Sie nennen dieses Vorgehen „Two-Stage Residual Inclusion“. Das Vorgehen findet sich im Kontext der SFP-Forschung bereits bei Pryor/Terza (2002), Vanstraelen (2003) und zuletzt Frey (2014). Wooldridge (2015) hebt die Flexibilität des Kontrollfunktionsansatzes auch im Kontext mehrerer abhängiger Variablen hervor. So können etwa verschiedene metrisch905 oder binär906 kodierte, endogene Variablen in einer Zielfunktion kombiniert und mit erklärenden Variablen interagiert werden. Die Residuen können dabei zudem untereinander oder mit anderen erklärenden Variablen interagiert werden.907 Werden Residuen mit anderen erklärenden Variablen interagiert, wird von sog. Correlated Random Coefficients gesprochen.908 Die Konstruktion einer gültigen Kontrollfunktion hängt von der Verfügbarkeit einer oder mehrerer Instrumente ab. Das eigentliche Untersuchungsmodell enthält zumindest eine endogene Variable.909 Besonders attraktiv sind Kontrollfunktionsansätze im Kontext nichtlinearer Modelle.910 Wenn in solchen Modellen diskrete endogene Variablen verwendet werden, werden die Kontrollfunktionsansätze allerdings kontrovers diskutiert.911 Der Ansatz ist zweistufig: Zunächst wird mittels eines Probitmodells die Abgabe einer GCO erklärt (FIRSTGCO). Im zweiten Schritt wird in einem weiteren Probitmodell die Insolvenz (BANKRUPT) auf verschiedene erklärende Variablen, die endogene FIRSTGCO-Variable inkl. möglicher Interaktionen und die Residuen der ersten Stufe in Gestalt der Variable r regressiert. Ein signifikanter Koeffizient der Variable u deutet dabei auf das Vorliegen eines omitted variable bias hin. Ein Kontrollfunktionsansatz findet sich z.B. auch bei Pryor/Terza (2002) und Frey (2014). Bei Verwendung eines Kontrollfunktionsansatzes bleiben die Ergebnisse bezüglich H2 und H3 robust. Ein GCO-Effekt bei mittlerer Managementkompetenz ist indes nicht mehr nachweisbar. Ein möglicher Erklärungsansatz für diesen Befund könnte die geringere statistische Power eines zweistufigen Ansatzes gegenüber einer einzigen Maximum Likelihood-Schätzung wie im bivariaten Probitmodell sein.912 Es wird zudem ein weiteres Modell unter Verwendung eines Kontrollfunktionsansatzes gerechnet, bei dem ein sog. Correlated Random Coefficient (CRC) aufgenommen wird, d.h. die Variable u wird zusätzlich mit der Variable MKOMP interagiert. Dieser Robustheitscheck wird durchgeführt um auszuschließen, dass MKOMP - anstatt durch FIRSTGCO oder die anderen 904 905 906 907 908 909

910

911 912

Dieser Aufsatz findet sich indes lange Zeit im Stadium eines Working Papers, auf das auch die anderen Studien verweisen. Vgl. Wooldridge (2015), S. 434 ff. Vgl. ebd., S. 441 ff. Vgl. ebd., S. 443. Vgl. ebd., S. 430 ff. Vgl. ebd., S. 421. Endogenität meint hierbei, dass die endogene erklärende Variable mit unbeobachteten Effekten korreliert ist. Das gilt insb. im Vergleich mit den zur Verfügung stehenden Alternativen wie z.B. „plug-in“ Methoden oder der Berechnung einer „joint maximum likelihood“. Vgl. W ebd., S. 422. „Plug-in“ Methoden sind generell inkonsistent und daher abzulehnen. Vgl. Terza/Basu/Rathouz (2008), S. 532; Wooldridge (2015), S. 441 f. Vgl. ebd., S. 422. Vgl. z.B. Wooldridge (2010), S. 595.

Robustheitsanalysen

145

Variablen des Modells - durch omitted variables moderiert wird (H3).913 Auch hier bleiben die Ergebnisse bezüglich H2 und H3 robust.914 Beide Modelle weisen indes im Gegensatz zu Pryor/Terza (2002) und Frey (2014), aber im Einklang mit z.B. Gerakos et al. (2016) auf bestehende Endogenität hin (Anhang: Tabellen 22 und 23). 6.6.6.

Instrument

Die Analysen nutzen REPLAG als Instrument, da die Verwendung eines gültigen Instruments im bivariaten Probitmodell die Effizienz der Schätzung erhöht.915 Auch vorangegangene Studien bedienen sich dieses Instruments.916 Wird indes auf die Verwendung des Instruments verzichtet, bleiben die Ergebnisse bezüglich H2 und H3 bestehen. Allerdings ist kein signifikanter GCO-Effekt bei mittlerer Managementkompetenz zu zeigen (FIRSTGCO; Koeff.: -0,055; p-Wert: 0,883) (H1). In Anlehnung an die Literatur wurden eine Vielzahl weiterer möglicher Instrumente,917 die vor allem an die prüferische Unabhängigkeit anknüpfen, überprüft. Diese scheiterten allerdings an der Relevanzbedingung. Die Aufnahme prüferfixer Effekte könnte sich indes als Instrument eignen. Zum einen sind einzelne Prüferindikatorvariablen hochsignifikant (Relevanzbedingung). Dies dürfte darauf zurückzuführen sein, dass die Prüfer dem Konstrukt substantial doubt unterschiedliche Wahrscheinlichkeitsschwellen zuordnen. Gleichzeitig ist zum anderen nicht erkennbar, warum prüferfixe Effekte mit dem Fehlerterm korrelieren sollten (Exogenitätsbedingung). Im Ergebnis bleiben die Effekte aus H2 und H3 bestehen. Der Koeffizient der Variable FIRSTGCO ist weiterhin positiv (Koeff.: 0,283) jedoch mit einem p-Wert von 0,238 nicht mehr signifikant (Anhang: Tabellen 24 und 25).

913 914

915 916

917

Vgl. allgemein zu CRC Wooldridge (2010), S. 430 ff. Abgedruckt sind die Ergebnisse unter Verwendung der Residuen des dargestellten Probitmodells. Die Ergebnisse bleiben unverändert, wenn generalized residuals gem. Gourieroux et al. (1987) verwendet werden. Diese entsprechen dabei der inverse mills ratio. Das Verfahren hat in dieser Spezifikation insofern große Ähnlichkeit mit einem treatment effect model gem. Heckman (1979). Vgl. z.B. Gerakos et al. (2016), S. 9 f. m.w.N. Vgl. Pryor/Terza (2002), S. 106; Arnedo et al. (2012), S. 281; Frey (2014), S. 182. Keine dieser Studien benennt hierbei explizit, dass es sich bei dieser Variablen um ein Instrument handelt und entsprechend wird auch an keiner Stelle die Geeignetheit dieses Instruments diskutiert. Die Aufnahme in der GCO-Regression bei gleichzeitiger Auslassung in der Insolvenzgleichung lässt indes keinen anderen Schluss zu. Ebenso verwenden alle drei Studien den Kontrollfunktionsansatz nach Terza/Basu/Rathouz (2008), bei dem es sich ausdrücklich um einen Instrumtvariablenansatz handelt. Vgl. z.B. Terza (2018), S. 3. Vgl. für Determinanten der Prüfungsqualität im Überblick Francis (2004); Carson et al. (2013). Diese Variablen umfassten insb. Big N-Prüfer (z.B. DeAngelo (1981a); DeAngelo (1981b); Boone/Khurana/Raman (2010)), verschiedene Maße für Branchenexpertise (z.B. Reichelt/Wang (2010); Choi et al. (2012); Minutti-Meza (2013)), die Niederlassungsgröße (z.B. Francis/Yu (2009); Blay/Moon/Paterson (2016)), die Länge der Prüfer-Manadanten Beziehung (z.B. Geiger/Raghunandan (2002)), verschiedene Honorarmaße und -relationen (z.B. DeFond/Raghunandan/Subramanyam (2002); Geiger/Rama (2003); Blay/Geiger (2013)) sowie Interaktionen aus den genannten Variablen (z.B. Pryor/Terza (2002); Lim/Tan (2008)). Die Ergebnisse sind nicht abgedruckt.

146

6.6.7.

Empirische Untersuchung

Sparsames Modell

In der Literatur findet sich verschiedentlich die Anforderung, bei Verwendung von Maximum Likelihood-Schätzungen grundsätzlich auf Stichproben größer als 100 Beobachtungen zurückzugreifen. Es wird die Empfehlung ausgesprochen, Stichproben mit 500 oder mehr Beobachtungen heranzuziehen. Letzterer Wert ist ggf. zu erhöhen: Wenn etwa eine Vielzahl von Kontrollvariablen aufgenommen wird, soll gewährleistet sein, dass pro erklärende Variable mindestens 10 Beobachtungen zur Verfügung stehen. Weiterhin erfordern Stichproben, die eine geringe Variation in der abhängigen Variablen918 aufweisen, tendenziell größere Stichproben.919 Die Auswahl der Kontrollvariablen der vorangegangenen Modelle erfolgte aufgrund der bisherigen Erkenntnisse der Prüfungsforschung. Ziel war es hier, die Unternehmensschieflage und deren Rahmenbedingungen möglichst präzise zu modellieren (fit). Ökonometriker sollten indes auch die Modelleinfachheit im Blick haben (parsimony), um etwa auszuschließen, dass die Ergebnisse durch irrelevante Variablen getrieben sein könnten.920 Es wird deshalb ein Modell gerechnet, dass neben den interessierenden Variablen ausschließlich für die Unternehmensschieflage (HOPWOOD1994), die Unternehmensgröße (LNAT), REPLAG sowie Interaktionen mit der Managementkompetenz kontrolliert. Die Ergebnisse bleiben bezüglich aller Hypothesen bestehen (Anhang: Tabelle 26). Dies ist auch dann der Fall, wenn anstatt des Maßes nach Hopwood/McKeown/Mutchler (1994) auf das Maß nach Zmijewski (1984) zurückgegriffen wird.921 6.6.8.

Managementkompetenz

In der Literatur finden sich verschiedene Maße, um Managementkompetenz zu messen. Um die Robustheit der Ergebnisse hinsichtlich des verwendeten Surrogats der Managementkompetenz zu untersuchen, werden nachfolgend drei Maße zur Operationalisierung der Kompetenz des CEO herangezogen: ln(CEO_COMP), ln(CEO_TEN), sowie GA_SCORE. ln(CEO_COMP) gibt das logarithmierte Gehalt inkl. Bonus des CEO des Geschäftsjahres an. ln(CEO_TEN) gibt die logarithmierte Betriebszugehörigkeit des CEO in Jahren an. Hierbei wird angenommen, dass eine lange Dauer ein Surrogat für hohe Managementkompetenz ist und vice versa. GA_SCORE ist ein Maß, das auf Custódio/Ferreira/Matos (2013) zurückgeht, und die allgemeine Managementkompetenz des CEO approximieren soll.922 918

919

920 921 922

Dieser Fall ist in der vorliegenden Arbeit evident. Während die Unternehmensfortführung (BANKRUPT=0) den Regelfall darstellt, findet sich die Ausprägung (BANKRUPT=1) nur äußerst selten in den Daten. Vgl. Long (1997), S. 54. Bei vorliegend rund 100 Variablen wären demnach mindestens 10.000 Beobachtungen notwendig. Diese Mindestanzahl wäre aber aufgrund der geringen Variation in der BANKRUPT-Variablen (nur ca. 2 % der Beobachtungen besitzen die Ausprägung BANKRUPT = 1) noch höher zu wählen, sodass eine Berechnung mit 13.613 Beobachtungen Long (1997) folgend vermutlich nur eingeschränkt aussagekräftig sein dürfte. Vgl. für ein ähnliches Vorgehen im Prüfungskontext z.B. Bhaskar/Krishnan/Yu (2017), S. 207. Diese Ergebnisse für das Maß nach Zmijewski (1984) sind nicht abgebildet. Vgl. Custódio/Metzger (2013), S. 471 ff. Herangezogen werden dafür die Anzahl der bislang ausgefüllten Positionen, die Anzahl der Unternehmen, für die der CEO bisher arbeitete, die Anzahl der

Zusätzliche Analysen

147

Zur Generierung der Variablen wird auf die Datenbank ExecuComp zurückgegriffen. Diese Datenbank enthält jedoch nur für einen Ausschnitt der vorliegenden Beobachtungen personenspezifische Daten, weshalb sich in der Folge die Beobachtungsanzahl verringert. Es verbleiben mithin nur noch 57 Beobachtungen (bzw. 24 Beobachtungen für GA_SCORE), die im Folgejahr Insolvenz anmelden. Eine Robustheitsanalyse auf Basis des Hauptmodells scheidet mithin aus, da zu viele Parameter mit zu wenigen Beobachtungen geschätzt werden müssten. Es wird daher auf das sparsame Modell zurückgegriffen. Mit keinem der drei Maße lassen sich die Ergebnisse hinsichtlich eines Effekts aus der Managementkompetenz replizieren (H2, H3). Ein GCO-Effekt bei mittlerer Kompetenz bleibt indes bestehen (H1) (Anhang: Tabellen 27 bis 29). Es werden zwei weitere Operationalisierungen der Managementkompetenz herangezogen: HISTROA und HISTRETURN. HISTROA ist dabei der branchenadjustierte, durchschnittliche ROA der letzten fünf Jahre; HISTRETURN die branchenadjustierte, durchschnittliche Rendite der letzten fünf Jahre. Hohe Ausprägungen beider Werte sprechen für eine hohe Managementkompetenz. Bei dem Modell unter Verwendung von HISTROA zeigt sich ein Effekt aus der GCO (H1) sowie ein hochsignifikanter, die Insolvenzwahrscheinlichkeit verringernder Effekt aus HISTROA (H2). Ein signifikanter Interaktionseffekt FIRSTGCO*HISTROA lässt sich indes nicht zeigen (H3). Im Modell mit HISTRETURN bleibt lediglich der fixe GCO-Effekt bestehen (H1) (Anhang: Tabellen 30 und 31). 6.7. Zusätzliche Analysen923 Die vorangegangenen Analysen haben gezeigt, dass im Durchschnitt ein reflexiver Nettoprognoseeffekt in Richtung einer Selbsterfüllung besteht und dieser mit zunehmender Managementkompetenz abnimmt. Allerdings sind die Ergebnisse insb. dann nicht robust, wenn alternative Maße der Managementkompetenz herangezogen werden. Zur Absicherung der Ergebnisse, aber auch um neue Einblicke in mögliche Wirkungskanäle zu bekommen, sollen die im Rahmen der Hypothesenherleitung vermuteten gegenläufigen Effekte gesondert beleuchtet werden. Im Folgenden wird untersucht, inwiefern sich die gezeigten Effekte ändern, wenn Unternehmen mit hohem/niedrigem Handlungsspielraum separat betrachtet werden. Zudem soll untersucht werden, inwiefern sich die gezeigten Effekte ändern, wenn fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme bestehen.

923

verschiedenen Branchen (gemessen als unterschiedliche vierstelliger SIC-Codes), in der er bereits arbeitete, einen Indikator, ob der CEO bereits in einem anderen Unternehmen CEO war und ein Indikator, ob er bereits als Führungskraft in einem Konglomerat gearbeitet hat. Mittels einer Hauptkomponentenanalyse werden die fünf Variablen zu einem Maß verdichtet. Eine hohe Ausprägung deutet auf eine hohe Kompetenz hin. Die Daten sind abrufbar unter: http://docentes.fe.unl.pt/~mferreira/data/gai.dta (Stand: 26.10.2018). Die Ergebnisse sämtlicher zusätzlicher Analysen sind im Anhang abgedruckt.

148

6.7.1.

Empirische Untersuchung

Handlungsspielraum

Es ist davon auszugehen, dass ein Effekt aus der Managementkompetenz sowie ein den GCO-Effekt verringernder Effekt insb. dann auftreten, wenn das Management Handlungsspielraum besitzt. Hoher Handlungsspielraum wird dabei operationalisiert über eine geringe Kapitalintensität (CINTENSITY_LOW),924 die Geschäftsstrategie des „Goldschürfens“ (PROSPECTOR)925 sowie eine Unternehmensbeobachtung außerhalb der globalen Wirtschafts- und Finanzkrise (NO_GFC). Niedriger Handlungsspielraum besteht spiegelbildlich bei einer hohen Kapitalintensität (CINTENSITY_HIGH), der Geschäftsstrategie der Verteidigung (DEFENDER) sowie bei Unternehmensbeobachtungen innerhalb der GFC.926 Werden nur Beobachtungen betrachtet, die einen hohen Handlungsspielraum aufweisen (CINTENSITY_LOW), so bestehen die Effekte erwartungsgemäß fort (H1, H2, H3). Interessant ist zudem, dass sich der Effekt einer hohen Managementkompetenz (>Mittelwert) mit zunehmender Unternehmensschieflage reduziert. Auf Ebene der FIRSTGCOGleichung lässt sich eine Interaktion mit der Unternehmensschieflage allerdings nicht zeigen. Das könnte ein schwaches Indiz dafür sein, dass der Prüfer die Managementkompetenz nur unzureichend im Lichte der Unternehmensschieflage beurteilt. Werden dagegen die Beobachtungen mit geringem Handlungsspielraum betrachtet (CINTENSITY_HIGH), lässt sich kein signifikanter Effekt aus der Interaktion FIRSTGCO * MKOMP mehr zeigen (p-Wert: 0,114) (H3) (Anhang: Tabellen 32 und 33). Wird der Handlungsspielraum in Anlehnung an Bentley/Omer/Sharp (2013) operationalisiert (PROSPECTOR: hoher Handlungsspielraum; DEFENDER: niedriger Handlungsspielraum) treten vergleichbare Ergebnisse auf: Werden die PROSPECTOR-Beobachtungen betrachtet, bleiben die Effekte mit Ausnahme von FIRSTGCO bestehen (H2, H3). FIRSTGCO weist indes weiterhin das korrekte Vorzeichen auf und befindet

924 925

926

Diese ist gegeben, wenn das mit der Bilanzsumme skalierte Bruttosachanlagevermögen oberhalb des Medians liegt. Vgl. z.B. Bonsall/Holzman/Miller (2017), S. 1425 ff. Diese Kategorisierung erfolgt in Anlehnung an Bentley/Omer/Sharp (2013). Vgl. auch Cheung et al. (2017), S. 15 ff. Hierbei werden für jede Unternehmensbeobachtung sechs Kennzahlen erhoben: (1) das durchschnittliche Verhältnis von Forschungs- und Entwicklungsaufwendungen zu Umsatzerlösen der vergangenen fünf Jahre, (2) das durchschnittliche Verhältnis von Mitarbeiteranzahl und Umsatzerlösen der vergangenen fünf Jahre, (3) das durchschnittliche Umsatzwachstum des Unternehmen der vergangenen fünf Jahre, (4) das durchschnittliche Verhältnis von Vertriebs-, Verwaltungsund Gemeinkosten zu den Umsatzerlösen der vergangenen fünf Jahre, (5) die Standardabweichung der Mitarbeiteranzahl der vergangenen fünf Jahre und (6) die durchschnittliche Anlagenintensität der vergangenen fünf Jahre. Für jede Kennzahl werden Quintile gebildet und entsprechend Punkte vergeben. Ein Unternehmen mit besonders hohen Ausprägungen sämtlicher Variablen erhält einen Score von 30. Der geringstmögliche Score ist 6. Hohe Ausprägungen deuten die Autoren als Strategie des Goldschürfens (prospector), geringe als Strategie der Verteidigung (analysts bzw. defenders). Vgl. ebd., S. 810. Im Rahmen dieser Studie wird indes auf einen Mediansplit zurückgegriffen. Der Untersuchungszeitraum überstreicht den Zeitraum der Finanzkrise. Bereits Hambrick/Finkelstein (1987) weisen darauf hin, dass z.B. powerful ouside forces und eine schlechtere Ressourcenausstattung des Unternehmens den Handlungsspielraum verringern können. Im Kontext der Finanzkrise vgl. Gan/Park (2017), S. 133.

Zusätzliche Analysen

149

sich mit einem p-Wert von 0,145 nur knapp jenseits der konventionellen Signifikanzniveaus (H1). Für die DEFENDER-Beobachtungen verschwindet der Effekt aus der Interaktion FIRSTGCO * MKOMP (H3). Entgegen der Erwartung bleibt ein Effekt aus der Variablen MKOMP (H2) bestehen (Anhang: Tabellen 34 und 35).927 Werden die Beobachtungen außerhalb der globalen Wirtschafts- und Finanzkrise separat betrachtet (NO_GFC), bestehen die Ergebnisse bezüglich der Hypothesen fort (H1, H2, H3).928 Ein Modell unter Nutzung der Beobachtungen während der globalen Wirtschafts- und Finanzkrise (GFC) ist indes nicht geeignet, den Interaktionseffekt FIRSTGCO * MKOMP zu zeigen (H3). Gleichwohl besteht ein MKOMP-Effekt fort (Anhang: Tabellen 36 und 37). Diese Ergebnisse stehen grundsätzlich im Einklang mit Fargher/Jiang (2008), Xu et al. (2013), Frey (2014), Ruhnke/Frey (2015) und Li/Luo (2017), die für den Zeitraum der Finanzkrise ebenfalls Anomalien bezüglich GCO- oder Managementkompetenzeffekten zeigen. Insgesamt lässt sich festhalten, dass der die Insolvenzwahrscheinlichkeit reduzierende Effekt einer hohen Managementkompetenz nur dann zu zeigen ist, wenn Handlungsspielraum besteht. 6.7.2.

Fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme

Bereits im Rahmen der Herleitung von H2 und H3 wird ausgeführt, dass bei Vorliegen möglicher Agency-Konflikte mit den Fremdkapitalgebern auch gegenläufige bzw. die Effekte aus RBA und UEA abschwächende Effekte erwartet werden können. Fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme werden operationalisiert durch ein besonders hohes Wachstum der Bilanzsumme gemessen am Umsatzwachstum (OVERINVEST)929, ein hohes Refinanzierungsrisiko (ROLLR_HIGH)930 und das Vorliegen höherer, diskretionärer Periodenabgrenzungen (DA_HIGH).931 Das Nichtbestehen solcher Probleme zeichnet sich spiegelbildlich durch NO_OVERINVEST, ROLLR_LOW und DA_LOW aus.

927

928

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931

Die unerwarteten MKOMP-Effekte könnten darauf zurückzuführen sein, dass das Ursprungsmaß von Bentley/Omer/Sharp (2013) mit Blick auf eine möglichst große Stichprobengröße modifiziert wurde. Im Original enthält das Maß drei Gruppen (zusätzlich: ANALYSTS als mittlere Gruppe). Auf diese mittlere Gruppe entfielen zudem die meisten Insolvenzen. Die Bestimmung des Zeitraums der globalen Wirtschafts- und Finanzkrise richtet sich nach den u.a. bei Krishnan/Wang (2015) und Andreou et al. (2017) verwendeten Grenzen. Demnach handelt es sich um eine GFC-Beobachtung, wenn das Geschäftsjahr innerhalb des Zeitraums 31.7.2007 31.7.2009 endet. Indikatorvariable: 1, wenn das Residuum einer Regression der Veränderung der Bilanzsumme gegenüber dem Vorjahr auf die Veränderung der Umsatzerlöse gegenüber dem Vorjahr ein Residuum oberhalb des Medians aufweist, sonst 0. Vgl. z.B. Francis et al. (2016), S. 1 ff.; Habib/Hasan (2017), S. 262 ff. Anteil des langfristigen Fremdkapitals des Vorjahres, das innerhalb eines Jahres fällig wird, an der Bilanzsumme des Vorjahres. Auch hier wird ein Mediansplit durchgeführt. Vgl. z.B. Gul et al. (2018), S. 29 ff. Die diskretionären Periodenabgrenzungen werden dabei in Anlehnung an Dechow/Sloan/Sweeney (1995) gem. Kothari/Leone/Wasley (2005) unter Aufnahme einer Variable ROA branchen- und geschäftsjahresspezifisch für alle Beobachtungen aus Compustat ermittelt. Diskretionäre Periodenabgrenzungen oberhalb des Medians der Stichprobe werden dabei als DA_HIGH kodiert.

150

Empirische Untersuchung

Besteht keine oder eine nur geringe Überinvestitionsproblematik (NO_OVERINVEST), so bestehen die Effekte in gewohnter Form fort. Für die Stichprobe der Unternehmen, die besonders überproportional zu ihren Umsatzerlösen wachsen (OVERINVEST), verschwindet indes der Interaktionseffekt FIRSTGCO * MKOMP. Gleichwohl besteht ein MKOMP-Effekt fort, der aber in hohem Maß von der Unternehmensschieflage moderiert wird. D.h. der die Insolvenzwahrscheinlichkeit reduzierende Effekt einer hohen Managementkompetenz (>Median) reduziert sich mit zunehmender Schieflage (>Median) und vice versa (Anhang: Tabellen 38 und 39). Auch für die Operationalisierung mittels des Refinanzierungsrisikos zeigen sich vergleichbare Effekte. Liegt nur ein geringes Risiko vor (ROLLR_LOW), bestehen die Effekte in gewohnter Form fort. Ein besonders hohes Refinanzierungsrisiko (ROLLR_HIGH) lässt den Interaktionseffekt FIRSTGCO * MKOMP aber auch hier verschwinden (p-Wert: 0,222) (Anhang: Tabellen 40 und 41).932 Werden solche Unternehmen beobachtet, die geringe diskretionäre Periodenabgrenzungen aufweisen (DA_LOW), bestehen die Ergebnisse fort (H1, H2, H3). Für Unternehmen, die tendenziell ergebniserhöhende Abschlusspolitik betreiben (DA_HIGH), verschwindet der Interaktionseffekt und das Signifikanzniveau von MKOMP sinkt auf 10 % (Anhang: Tabellen 42 und 43).933 Die Ergebnisse sprechen insgesamt dafür, dass der die Insolvenzwahrscheinlichkeit reduzierende Effekt einer hohen Managementkompetenz dann zu zeigen ist, wenn aus Sicht der Fremdkapitalgeber kein opportunistisches Verhalten des Managements erwartet werden kann. 6.8. Interpretation der Ergebnisse 6.8.1.

Hypothese 1

Die Ergebnisse der vorangegangenen Analysen belegen einen selbsterfüllenden, reflexiven Netto-Prognoseeffekt bei mittlerer Managementkompetenz (H1). D.h. die Abgabe einer GCO erhöht in diesem Fall die Insolvenzwahrscheinlichkeit. Die Ergebnisse sind somit grundsätzlich im Einklang mit den neueren Studien zur Prognosereflexivität im Prüfungskontext.934 Zu nennen sind Pryor/Terza (2002), Gaeremynck/Willekens (2003), Vanstraelen (2003), Arnedo/Lizarraga/Sánchez (2009), Arnedo et al. (2012), Frey (2014) und Gerakos et al. (2016). Mit der Theorie der kognitiven Dissonanz, der Bezugsgruppentheorie sowie Schwellenwertmodellen und Herdenverhalten werden mögliche theoretische Erklärungsansätze genannt, jedoch nicht explizit getestet. Dies ist insb. darauf zurückzuführen, dass keine Submechanismen des reflexiven Prognoseeffekts gezielt untersucht werden. Auch dieses Vorgehen deckt sich mit den vorgenannten Studien. Die Ergebnisse sprechen dennoch insgesamt dafür, dass reflexive Prognoseef-

932

933

934

Wenngleich die Nicht-Ablehnung der Nullhypothese keinesfalls gleichbedeutend mit der Annahme der Nullhypothese ist. Diese Ergebnisse bestehen auch dann fort, wenn die diskretionären Periodenabgrenzungen über ein Modell in Anlehnung an Jones (1991) ebenfalls gem. Kothari/Leone/Wasley (2005) um eine ROAVariable adjustiert berechnet werden (nicht abgedruckt). Wird indes auf die Aufnahme einer ROAVariablen verzichtet, ist die FIRSTGCO-Variable im Setting DA_HIGH nicht länger signifikant. Diese Studien zeigen zumeist einen fixen Effekt der GCO-Abgabe, der strenggenommen nicht mit dem Effekt aus H1 gleichzusetzen ist.

Interpretation der Ergebnisse

151

fekte bestehen. Insofern wird die prüferische GC-Berichterstattung zumindest von einzelnen Stakeholdern wahrgenommen und im eigenen Handeln berücksichtigt. Insofern scheinen die grundsätzlich geäußerten Bedenken, die Abgabe einer GCO könne Selbsterfüllungseffekte auslösen, zunächst berechtigt.935 Auch die durchgeführten Robustheitsanalysen unter Einbezug eines Überraschungseffekts, der Berücksichtigung von Covenantverletzungen, der Eingrenzung des Samples auf Unternehmen in einer schweren Unternehmensschieflage, der Verwendung eines sparsamen Modells bzw. alternativer Operationalisierungen der Managementkompetenz bestätigen diesen Effekt. Die vorliegende Untersuchung fokussiert, wie das Gros der vorangegangenen Studien, auf Unternehmensinsolvenzen. Hintergrund ist, dass diese sowohl zeitlich (Datum des Insolvenzantrags) als auch sachlich (für das Unternehmen objektiv nachteiliges Ereignis) vergleichsweise gut zu fassen sind.936 Nachteilig ist indes, dass Unternehmen sich auch außerhalb eines formalen Insolvenzverfahrens reorganisieren können. Dies kann zuvorderst über empirisch schwer beobachtbare, private Verhandlungen oder über eine Übernahme oder Verschmelzung geschehen.937 Der Prüfer kann bei Vorliegen eines erheblichen Zweifels indes ggf. nur schwer absehen, welche Form gewählt werden wird. Modelle, die nur auf die Insolvenz abstellen, überschätzen somit tendenziell den Typ 1Fehler der prüferischen GC-Berichterstattung. Bezüglich H1 könnte zudem argumentiert werden, dass mögliche reflexive Prognoseeffekte nicht nur eine Insolvenz, sondern auch andere Ereignisse wie z.B. eine Übernahme wahrscheinlicher werden lassen können. Werden solche weiteren Formen der Liquidation und Reorganisation betrachtet, verschwindet der Effekt aus H1 (Koeff.: 0,300; p-Wert: 0,130). Begründet wird dieser Effekt damit, dass Übernahmen und Verschmelzungen nicht zwingend als negativ für das Management oder andere Stakeholder zu bewerten sind.938 Bspw. stellt ein Unternehmensverkauf an ein großes am Markt etabliertes Unternehmen bei kleineren, forschungsorientierten Unternehmen im Pharmabereich oder bei Start-Ups keine Besonderheit dar. Vielmehr kann der Verkauf auch Ausdruck einer erfolgreichen Unternehmensstrategie bzw. eines erfolgversprechenden Produkts sein. Diese Ergebnisse sind grundsätzlich im Einklang mit Frey (2014), der ebenfalls keinen robusten GCO-Effekt mehr nachweisen kann.939 Wird indes ein Kontrollfunktionsansatz anstatt eines bivariaten Probitmodells verwendet, verschwindet der GCO-Effekt. Ein möglicher Erklärungsansatz für diesen Befund könnte die geringere statistische Power eines zweistufigen Ansatzes gegenüber einer einzigen Maximum Likelihood-Schätzung wie im bivariaten Probitmodell sein.940 Zudem ist das verwendete Instrument REPLAG (Anzahl der Tage zwischen Abschlussstichtag und Datum des Bestätigungsvermerks) diskussionswürdig. Zwar bedienen sich 935 936 937 938

939 940

Vgl. z.B. AICPA (1978), S. 30; Kida (1980), S. 517; Mutchler (1984), S. 24; Sormunen (2014), S. 227. Vgl. z.B. Pryor/Terza (2002), S. 111. Vgl. Abschnitt 2.3. Eine vergleichbare Robustheitsanalyse findet sich auch bei Frey (2014), der jedoch zusätzlich nur Delistings betrachtet. Zudem wird auch dort angesprochen, dass Delistngs nicht zwingend durch eine Unternehmensschieflage ausgelöst werden müssen. Vgl. ebd., S. 123. Vgl. Frey (2014), S. XXIX, XXXIII, XXXVIII. Vgl. z.B. Wooldridge (2010), S. 595.

152

Empirische Untersuchung

auch vorangegangene Studien dieses Instruments,941 insofern sichert dessen Verwendung auch die Vergleichbarkeit zu diesen Studien. Die Gültigkeit des Instruments ist jedoch fraglich: Gültigkeit ist gegeben, wenn das Instrument einerseits stark mit der endogenen, erklärenden Variable (FIRSTGCO) korreliert ist (Relevanzbedingung) und zum anderen nicht mit dem (empirisch nicht beobachtbaren) Fehlerterm korreliert (Exogenität).942 Erstere Bedingung ist unproblematisch gegeben, was die jeweils hochsignifikanten z-Tests belegen. Von einer Unabhängigkeit vom Fehlerterm kann ausgegangen werden, wenn einzig der Zusammenhang betrachtet wird, dass sich mit zunehmender Prüfungsdauer c.p. die Wahrscheinlichkeit dafür erhöht, dass der Prüfer finanzielle Probleme aufdeckt, die zu Zweifeln an der Unternehmensfortführung führen können (und diese auch berichtet).943 Zu kritisieren ist indes, dass ein langes reporting lag auch auf das Vorliegen von privaten bzw. nicht im Modell enthaltenen, öffentlich verfügbaren Informationen hindeuten könnte. Allerdings ist unklar, in welche Richtung dieser Zusammenhang bestehen könnte. Zum einen könnte die private Information über einen baldigen Zahlungsausfall oder Insolvenzantrag zu einer Ausweitung der Prüfungshandlungen führen (Erhöhung von REPLAG, Erhöhung der Insolvenzwahrscheinlichkeit und mithin positive Korrelation mit dem Fehlerterm). Zum anderen ist jedoch nicht ausgeschlossen, dass der Prüfer den baldigen Zahlungsausfall oder Insolvenzantrag als hinreichend für die Abgabe einer GCO ansieht und auf weitere Prüfungshandlungen verzichtet (Verringerung von REPLAG, Erhöhung der Insolvenzwahrscheinlichkeit und mithin negative Korrelation mit dem Fehlerterm). Eine Korrelation von REPLAG und dem Fehlerterm ist insofern argumentativ nicht auszuschließen und somit die Gültigkeit der Exogenitätsbedingung somit zweifelhaft. Ein nicht gültiges Instrument kann dabei zu einer Verzerrung der Parameterschätzungen führen.944 Es wurden daher in Anlehnung an die Literatur eine Vielzahl weiterer möglicher Instrumente, die vor allem an die prüferische Unabhängigkeit anknüpfen, überprüft. Diese scheiterten allerdings an der Relevanzbedingung. Das bivariate Probitmodells bietet den Vorteil, dass zur Erzielung konsistenter Schätzer grundsätzlich keine Instrumentvariable erforderlich ist,945 das Modell mithin ohne ein Instrument gerechnet wurde. Auch hier zeigt sich der zuvor ermittelte Effekt für H1 nicht.

941

942 943 944 945

Vgl. Pryor/Terza (2002), S. 106; Arnedo et al. (2012), S. 281; Frey (2014), S. 182. Keine dieser Studien benennt hierbei explizit, dass es sich bei dieser Variablen um ein Instrument handelt und entsprechend wird auch an keiner Stelle die Geeignetheit dieses Instruments diskutiert. Die Aufnahme in der GCO-Regression bei gleichzeitiger Auslassung in der Insolvenzgleichung lässt indes keinen anderen Schluss zu. Ebenso verwenden alle drei Studien den Kontrollfunktionsansatz nach Terza/Basu/Rathouz (2008), bei dem es sich ausdrücklich um einen Instrumtvariablenansatz handelt. Vgl. z.B. Terza (2018), S. 3. Vgl. grundsätzlich z.B. Wooldridge (2010), S. 89 f. Vgl. ferner Carson et al. (2013), S. 364. Vgl. für eine Simulation im Kontext von Selbsterfüllungseffekten Gerakos et al. (2016), S. 30 m.w.N. Vgl. Heckman (1978), S. 949; Wooldridge (2010), S. 596. Allerdings ist die Verwendung eines solchen Modells ohne Instrument nicht frei von Kritik. Vgl. ebd.

Interpretation der Ergebnisse

6.8.2.

153

Hypothesen 2 und 3

Die vorangegangene Untersuchung belegt zum einen, dass sich mit steigender (abnehmender) Managementkompetenz die Insolvenzwahrscheinlichkeit eines geprüften Unternehmens ohne GCO-Abgabe verringert (erhöht) (H2). Dieses Ergebnis ist insofern im Einklang mit vorangegangenen Untersuchungen wie z.B. Barr/Siems (1997) und Leverty/Grace (2012). Die vorliegende Arbeit untersucht zudem erstmals den Einfluss von Managementkompetenz auf das Wirken von reflexiven Prognoseeffekten. Die durchgeführten Untersuchungen belegen, dass sich mit steigender (abnehmender) Managementkompetenz der positive Einfluss der Abgabe einer GCO auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit des geprüften Unternehmens verringert (erhöht) (H3). Getragen werden beide Hypothesen zunächst durch den ressourcenbasierten946 und den Upper Echelons-Ansatz.947 So konnte dem UEA folgend vermutet werden, dass ein kompetenteres Management die objektiv vorliegende Unternehmenssituation besser erfassen, wahrnehmen und interpretieren kann und in der Folge sachgerechtere Entscheidungen treffen kann. Verändert bzw. verschärft sich die Unternehmensschieflage durch Abgabe einer GCO und daraufhin wirkende Submechanismen eines reflexiven Prognoseeffekts, sollte der grundsätzliche Zusammenhang fortbestehen. Ein hochkompetentes Management sollte daher zu einer Verringerung des Netto-Selbsterfüllungseffekts beitragen. Insofern reihen sich diese Ergebnisse in eine Vielzahl von Studien ein, die belegen können, dass Managementeigenschaften, und im besonderen Managementkompetenz, Unternehmensentscheidungen und den -erfolg beeinflussen.948 Auch die durchgeführten Robustheitsanalysen unter Einbezug eines Überraschungseffekts, der Berücksichtigung von Covenantverletzungen, der Eingrenzung des Samples auf Unternehmen in einer schweren Unternehmensschieflage, die Verwendung eines Kontrollfunktionsansatzes mit und ohne CRC, der Verzicht auf ein Instrument, die Verwendung von prüferfixen Effekten als Instrument und die Verwendung eines sparsamen Modells bestätigen den Effekt. Wie zuvor ausgeführt, verschwindet in den Fällen, in denen auf ein Instrument verzichtet wird oder auf einen Kontrollfunktionsansatz zurückgegriffen wird, der Effekt von H1. Dieses Ergebnis ist insofern interessant, als dass eine hohe Managementkompetenz bei Abgabe einer GCO zu einem selbstzerstörenden, reflexiven Nettoprognoseeffekt führt. Ein selbsterfüllender, reflexiver Nettoprognoseeffekt tritt mithin nur dann auf, wenn das Management geringe Kompetenz aufweist. Unklar bleibt, ob dieser Befund auf eine gesunkene Effizienz des Modells oder auf nun unverzerrte Parameterschätzungen zurückzuführen ist. H3 bleibt zudem auch für ein Modell unter Einbezug weiterer Formen der Liquidation und Reorganisation bestehen. Der Effekt der Managementkompetenz bei Nichtabgabe einer GCO verschwindet jedoch. Dieser Effekt kann wiederum darauf zurückgeführt werden, dass insb. Übernahmen und Verschmelzungen nicht zwingend als negativ für 946 947 948

Vgl. im Managementkontext insb. Barney (1991), S. 99 ff. Vgl. Hambrick/Mason (1984), S. 198. Vgl. Abschnitt 3.2.

154

Empirische Untersuchung

das Management oder andere Stakeholder zu bewerten sind, und im Einzelfall sogar erwünscht sein dürften. Werden indes alternative Maße der Managementkompetenz herangezogen, verschwinden die Effekte aus H2 und H3. Demnach ist nicht auszuschließen, dass der getestete reflexive Prognoseeffekt nicht existiert, und/oder in dem Residualmaß von Demerjian/Lev/McVay (2012) noch Unternehmenseffekte enthalten sind, die isoliert und in Interaktion mit einer GCO die Insolvenzwahrscheinlichkeit erklären. Während das in den Hauptanalysen herangezogene Maß die Kompetenz des Managementteams isoliert,949 bilden die Maße zur Vergütung, der Betriebszugehörigkeit sowie der allgemeinen Kompetenz des CEO diese nur ausschnittsweise, ungenau und nur für die Person des CEO ab. Spiegelbildlich fassen die Maße HISTROA und HISTRETURN die Managementkompetenz zu weit und isolieren aus unternehmensspezifischen Effekten gerade nicht den Beitrag des Managementteams. Überrenditen bzw. überdurchschnittlich hohe ROA der vergangenen fünf Jahre als Surrogat setzen zudem voraus, dass die Manager auch in diesem Zeitraum bereits ihre Positionen innehatten. Da die der Variable ln(CEO_TEN) zugrundeliegende Betriebszugehörigkeit des CEO in Jahren indes einen Median von 5 aufweist, erscheint diese Berechnung für rund die Hälfte der Stichprobe ungeeignet. Augenscheinlich ist für die CEO-Maße weiterhin, dass aufgrund der geringen Abdeckung der Datenbank ExecuComp die Stichprobengröße um rund 75 % erheblich abnimmt.950 Dabei sinkt der Anteil von Beobachtungen mit einer erteilten GCO überproportional von ca. 6 % auf ca. 2 %.951 Es liegt nahe, dass somit auch ein data availability bias einen möglichen Erklärungsansatz für die fehlende Replizierbarkeit der Ergebnisse darstellt.952 Bereits in der Herleitung von H2 und H3 wird darauf hingewiesen, dass etwaige Effekte aus der Managementkompetenz nur bei einem Mindestmaß an Handlungsspielraum für das Management zu erwarten sind. Insofern werden als zusätzliche Analysen Samplesplitts entlang verschiedener Maße für den Handlungsspielraum (hoher vs. niedriger Handlungsspielraum: niedrige vs. hohe Kapitalintensität der Branche, Geschäftsstrategie des Goldschürfens vs. der Verteidigung und Zeitraum außerhalb der Finanzkrise vs.

949 950

951

952

Vgl. Abschnitt 6.3.1. Insb. finden sich im so reduzierten Datensatz nur noch etwa 4 Insolvenzen pro Jahr. Auch Demerjian/Lev/McVay (2012) verlieren rund 90 % ihrer Beobachtungen, wenn Daten von ExecuComp betrachtet werden. Vgl. Demerjian/Lev/McVay (2012), S. 1238. Es wurde zudem ein Probitmodell zur Erklärung der Datenverfügbarkeit in ExecuComp auf Basis des Untersuchungssamples gerechnet (nicht abgedruckt). Dafür wurden die erklärenden Variablen BANKRUPT, FIRSTGCO, MKOMP, LNAT, LNAGE und branchenfixe Effekte aufgenommen. Das Modell besitzt eine hohe Erklärungskraft (Pseudo R2=35,75 %). Demnach zeichnen sich die Beobachtungen, die auch in ExecuComp verfügbar sind, durch einen geringeren Anteil von erstmalig erteilten GCO, höhere Managementkompetenz sowie höhere Werte für LNAT (z-Statistik: 51,54) und LNAGE (27,27) aus. Diese Variablen sind alle auf dem 1 %-Niveau signifikant. Zudem zeigen sich auch hochsignifikante Brancheneffekte: Bspw. haben Unternehmen der Branche TRANSPORTATION und MINING deutlich geringere Chancen in die ExecuComp-Stichprobe zu gelangen als die Referenzindustrie (MANUFACTURING) (z-Statistiken: -11.59; -8,36). Auch bei Cornaggia/Krishnan/Wang (2017) schrumpf die Stichprobe auf ca. 17 % der Beobachtungen zur Managementkompetenz, wenn Daten aus ExecuComp herangezogen werden. Vgl. ebd., S. 9.

Interpretation der Ergebnisse

155

innerhalb der Finanzkrise) durchgeführt. Erwartungsgemäß ist H3 nur bei hohem Handlungsspielraum zu zeigen.953 Die Ergebnisse bezüglich H3 sind im Einklang mit Hambrick/Finkelstein (1987), die Handlungsspielraum als notwendige Bedingung dafür erachten, dass Unternehmen Spiegelbilder ihrer Topmanager sein können (UEA). Der vorliegende Befund lässt sich mithin auch als Indiz dafür werten, dass das Maß nach Demerjian/Lev/McVay (2012) tatsächlich ein Surrogat der Managementkompetenz darstellt. Insb. die Literatur zur sog. dark side of managerial ability954 gibt Anlass für eine Untersuchung, inwiefern das Vorliegen möglicher Agency-Konflikte mit den Fremdkapitalgebern das Wirken der zuvor gezeigten reflexiven Nettoprognoseeffekte beeinflussen kann. Steht das Management im Verdacht, mit seinen Handlungen den Interessen der Fremdkapitalgeber zuwiderzulaufen, dürfte die Managementkompetenz zumindest im Fall der Abgabe einer GCO in geringerem Maße zu einer Reduzierung des Insolvenzrisikos beitragen,955 da die Insolvenz in diesem Fall für die Fremdkapitalgeber zur Sicherung ihrer Ansprüche bzw. als screening device zielführend sein könnte.956 Auf diesen möglichen gegenläufigen Effekt wurde bereits im Rahmen der Herleitung von H2 und H3 hingewiesen. Um diesen potenziellen Kanal zu untersuchen, werden im Rahmen der zusätzlichen Analysen Samplesplitts entlang verschiedener Maße für das Vorliegen fremdfinanzierungsbedingter Agency-Probleme (hohe vs. niedrige fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme: hohe Überinvestitionen vs. geringe/keine Überinvestitionen, hohes vs. niedrigeres Refinanzierungsrisiko und hohe vs. niedrige diskretionäre Periodenabgrenzungen) durchgeführt. Es zeigt sich, dass H3 nur für die Teilstichproben gezeigt werden kann, die auf keine bzw. nur geringe fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme hindeuten. Dieser Befund steht somit im Einklang mit der Literatur zur dark side of managerial ability, in der situativ auch negative Auswirkungen von Managementkompetenz auf die Unternehmensperformance nachgewiesen werden kann. Auch hier bleiben die Ergebnisse bezogen auf H2, wenngleich mit teils geringeren Signifikanzwerten für die Teilstichproben mit stärkeren fremdfinanzierungsbedingten Agency-Problemen, in allen Modellen bestehen. Ein möglicher Erklärungsansatz könnte sein, dass Fremdkapitalgeber eine hohe Managementkompetenz erst dann als Risikofaktor wahrnehmen, wenn der Prüfer die Unternehmensschieflage objektiviert. D.h., die GCO fungiert als Monitoring-Mechanismus und die Fremdkapitalgeber fordern erst mit GCO-Abgabe zusätzliche Informationen, die auf etwaige Agency-Probleme hindeuten könnten. Diese Interpretation stände im Einklang mit den Untersuchungen zum Verhalten von Fremdkapitalgebern auf die GCO-Abgabe.957 Das Ergebnis könnte zudem darauf zurückzuführen sein, dass ein Management, dessen Handeln in der Vergangenheit eher entgegen der Interessen der

953 954 955 956 957

Der Effekt für H2 besteht indes unabhängig vom Handlungsspielraum fort. Vgl. z.B. Cheung et al. (2017), S. 11; Francis et al. (2016), S. 53; Gul et al. (2018), S. 30 ff. Vgl. ferner Newton (2010), S. 93. Vgl. Mooradian (1994), S. 1403 ff. Vgl. z.B. Bessell/Anandarajan/Umar (2003), S. 274; Duréndez Gómez-Guillamón (2003), S. 553; Sormunen (2014), S. 216; Abschnitt 4.4.

156

Empirische Untersuchung

Fremdkapitalgeber ausgerichtet war, Neukredite nur schwer oder zu schlechteren Bedingungen erhält.958 Insgesamt sollte die Bereitschaft der Fremdkapitalgeber, eine Reorganisation außerhalb des Insolvenzverfahrens anzustreben, geringer sein. Auch dieser Befund lässt sich als Indiz dafür werten, dass das herangezogene Maß tatsächlich Managementkompetenz misst. Die Ergebnisse deuten somit insgesamt darauf hin, dass dem Management eine Bedeutung im Kontext reflexiver Prognoseeffekte bei der prüferischen Berichterstattung zur Angemessenheit der GC-Annahme zukommt (FF). 6.9. Limitationen und zukünftiger Forschungsbedarf Die zentrale Schwäche einer archivalischen Herangehensweise an das Phänomen der Prognosereflexivität ist der sog. Conditionalis Irrealis. Im vorliegenden Setting ist es unmöglich, zu ergründen, was bezogen auf die einzelne Beobachtung geschehen wäre, wenn (k)eine GCO abgegeben worden wäre. Eine kontrafaktische Analyse, wie etwa im Experiment möglich, ist nicht durchführbar, sodass für einzelne GCO ungeklärt bleibt, ob diese netto selbsterfüllend, -zerstörend oder gar nicht reflexiv gewirkt haben. Hilfsweise wurde für ein großzahliges Sample ermittelt, wie sich die Insolvenzwahrscheinlichkeit in Abhängigkeit von der GCO-Abgabe verändert. Die Isolierung des GCO-Effekts hängt dabei zentral davon ab, dass der Fehlerterm nicht mit der GCO-Variablen korreliert. Die Berücksichtigung der vermuteten Endogenität erfolgte mittels eines bivariaten Probitmodells sowie alternativ über einen Kontrollfunktionsansatz. Dabei zeigt sich, dass die Ergebnisse hinsichtlich H1 in großem Maße von dem verwendeten Instrument abhängen. Nach den Worten des Prüfungsstandards hat der Prüfer bei seiner GC-Beurteilung nicht die Qualität des Managements zu beurteilen. Vielmehr ist zu beurteilen, ob die Pläne des Managements angemessen und umsetzbar sind. Die Arbeit verzichtet ebenso wie vorangegangene Studien auf die explizite Berücksichtigung der im Abschluss berichteten Maßnahmen. In der Literatur finden sich Ansätze, diese zu systematisieren.959 Wenngleich Mutchler (1985) und Mutchler/Hopwood/McKeown (1997) der Nachweis einer Auswirkung empirisch nicht gelingt, können Behn/Kaplan/Krumwiede (2001) zeigen, dass Pläne zur Aufnahme von Eigen- und Fremdkapital die Wahrscheinlichkeit einer GCO-Abgabe verringern.960 Bruynseels/Knechel/Willekens (2011), Bruynseels/Willekens (2012) und Bruynseels/Knechel/Willekens (2013) erhellen, dass die Prüfer ggf. in Abhängigkeit ihrer Branchenexpertise auch die vom Management berichteten Turnaround-Maßnahmen würdigen. Dabei kategorisieren die Autoren verschiedene Turnaround-Maßnahmen und zeigen, dass einige Maßnahmen (situativ) als Risikofaktoren wahrgenommen werden und die Wahrscheinlichkeit einer GCO-Abgabe erhöhen, andere wiederum die Wahrscheinlichkeit verringern.961 D'Aveni (1989) zeigt etwa, dass 958 959 960 961

Vgl. Francis et al. (2016), S. 62 ff. Vgl. z.B. Hofer (1980); Hambrick/Schecter (1983); Barker/Duhaime (1997); Böckenförde (1996); Bruynseels (2006); Schnorr (2012). Vgl. Carson et al. (2013), S. 358 f. Vgl. ebd., S. 359.

Limitationen und zukünftiger Forschungsbedarf

157

der Verkauf von Unternehmensteilen – eine mögliche im Prüfungsstandard genannte Maßnahme – die Überlebenswahrscheinlichkeit reduzieren kann.962 Vorliegend wird angenommen, dass diese Maßnahmen als omitted variables durch das bivariate Probitmodell in ρ enthalten sind. Eine dezidierte Aufnahme in das Modell hätte möglicherweise zu einer genaueren Modellierung der GCO-Abgabe und des Insolvenzantrags beigetragen. Allerdings erfordert ein Einbezug regelmäßig eine händische Datenerhebung und wäre mithin aus forschungsökonomischen Erwägungen nur bei einer deutlichen Reduzierung der Stichprobe umsetzbar. Der Nutzen eines expliziten Einbezugs von Turnaround-Maßnahmen kann aber auch deshalb in Zweifel gezogen werden, da einzelne Turnaround-Maßnahmen situationsbezogen unterschiedliche Wirkungen entfalten. Zu kritisieren ist die Operationalisierung der Managementkompetenz. Das Maß nach Demerjian/Lev/McVay (2012) erlaubt es aufgrund der hervorragenden Datenverfügbarkeit, eine Untersuchung mit einer großen Stichprobe durchzuführen. Dabei bleibt unklar, welche zugrundeliegenden Mechanismen genau dafür verantwortlich zeichnen, dass ein Unternehmen auf der zweiten Stufe des Modells hohe Residuen aufweist. Die Definition der Managementkompetenz nach Demerjian/Lev/McVay (2012) stellt zwar auf ein Managementteam ab. Es wird indes, vermutlich auch aufgrund der schweren Interpretierbarkeit des Maßes, nicht festgelegt, welcher Personenkreis genau gemeint ist.963 So legen die Autoren offen, dass ihr Maß einerseits mit den Eigenschaften der Person des CEO korreliert ist, andererseits aber in gewissem Umfang unternehmensfixe Effekte enthält.964 Dieses Maß sollte daher eher zur Operationalisierung der Kompetenz eines weit gefassten Managementteams verstanden werden. Hierunter könnte dann auch das board of directors gefasst werden. Maße etwa für die Zusammensetzung des Boards oder die Existenz eines Prüfungsausschusses werden indes aus Gründen der Datenverfügbarkeit nicht aufgenommen.965 Weiterhin wird nicht geklärt, wie sich etwa Wechsel im Topmanagement auswirken. So ist es durchaus denkbar, dass in einigen Fällen ein Interim-Management eingesetzt wird, das auf Turnarounds spezialisiert ist.966 Die insignifikanten Koeffizienten der Robustheitsanalysen unter Berücksichtigung anderer Operationalisierungen der Managementkompetenz bestätigen die Robustheit der Ergebnisse zudem nicht. Den alternativen 962 963 964

965

966

Vgl. D'Aveni (1989), S. 596. Vgl. für eine Diskussion unterschiedlicher Definitionen von Managementteams Abschnitt 2.4. Cornaggia/Krishnan/Wang (2017) können signifikante Korrelationen mit den Maßen CEO-Tenure, verschiedenen CEO- bzw. CFO-Compensation-Maßen, einem Maß für die Erfahrung des CEO bzw. CFO in S&P 500-Unternehmen sowie einem Erfahrungsmaß für die fünf bestbezahlten Manager der Unternehmen zeigen. Dies spricht für eine hohe interne Konstruktvalidität. Zudem zeigen die Autoren, dass das verwendete Maß für Zeitreihen bezogen auf das Unternehmen stärker streut als bezogen auf einzelne CEOs. Sie schlussfolgern daraus, dass das Maß insb. die Fertigkeiten des Managements und nur in geringem Maß unternehmensfixe Effekte wie Markennamen oder Kundenbindung misst. Vgl. ebd., S. 10, 26 ff. Eine Aufnahme weiterer Kontrollen für Corporate Governance-Mechanismen des Unternehmens, etwa anhand des Anteils institutioneller Investoren, könnte geeignet sein, das Surrogat der Managementkompetenz weiter zu präzisieren. Vgl. z.B. Carcello/Neal (2000), S. 453 ff.; Yu/Kwak/Suk (2016); Carson et al. (2013), S. 359. Vgl. Newton (2010), S. 116.

158

Empirische Untersuchung

Operationalisierungen folgend ist somit nicht auszuschließen, dass eigentlich kein Effekt aus der Managementkompetenz besteht. Die im Rahmen des Hauptmodells gezeigten Effekte könnten dann auf Schwächen etwa in der Konstruktion des Maßes der managerial ability zurückzuführen sein. Vermutet wird jedoch, dass die alternativen Maße weniger geeignete Surrogate der Managementkompetenz darstellen. Zudem ist die Datenverfügbarkeit der alternativen Maße ln(CEO_TEN) und ln(CEO_COMP) nur äußerst gering. Dies führt zu einer drastischen Verkleinerung der Stichprobe und somit zu einer geringeren Power der statistischen Tests. Sind die fehlenden Daten indes, wie hier der Fall, nicht stochastisch über die Unternehmensbeobachtungen hinweg verteilt, führt dies weiterhin zu einer Selbstselektion der Unternehmensbeobachtung der Stichprobe.967 Die Parameterschätzungen könnten dadurch verzerrt werden. Die Argumentation zur verkleinerten Stichprobe hat keine Gültigkeit für die Maße HISTROA und HISTRETURN, da diese nahezu für jede Unternehmensbeobachtung vorliegen. Konzeptionell ist jedoch zu kritisieren, dass diese Operationalisierungen überhaupt nicht den Versuch unternehmen, unternehmensspezifische von managementspezifischen Effekten zu trennen. Vielmehr wird unterstellt, ein im Zeitablauf beständig hoher ROA bzw. eine hohe Rendite sei einzig auf das Management zurückzuführen. Konzeptionell ähneln diese Maße entfernt dem Effizienzmaß auf der ersten Stufe zur Errechnung der managerial ability gem. Demerjian/Lev/McVay (2012). Es bleibt mithin festzuhalten, dass die Ergebnisse mit einer alternativen Operationalisierung der Managementkompetenz nicht replizierbar sind. Es existieren jedoch Indizien dafür, dass dies auf die Überlegenheit des Maßes nach Demerjian/Lev/McVay (2012) zurückzuführen ist. Die vorliegende, archivalische Arbeit untersucht mit dem Management erstmalig eine konkrete Stakeholdergruppe im Kontext reflexiver Prognoseeffekte. Die zugrundeliegenden Submechanismen des durch die Managementkompetenz moderierten, reflexiven Netto-Prognoseeffekts werden dennoch nicht im Detail beleuchtet: Die gezeigte Interaktion schlüsselt nicht auf, ob und wie eine hohe Managementkompetenz dazu führt, dass einzelne selbsterfüllende oder selbstzerstörende Submechanismen initiiert, verstärkt, abgeschwächt oder beendet werden. Hier besteht zweifelsfrei Forschungsbedarf. Zukünftige Forschungsarbeiten könnten explorativ vorgehen und Manager zu ihren Wahrnehmungen interviewen. Eine solche Untersuchung könnte zudem der Frage nachgehen, inwiefern schon die drohende Abgabe einer GCO das Management zum Handeln veranlasst bzw. durch das Management zur Abwendung der Unternehmensschieflage 967

Wird unter Verwendung der Stichprobe aus dem Hauptmodell mittels eines univariaten Probitmodells (nicht abgedruckt) die Datenverfügbarkeit der Variablen TENURE und COMPENSATION auf die interessierenden und die Kontrollvariablen regressiert, ergibt sich ein 𝑃𝑠𝑒𝑢𝑑𝑜 − 𝑅2 von 0,3872. D.h. das Modell ist hervorragend in der Lage, die Datenverfügbarkeit zu erklären. Die Stichprobe dieser alternativen Maße ist somit stark systematisch verzerrt. Insb. LNAT (z-Statistik: 42,67) und LNAGE (z-Statistik: 29,10) haben dabei eine herausragende Erklärungskraft. Aber auch die Variablen FIRSTGCO, MKOMP und zahlreiche Kontrollvariablen sind auf dem 1 %-Niveau signifikant. Demnach sinkt die Wahrscheinlichkeit in die Stichprobe zu gelangen, wenn es sich z.B. um kleine, junge oder um Unternehmen in einer Schieflage handelt.

Limitationen und zukünftiger Forschungsbedarf

159

genutzt wird. Ein solcher Effekt könnte demnach als vorgelagerter reflexiver Prognoseeffekt bezeichnet werden, welcher der Überprüfung durch eine archivalische Studie indes nicht zugänglich wäre, da die drohende GCO des Prüfers nur im Kreise des Managements und der anderen Direktoren veröffentlicht wird. Entfaltet eine GCO bereits in diesem Stadium eine Wirkung, müsste dies bei einer Gesamtbeurteilung des Nutzens der prüferischen Berichterstattung in diesem Teilbereich mitberücksichtigt werden. Die Würdigung von Turnaround-Maßnahmen des Managements ist eine zentrale Prüfungshandlung im Kontext der Prüfung der Unternehmensfortführung. Ein konkreter Einbezug in die prüferische Entscheidungsfindung findet sich bislang nur in sehr wenigen Arbeiten, die zudem keinen Bezug zu reflexiven Prognoseeffekten aufweisen. Künftige Forschungsarbeiten könnten auf bestehende Taxonomien für Turnaround-Maßnahmen zurückgreifen und diese mittels text mining für große Stichproben verfügbar machen. Zudem könnte untersucht werden, welche Turnaround-Maßnahmen in welcher Situation durch den Prüfer als geeignet und durchführbar erachtet werden; ebenso welche Turnaround-Maßnahmen in welcher Situation tatsächlich zu einer Verringerung des Insolvenzrisikos führen. Mit einer genaueren Modellierung der beiden Gleichungen wären genauere Schätzungen und mithin geringere Standardfehler möglich. Zukünftige Forschungsarbeiten könnten zudem versuchen, weitere Submechanismen explizit zu isolieren. Gerade der sich verbessernde Zugang zu großen, unstrukturierten Datenmengen kann auch im Kontext reflexiver Prognoseeffekte neue Einblicke liefern. So können etwa Produktrezensionen auf großen Handelsplattformen über text mining erhoben und hinsichtlich ihres linguistic tone untersucht werden.968 Verändern sich diese mit einer GCO-Abgabe, würde dies für das Wirken eines reflexiven Prognoseeffektes bei den Kunden des Unternehmens sprechen.969 Besonders gut geeignet erscheint zudem die Auswertung von Daten eines Mikroblogging-Dienstes. „How employees use Twitter to talk about work“ ist der Titel eines jüngst erschienenen Beitrags, der ebenfalls für das vorliegende Setting Bedeutung besitzt. Verändern Mitarbeiter mit GCO-Abgabe ihre Sprache über das Unternehmen, ließen sich daraus grundsätzlich ebenfalls Rückschlüsse ziehen.970 Aus dem verwendeten Sprachniveau bzw. der Nutzung von Fachtermini ließe sich zudem ergründen, welche Mitarbeitergruppen auf eine GCO wie reagieren. Auf methodischer Ebene erscheint es lohnend, eine Diskussion zu möglichen Instrumenten anzustrengen. So könnten die formulierten Bedenken hinsichtlich der fehlenden Exogenitätsbedingung als Ausgangspunkt genommen werden, weniger angreifbare Instrumente etwa aus dem Bereich der prüferischen Unabhängigkeit zu entwickeln. Zukünftige Forschungsarbeiten könnten das zentrale omitted variables-Problem auch durch die Aufnahme weiterer qualitativer Faktoren reduzieren. Hierzu ließen sich z.B. die zuvor angegebenen großen, unstrukturierten Datenbestände heranziehen.

968 969 970

Vgl. z.B. Ludwig et al. (2013), S. 87 ff. Gleichwohl müssten auch bei einer solchen Untersuchung methodische Vorkehrung zur Berücksichtigung eines omitted variables bias getroffen werden. Vgl. van Zoonen/Verhoeven/Vliegenthart (2016), S. 329 ff. Wenngleich der Artikel auf Mitarbeiter fokussiert, lassen sich ggf. weitere Stakeholdergruppen isolieren und betrachten.

160

Empirische Untersuchung

Ein weiterer möglicher Anknüpfungspunkt für künftige Forschungsarbeiten wäre der Befund von Pryor/Terza (2002), die die Unternehmensgröße als Moderator für das Wirken einer SFP, allerdings ohne eine theoriegeleitete Hypothesenherleitung, identifizieren. Die Begründung, ein mit der Abgabe der GCO einhergehender Überraschungseffekt würde mit der Unternehmensgröße steigen, könnte dabei näher beleuchtet werden. Aber auch die Überprüfung alternativer Erklärungsansätze könnte hier stattfinden: So könnte der Effekt auch dadurch zu erklären sein, dass der gemessene Größeneffekt ausschließlich der Kodierung der abhängigen Variablen als Insolvenz oder Nicht-Insolvenz geschuldet ist. Kleinere Unternehmen könnten sich z.B. leichter außerhalb eines formalen Insolvenzverfahrens reorganisieren lassen, da auch der Gläubigerkreis kleiner sein könnte.971 In diesem Zusammenhang könnten auch verstärkt kleinere Unternehmen untersucht werden, da diese häufiger auf ein chapter 7-Insolvenzverfahren zurückgreifen. Es stellt sich die Frage, ob die im Rahmen dieser Arbeit gezeigten Effekte der Managementkompetenz ebenfalls wirken, wenn häufiger auch eine mögliche Liquidation im Raum steht. Zwei Änderungen in der Regulierung der GC-Berichterstattung können zudem weitere Anknüpfungspunkte für Forschungsarbeiten bilden: Zum einen hat das FASB mit ASU No. 2014-15 eine zu IAS 1 vergleichbare Berichterstattungspflicht des Managements zu möglichen erheblichen Zweifeln am Unternehmensfortbestand eingeführt. Hier könnte explizit untersucht werden, ob künftig in den USA überhaupt ein GCO-Effekt auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit verbleibt, wenn bereits das Management innerhalb des Jahresabschlusses aufgrund von FASB-Regelungen verpflichtend Angaben zu tätigen hat. Zum anderen sind die neuen Berichterstattungserfordernisse zu den Critical Audit Matters (CAM) hochinteressant.972 Hierbei muss der Prüfer über besonders kritische Prüfungssachverhalte in einem gesonderten Abschnitt des Bestätigungsvermerks berichten. Die CAM dürfen indes nicht zu einer Modifikation des Prüfungsurteils führen und auch nicht als Substitut etwa für eine GCO genutzt werden.973 Letzteres ist insb. deshalb interessant, da das FASB mit ASU No. 2014-15 jüngst mit probable eine Wahrscheinlichkeitsschwelle für den erheblichen Zweifel festgelegt hat, die tendenziell oberhalb der zuvor durch die Prüfer herangezogenen liegen dürfte.974 Im Ergebnis muss der Prüfer ggf. im Rahmen eines CAM über die Prüfung der GC-Annahme (GC-CAM) berichten, wenn seine Beurteilung knapp nicht zu einer GCO geführt hat (sog. close call). Die künftig niederschwelligere prüferische GC-Berichterstattung dürfte zu höheren Fallzahlen insgesamt führen. Es bleibt abzuwarten, inwiefern künftig bereits ein GCCAM reflexive Prognoseeffekte auslöst bzw. die bewusste Entscheidung des Prüfers gegen ein GC-CAM und für eine GCO von den Stakeholdern wahrgenommen wird.

971 972 973 974

Einen Hinweis darauf liefern auch die Ergebnisse der Robustheitsanalyse. Werden die zusätzlichen Formen der Unternehmensbeendigung hinzugenommen, verschwindet der LNAT-Effekt. Vgl. PCAOB AS 3101. Vgl. PCAOB AS 3101.18. Denkbar ist, dass die Prüfer die jetzt in den Rechnungslegungsstandards enthaltene Definition künftig übernehmen.

7. Zusammenfassung Die vorliegende Arbeit verfolgt das Ziel, das Verständnis über mögliche reflexive Prognoseeffekte bei der prüferischen Berichterstattung zur Angemessenheit der GC-Annahme zu erweitern. Determinanten solcher Effekte und mögliche Wechselwirkungen mit dem Management, dem bereits aus funktionaler Perspektive eine überragende Bedeutung in der Unternehmensschieflage zukommt, sind in der empirischen Prüfungsforschung bislang weitestgehend unbeachtet geblieben. Das ist bemerkenswert, da insgesamt ein breiter Literaturbestand existiert, der einen Einfluss des Managements und seiner Kompetenz auf verschiedenste Unternehmenserfolgsmaße belegt. Die Arbeit geht somit folgender Forschungsfrage nach: Kommt dem Management eine Bedeutung im Kontext reflexiver Prognoseeffekte bei der prüferischen Berichterstattung zur Angemessenheit der Going Concern-Annahme zu? In Abschnitt 2 wird das Konzept der Prognosereflexivität erörtert und auf Basis der Regelungen zur prüferischen GC-Berichterstattung und dem US-amerikanischen Insolvenzrecht auf den vorliegenden Fall übertragen. In Abschnitt 3 wird der Begriff der Managementkompetenz eingeführt. Die Wiedergabe bedeutsamer Forschungsergebnisse zum Einfluss einzelner Managementeigenschaften auf die Überlebenswahrscheinlichkeit von Unternehmen verdeutlicht dabei die Bedeutung des Managements in der Unternehmensschieflage. Zudem wird dargestellt, dass ein jüngst von Demerjian/Lev/McVay (2012) vorgestelltes Surrogat für Managementkompetenz eine Reihe weiterer Forschungsarbeiten auslöst. Empirische Evidenzen auf Basis dieses Maßes für unterschiedlichste Fragestellungen im Bereich der Prüfungs- und Rechnungslegungsforschung werden dargestellt. Abschnitt 4 gibt einen umfassenden Überblick zu den zumeist empirischen Studien zu reflexiven Prognoseeffekten in der Prüfungsforschung. Der Abschnitt gliedert sich dabei grundsätzlich entlang der untersuchten Stakeholdergruppen. Auch hier wird deutlich, dass das Management bislang in keiner Untersuchung Berücksichtigung findet und zudem auch mögliche Determinanten weitestgehend unerforscht sind. Aus der daraus abgeleiteten Forschungsfrage werden drei Hypothesen entwickelt (Abschnitt 5): H1: Die Abgabe einer GCO hat für ein Unternehmen mit einem durchschnittlichen Niveau der Managementkompetenz c.p. einen positiven Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit des geprüften Unternehmens (reflexiver Netto-Prognoseeffekt). H2: Mit steigender (abnehmender) Managementkompetenz verringert (erhöht) sich c.p. die Insolvenzwahrscheinlichkeit eines geprüften Unternehmens ohne GCO-Abgabe. H3: Mit steigender (abnehmender) Managementkompetenz verringert (erhöht) sich c.p. ein positiver Einfluss der Abgabe einer

© Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH, ein Teil von Springer Nature 2019 M. Heinrichs, Going Concern Opinion, Managementkompetenz und Insolvenzwahrscheinlichkeit, Auditing and Accounting Studies, https://doi.org/10.1007/978-3-658-27127-5_7

162

Zusammenfassung

GCO auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit des geprüften Unternehmens (Veränderung eines reflexiven Netto-Prognoseeffekts). Da nicht verschiedene reflexive Prognoseeffekte isoliert, sondern nur gemeinschaftlich (netto) gemessen werden, werden auf H1 bezogen zwar mögliche theoretische Erklärungsansätze (Theorie der kognitiven Dissonanz, Bezugsgruppentheorie, Schwellenwertmodelle und Herdenverhalten) genannt, aber nicht explizit getestet. Die Formulierung der Erwartungshaltung fußt deshalb bzgl. H1 letztlich nicht auf den genannten Theorien, sondern auf den Ergebnissen der neueren Forschungsarbeiten. H2 und H3 zur Managementkompetenz werden indes durch den ressourcenbasierten Ansatz, den Upper Echelons-Ansatz und die Agency-Theorie getragen. Abschnitt 6 enthält die empirische Untersuchung auf Basis von 13.613 Beobachtungen US-amerikanischer, börsennotierter Unternehmen der Jahre 2000 bis 2013 in einer Unternehmensschieflage. Die Hypothesen werden mittels eines bivariaten Probitmodells getestet. Diese Methodik ist geeignet, das auftretende Endogenitätsproblem von omitted variables zu berücksichtigen. Die Hypothesen H1, H2 und H3 können bestätigt werden. Bezüglich H1 sind die Ergebnisse grundsätzlich mit denen vorangegangener Arbeiten wie z.B. Pryor/Terza (2002) und Frey (2014) in Einklang zu bringen. Auch die Ergebnisse zu H2 bestätigen die Ergebnisse vorangegangener Untersuchungen wie z.B. Barr/Siems (1997) und Leverty/Grace (2012). Die hohe ökonomische Relevanz der vorliegenden Forschungsarbeit wird durch die Berechnung marginaler Effekte auf Basis der berechneten bivariaten Probitmodelle verdeutlicht: Für eine besonders geringe Managementkompetenz (zwei Standardabweichungen unterhalb des Durchschnittswerts) zeigt sich ein reflexiver Netto-Prognoseeffekt in Gestalt einer Erhöhung der Insolvenzwahrscheinlichkeit von 7,26 bzw. 10,28 Prozentpunkten. Umgekehrt verringert sich der marginale Effekt der GCO-Abgabe für eine besonders hohe Managementkompetenz (zwei Standardabweichungen oberhalb des Durchschnittswerts) auf 0,00 bzw. -0,17 Prozentpunkten. Mithin zeigt sich nur bei einem weniger kompetenten Management ein Selbsterfüllungseffekt der GCO. Dieser verschwindet bzw. könnte ggf. sogar selbstzerstörend wirken, wenn das Management besonders kompetent ist. Die Angabe marginaler Effekte findet sich nur in einer weiteren Studie im Bereich der reflexiven Prognoseeffekte. Gerakos et al. (2016) ermitteln für ihr Modell einen marginalen Effekt aus der GCO i.H.v. 0,84 %.975 Insgesamt bewegen sich die Ergebnisse bezüglich einer durchschnittlichen Managementkompetenz in einem vergleichbaren Bereich. Es schließen sich eine Reihe von Analysen an, die die Robustheit der Ergebnisse verdeutlichen. Insb. bei expliziter Berücksichtigung eines Überraschungseffektes, der Verletzung von Covenants, einer alternativen Definition der Unternehmensschieflage, sowie der Berechnung eines bezüglich der Kontrollvariablen reduzierten, sog. sparsamen Modells bleiben die Ergebnisse im Wesentlichen robust. Werden allerdings weitere For-

975

Vgl. Gerakos et al. (2016), S. 42.

Zusammenfassung

163

men der Liquidation und Reorganisation betrachtet, erweist sich nur noch H3 als hochsignifikant. Wird anstelle des bivariaten Probitmodells ein Kontrollfunktionsansatz mittels zweier separater Probitmodelle verwendet, lässt sich H1 nicht mehr bestätigen. Ein möglicher Grund hierfür könnte ein Effizienzverlust bei der Parameterschätzung sein. Ebenso lässt sich H1 nicht mehr bestätigen, wenn auf das Instrument REPLAG, das in einer Reihe von Studien Anwendung findet,976 verzichtet wird. Auch hier könnte ein möglicher Grund die gesunkene Effizienz der Parameterschätzungen sein. Interessant ist gleichwohl, dass in jedem Fall H2 und H3 Bestand haben. Ist ein signifikanter Effekt der Variable FIRSTGCO nicht zu zeigen, deutet ein signifikant negativer Koeffizient für FIRSTGCO * MKOMP bei überdurchschnittlicher Managementkompetenz auf das Wirken eines reflexiven Netto-Prognoseeffekts in Richtung einer Selbstzerstörung hin. Die Analysen werden zudem für verschiedene alternative Maße für Managementkompetenz durchgeführt. Mit keinem der Maße gelingt eine Replikation der Ergebnisse. Begründet wird dies mit einer geringeren Stichprobengröße und einer unpräziseren Operationalisierung des Konstrukts Managementkompetenz. Als alternativer Erklärungsansatz wird dargelegt, dass das ursprünglich verwendete Residualmaß z.B. unternehmensfixe Bestandteile enthält, die für den signifikanten Zusammenhang verantwortlich sind. Vor diesem Hintergrund und auch um die bei der Hypothesenherleitung herausgearbeiteten möglichen gegenläufigen Effekte von Handlungsspielraum und fremdfinanzierungsbedingten Agency-Problemen gesondert zu untersuchen, werden verschiedene zusätzliche Analysen durchgeführt. Insb. der moderierende Effekt von Managementkompetenz auf den GCO-Effekt verschwindet bei fehlendem Handlungsspielraum und bei bestehenden fremdfinanzierungsbedingten Agency-Problemen. Die Agency-Theorie lässt vermuten, dass eine hohe Managementkompetenz durch die Fremdkapitalgeber als Risikofaktor interpretiert werden kann, wenn das Management nicht im Interesse der Fremdkapitalgeber handelt. Die zusätzlichen Analysen gewähren insofern zum einen Einblick in mögliche Wirkungskanäle reflexiver Prognoseeffekte, zum anderen lassen sich die Ergebnisse auch als Indiz dafür werten, dass das Maß nach Demerjian/Lev/McVay (2012) tatsächlich ein Surrogat der Managementkompetenz darstellt. Das innovative Element der Studie ist darin zu sehen, dass für das Wirken reflexiver Prognoseeffekte im Prüfungskontext mit Managementkompetenz erstmals theoriegeleitet (ressourcenbasierter Ansatz, Upper Echelons-Ansatz und Agency-Theorie) eine Determinante identifiziert werden konnte. Methodisch werden zudem erstmals zwei alternative Verfahren zur Berücksichtigung von Endogenität in Gestalt von omitted variables angewendet, ein bivariates Probitmodell und ein Kontrollfunktionsansatz. Zudem wird erstmalig die Bedeutung des Instruments der Anzahl der Tage zwischen Abschlussstichtag und Datum des Bestätigungsvermerks und dessen Auswirkungen diskutiert. Auf der Ebene der Konstrukte und deren Operationalisierung zeichnet sich die vorliegende Arbeit auch durch die Aufnahme einer hohen Anzahl von in der Literatur als bedeutsam erachteter Kontrollvariablen aus. Die Interpretation des gezeigten Interaktionseffekts (H3) wird schließlich dadurch abgesichert, dass zusätzlich alle Kontrollvariablen mit der Managementkompetenz interagiert werden. 976

Vgl. Pryor/Terza (2002), S. 106; Arnedo et al. (2012), S. 281; Frey (2014), S. 182.

164

Zusammenfassung

Die Ergebnisse der Studie können für einen breiten Adressatenkreis von Interesse sein: Abschlussprüfer können aus den Ergebnissen ableiten, dass die Insolvenzwahrscheinlichkeit eines Unternehmens mit einem hochkompetenten Management mit GCO-Abgabe grundsätzlich gar nicht oder nur gering steigt. Wird die Geeignetheit des Instruments REPLAG in Zweifel gezogen, kann sogar ein reflexiver Netto-Prognoseeffekt in Richtung einer Selbstzerstörung erwartet werden. Insb. auch die Beachtung kontextueller Faktoren wie Handlungsspielraum und fremdfinanzierungsbedingten Agency-Problemen könnte den Prüfer bei seiner Entscheidungsfindung unterstützen. Gleichwohl dürfte es im Einzelfall schwierig sein, Managementkompetenz in die Überlegungen miteinzubinden, nicht zuletzt, da das Management im Prognosezeitraum ausgetauscht werden könnte. Prüfungsnormensetzer sollten eingedenk eines grundsätzlich gezeigten Netto-Selbsterfüllungseffektes einer GCO erwägen, für GCO zusätzliche Ausführungen im Bestätigungsvermerk vorzuschreiben, die die zugrundeliegenden Konzepte, insb. den erheblichen Zweifel, erklären. Gerade für Stakeholder, die mit der prüferischen Berichterstattung weniger vertraut sind, könnten so mögliches Herdenverhalten und ähnliche Handlungen vermieden werden.

Anhang Herausgabe März 1981 April 1988 Dezember 1990 November 1995 Januar 2002 Juli 2012 Februar 2017

SAS No. 34 59

AICPA Handbook

Titel The Auditor's Considerations When a Question Arises About and Entity's Continued Existence The Auditor's Consideration of an Entity's Ability to Continue as a Going Concern

64

Omnibus Statement on Auditing Standards-1990

77

Amendments to Statements on Auditing Standards No. 22: Planning and Supervision, No. 59: The Auditor's Consideration of an Entity's Ability to Continue as a Going Concern, and No. 62: Special Reports

96

Audit Documentation

126 132

Auditor's consideration of an entity's ability to continue as a going concern (redrafted) The Auditor's Consideration of an Entity’s Ability to Continue as a Going Concern

Anwendung auf Prüfungen börsennotierter Unternehmen

AU sec. 340

AU sec. 341

AU sec. 570

Ja, bis April 2003

Nein

Tabelle 10: AICPA Prüfungsnormen im GC-Bereich im Zeitablauf977

Herausgabe

PCAOB Release No.

April 2003

2003-006

Juni 2007

2007-005A

August 2010

2010-004

August 2012

2012-004

März 2015

2015-002

Juni 2017

2017-001

Titel Establishment of Interim Professional Auditing Standards Auditing Standard No. 5 – An Audit of Internal Control over Financial Reporting that is integrated with an Audit of Financial Statements Auditing Standards related to the Auditor’s Assessment of and Response to Risk Auditing Standard No. 16 – Communications with Audit Committees Reorganization of PCAOB Auditing Standards and related Amendments to PCAOB Standards and Rules The Auditor’s Report on an Audit of Financial Statements when the Auditor expresses an Unqualified Opinion

PCAOB Auditing Standard

Anwendung auf Prüfungen börsennotierter Unternehmen

(Interim Standard) AU sec. 341 Ja

AS 2415 “Consideration of an Entity's Ability to Continue as a Going Concern”

Tabelle 11: PCAOB Prüfungsnormen im GC-Bereich im Zeitablauf978

977 978

Quelle: Eigene Darstellung. Quelle: Eigene Darstellung.

© Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH, ein Teil von Springer Nature 2019 M. Heinrichs, Going Concern Opinion, Managementkompetenz und Insolvenzwahrscheinlichkeit, Auditing and Accounting Studies, https://doi.org/10.1007/978-3-658-27127-5

166 Autor(en), Jahr

Anhang Zielsetzung

Ergebnisse

Kida (1980)

Rechtsraum USA

Befragung von Prüfungspartnern, inwiefern u.a. mögliche Selbsterfüllungseffekte bei der Erteilung von GCO eine Rolle spielen.

Mutchler (1984)

USA

Williams (1984)

USA

Ewert (1990)

n.a.

Tucker/Matsumura/Subramanyam (2003)

USA

Guiral‐Contreras/Ruiz/Rodgers (2011)

USA

Interview und Befragung von Big 8-Prüfungspartnern, zu ihrer Einschätzung zu einer SFP bei der GC-Berichterstattung. Interviews mit Prüfungspartnern u.a. zum Wirken möglicher SFPEffekte bei der GC-Berichterstattung. Modelltheoretische Untersuchung, inwiefern sich die GC-Berichterstattung auf die Durchführung von Investitionen auswirken kann. Spieltheoretisches Modell zur GCO-Erteilung, wenn der Mandant die Möglichkeit hat den Prüfer zu wechseln. Absicherung der Ergebnisse über ein sich anschließendes Experiment mit Studierenden. Experiment mit Prüfungspartnern, inwiefern die Erwartungen an eine SFP die Entscheidungsfindung zur Abgabe einer GCO beeinflussen.

61 % der Partner schätzen, dass die Abgabe einer GCO an ein Unternehmen ohne Schieflage Probleme für das Unternehmen verursachen kann; für Unternehmen in Schieflage glauben das nur 5 %. Knapp 40 % der Interviewten stimmen mit einem möglichen SFP-Effekt überein. Einige Prüfer verdeutlichen dies anhand anekdotischer Evidenz. 70 % der Prüfer sehen eine SFP in der GC-Berichterstattung als real existierend an; 40 % geben zudem an, dies bei der Urteilsbildung berücksichtigen. Anhand eines konkreten Zahlenbeispiels errechnet der Autor, dass die GCO mit einer gewissen Wahrscheinlichkeit zu einer SDP führen kann.

Shinde/Stone/Willems (2013)

USA

Befragung von CPA zu möglichen Gründen, eine nach den Worten des Prüfungsstandards zwingend zu erteilende GCO zu unterlassen.

Prüfer neigen bei expliziter Modellierung einer GCO im spieltheoretischen Modell dazu, eine GCO eher nicht abzugeben. Das Experiment bestätigt diese Ergebnisse. Prüfer, die in höherem Maße Selbsterfüllungseffekte vermuten, berücksichtigen stärker solche Nachweise, die die Unternehmensfortführung begünstigen und vice versa. Die Autoren führen dies auf Motivated Reasoning zurück. Neben möglichen SFP-Effekten werden das Ziehen persönlicher Vorteile und der Glaube an eine baldige Erholung des Unternehmens aus der Schieflage angegeben. Die Arbeit weist indes erhebliche methodische Schwächen auf.

Tabelle 12: Übersicht – Befragungen, Experimente und analytische Studien zum Einfluss einer möglichen SFP auf die Entscheidung der Prüfer

Anhang Autor(en), Jahr Firth (1978)

167 Zeit-, Rechtsraum 19741975, UK

Zielsetzung

Ergebnisse

Ereignisstudie, inwiefern aus verschiedenen Gründen modifizierte Prüfungsurteile vom Kapitalmarkt eingepreist werden. Ereignisstudie, inwiefern eingeschränkte Bestätigungsvermerke, auch aufgrund von GC, zu abnormalen Renditen am Kapitalmarkt führen.

Es können negative, abnormale Renditen für GCO gezeigt werden. Ein möglicher moderierender Effekt aus der Art der Prüfungsgesellschaft ließ sich nicht zeigen. Abnormale Renditen sind nur vor der Veröffentlichung des Bestätigungsvermerks nachweisbar. Die Autoren schlussfolgern, dass die der GCO zugrundeliegenden Ereignisse zu diesem früheren Zeitpunkt Eingang in den Aktienkurs finden. Negative, abnormale Renditen sind insb. für solche Meldungen zu beobachten, die nicht von anderen Berichten über das Unternehmen flankiert werden (nicht kontaminiert). Sowohl die Abgabe einer unerwarteten GCO als auch die Nicht-Abgabe einer erwarteten GCO führen zu negativen, abnormalen Renditen. Unerwartete GCO führen zu stärker negativen abnormalen Renditen als erwartete GCO.

Dodd et al. (1984)

19691980, USA

Dopuch/Holthausen/Leftwich (1986)

19701979, USA

Ereignisstudie, inwiefern die Meldung einer GCO in den Medien zu abnormalen Renditen führt.

Loudder et al. (1992)

19831986, USA

Fleak/Wilson (1994)

19791986, USA

Chen/Church (1996)

19801988, USA

Ereignisstudie, inwiefern der Kapitalmarkt auf erwartete und unerwartete GCO unterschiedlich reagiert. Mittels einer Ereignisstudie soll untersucht werden, ob der Kapitalmarkt unterschiedlich auf erwartete und unerwartete GCO reagiert. Die Autoren untersuchen, wie der Insolvenzantrag eines Unternehmens in Abhängigkeit davon, ob der Prüfer zuvor eine GCO abgegeben hat oder nicht, Eingang in den Aktienkurs findet.

Jones (1996)

19791988, USA

Es wird untersucht, wie der Kapitalmarkt auf die Abgabe einer GCO reagiert.

Carlson/Glezen/Benefield (1998)

19811988, USA

Es wird untersucht, inwiefern die Abgabe einer GCO mit negativen, abnormalen Renditen assoziiert ist.

Chen/Su/Zhao (2000)

19951997, China

Die Autoren untersuchen, wie sich die Abgabe einer GCO auf den Aktienkurs des Unternehmens auswirkt.

Unternehmen, die zuvor eine GCO erhielten, weisen weniger negative abnormale Renditen im Zeitpunkt des Insolvenzantrags auf als Unternehmen ohne vorherige GCO. Die Ergebnisse haben auch dann Bestand, wenn für die Schieflage und Pressemitteilungen kontrolliert wird. Unternehmen, die eine GCO erhalten, weisen in höherem Maße negative, abnormale Renditen auf als Unternehmen mit einer clean opinion. Zudem sind stärkere Effekte zu beobachten, wenn die GCO unerwartet ist. Die Autoren können negative, abnormale Renditen zeigen. Die Ergebnisse haben auch dann Bestand, wenn im Rahmen einer multiplen Regression für weitere Variablen kontrolliert wird. Es zeigen sich negative, abnormale Renditen um den Ereignistag (Abgabe der GCO). Unterschiede in der Marktreaktion zwischen verschiedenen Ausprägungen einer GCO lassen sich nicht feststellen.

168 Autor(en), Jahr

Anhang Zeit-, Rechtsraum 19751996, USA

Zielsetzung

Ergebnisse

Ereignisstudie, inwiefern sich die Ergebnisse von Chen/Church (1996) auch nach der Reform des zentralen GC-Prüfungsstandards durch SAS No. 59 replizieren lassen.

Soltani (2000)

19952000, Frankreich

Ereignisstudie zum Einfluss einer GCO auf den Aktienkurs.

Blay/Geiger (2001)

19901992, USA

Ereignisstudie zum Einfluss einer erstmalig erteilten und vom Markt unerwarteten GCO auf den Aktienkurs.

Taffler/Lu/Kausar (2004)

19952000, UK

Ereignisstudie, ob und wie schnell der Kapitalmarkt eine GCO in den Aktienkurs einbezieht.

Martínez/Martínez/Benau (2004)

19921995, Spanien

Elliott/Highfield/Schaub (2006)

19902000, USA

Schaub (2006)

19841996, USA

Herbohn/Ragunathan/Garsden (2007)

19992003, Australien

Die Autoren überprüfen mittels einer Ereignisstudie u.a. den Zusammenhang von GCO und Aktienkurs im Ereigniszeitraum. Die Autoren untersuchen, inwiefern die Abgabe einer GCO Auswirkungen auf den Aktienkurs des Unternehmens sowie den Aktienkurs anderer Unternehmen derselben Branche hat. Schaub (2006) untersucht, inwiefern Investoren bei Abgabe einer GCO, die zudem in den Medien transportiert wird, die GCO zunächst zu stark in ihre Bewertung einbeziehen (overreaction) und dies in den Folgetagen revidieren. Die Autoren untersuchen, inwiefern sich eine GCO kurz- und mittelfristig auf den Börsenkurs des Unternehmens auswirkt.

Die Autoren können zeigen, dass Unternehmen, die zuvor eine GCO erteilt bekommen haben, bei einem Insolvenzantrag geringere negative, abnormale Renditen aufweisen als Unternehmen ohne vorangegangene GCO. Indes lässt sich dieses Ergebnis für GCO nach SAS No. 34 nicht zeigen. Es lassen sich negative, abnormale Renditen bei Abgabe einer GCO nachweisen. Eine Kontrolle für andere Einflussfaktoren erfolgt nicht. Nur unerwartete GCO schlagen sich in Form negativer, abnormaler Renditen im Aktienkurs nieder. Eine GCO wird als unerwartet kodiert, wenn das Unternehmen im Nachgang keine Insolvenz anmeldet und vice versa. Negative, abnormale Renditen sind nicht für das Ereignis selbst, sondern nur für den dem Ereignis folgenden Jahreszeitraum zu beobachten. Die Autoren schließen zudem aus, dass diese Unterreaktion auf einen post-earnings announcement drift zurückzuführen ist. Es lassen sich keine Belege für einen Einfluss von GCO auf den Aktienkurs nachweisen.

Holder-Webb/Wilkins (2000)

Während die Unternehmen, die die GCO erhalten negative, abnormale Renditen aufweisen, profitieren die Konkurrenzunternehmen überwiegend von positiven, abnormalen Renditen im Ereigniszeitraum. Die vermuteten zusammenhänge können deskriptiv gezeigt werden. Eine multiple Regression wird indes nicht gerechnet.

Mit der Abgabe und innerhalb eines Jahreszeitraums nach einer GCO lassen sich keine negativen, abnormalen Renditen beobachten. Indes können die Autoren zeigen, dass

Anhang Autor(en), Jahr

169 Zeit-, Rechtsraum

Zielsetzung

Ergebnisse sich in dem Jahr vor Abgabe der GCO negative, abnormale Renditen nachweisen lassen. Die Autoren begründen dies damit, dass die der GCO zugrundeliegenden Informationen zu diesem früheren Zeitraum eingepreist werden. Für das US-amerikanische Sample lassen sich in einigen Modellspezifikationen negative, abnormale Renditen im Jahreszeitraum nach Abgabe der GCO feststellen. Für das australische Sample können die Autoren indes keine Effekte zeigen. Nach der Reform, die insb. auch die Prüfungsumfang ausweitete, ist die Abgabe einer GCO mit negativen, abnormalen Renditen assoziiert.

Ogneva/Subramanyam (2007)

19932004, USA; 20002004, Australien

Die Autoren untersuchen, inwiefern die Abgabe einer GCO den Aktienkurs mittelfristig beeinflusst.

Gassen/Skaife (2009)

19962000, Deutschland

Kausar/Taffler/Tan (2009)

19932005, USA

Die Autoren untersuchen, inwiefern der Kapitalmarkt GCO vor und nach einer Gesetzesänderung neu bewertet. Die Autoren untersuchen, ob und wie schnell der Kapitalmarkt eine GCO in den Aktienkurs einpreist.

Menon/Williams (2010)

1995, USA

Blay/Geiger/North (2011)

19892006, USA

Hsu/Young/Chu (2011)

19992007, Taiwan

Es wird untersucht, ob GCO mit negativen, abnormalen Renditen assoziiert sind, welche in der GCO angegebenen Gründe zu besonders starken Kapitalmarktreaktionen führen und ob ein Zusammenhang zum Anteil institutioneller Investoren besteht. Wertrelevanzstudie, inwiefern die Abgabe einer GCO die Wertrelevanz anderer Rechnungslegungsgrößen moderiert.

Ereignisstudie zum Zusammenhang von einer GCO auf den Aktienkurs. Das Ereignis wird dabei zum einen als Datum des Bestätigungsvermerks, zum anderen als Veröffentlichungstermin gesetzt.

Negative, abnormale Renditen lassen sich nur für einen Zeitraum nach dem Ereignis feststellen, nicht aber für das Ereignis selbst. Diese Unterreaktion führen die Autoren darauf zurück, dass hohe bid-ask spreads die Erzielung von Arbitragen verhindern. Es zeigt sich, dass besonders für GCO, die auf Finanzierungprobleme oder auf eine verletzte Kreditvertragsklausel, die eine clean opinion fordert, negative abnormale Renditen auftreten. Dieser Effekt wird dadurch verstärkt, dass der Anteil der institutionellen Investoren hoch ist. Diese könnten die Folgen einer GCO besser abschätzen. Die Abgabe einer GCO führt zu einer geringeren Wertrelevanz des Jahresergebnisses und erhöht die Wertrelevanz der Buchwerte von Vermögenswerten und Schulden. Die Autoren schließen daraus, dass eine GCO zu einem market shift in der Bewertung von Unternehmen führe. Es lassen sich negative, abnormale Renditen nachweisen. Interessant ist zudem, dass GCO-Beobachtungen mit besonders hohen negativen, abnormalen Renditen einer deutlichen Verringerung des insider ownership in den Monaten vor dem Daum des Bestätigungsvermerks einhergehen.

170 Autor(en), Jahr

Anhang Zeit-, Rechtsraum 20002010, USA

Zielsetzung

Ergebnisse

Die Autoren untersuchen, inwiefern eine GCO sich auf die Eigenkapitalkosten eines Unternehmens auswirkt.

Ianniello/Galloppo (2015)

20072010, Italien

Ereignisstudie, inwiefern GCO in unterschiedlichen Varianten unterschiedlich vom Kapitalmarkt aufgenommen werden.

Amin/Harris (2017)

20042009, USA

Die Autoren untersuchen den Einfluss einer GCO auf die weitere Tätigkeit von Nonprofit-Organisationen. Sie berücksichtigen Endogenität zunächst über ein PSM.

Hapsoro/Suryanto (2017)

n.a., Indonesien

Experiment, inwiefern sich die Abgabe einer GCO in Abhängigkeit von der Branchenexpertise des Prüfers auf die Analystenbewertung (hilfsweise werden Studierende herangezogen) des Unternehmens und seiner Konkurrenten auswirkt.

Kausar/Taffler/Tan (2017)

19952002, USA/UK

Die Autoren untersuchen, inwiefern sich die Kapitalmarktreaktionen auf GCO in Abhängigkeit von der Ausgestaltung des Insolvenzrechts unterscheiden.

Khan/Lobo/Nwaeze (2017)

20062010, USA

Die Autoren untersuchen, inwiefern die nochmalige Veröffentlichung einer GCO in der Presse Einfluss auf den Aktienkurs nimmt.

Unternehmen mit GCO sind mit höheren Eigenkapitalkosten assoziiert. Die Autoren führen als Begründung u.a. heran, dass es sich bei der GCO um bad news handelt, die über eine höhere Volatilität der Renditen zu einer Steigerung der Kaitalkosten führt. Die Autoren sichern ihre Untersuchung mit Zusatzanalysen zur Berücksichtigung möglicher Endogenitätsproblem ab. Es zeigen sich positive, abnormale Renditen für Uneingeschränkte Testate mit GC-Zusatz und negative, abnormale Renditen für aufgrund von GC modifizierte Testate. Die Autoren argumentieren, dass die prüferische Entscheidung, dass Prüfungsurteil nicht zu modifizieren, die Zuversicht der Anleger erhöhe, dass das Unternehmen die Schieflage erfolgreich überwinden kann. Im Nachgang an einer GCO reduzieren versierte Geldgeber ihre Zuwendungen an die betroffene Organisation; kleine Geldgeber verhalten sich umgekehrt. Ein weiteres Ergebnis ist, dass die Manager von serviceorientierten Organisationen (z.B. von Krankenhäusern) die organisationale Effizienz steigern. Die Abgabe einer GCO wirkt sich negativ auf die Bewertung des Unternehmens und positiv auf die Bewertung seiner Konkurrenzunternehmen aus. Beide Effekte sind stärker, wenn nicht durch einen Branchenspezialisten geprüft wird. Die Autoren begründen das damit, dass Nicht-Industriespezialisten weniger unabhängig seien und eine GCO durch diesen Prüferkreis ein stärkeres Signal darstelle. GCO führen in UK (gläubigerfreundliches Insolvenzrecht) zu stärkeren Kapitalmarktreaktionen als in den USA (schuldnerfreundlich). Die Autoren begründen dies damit, dass das Verlustrisiko für Aktionäre in UK höher ist. Während am Ereignistag deutlich stärker kleine Trades vorgenommen werden, zeigt sich für große Transaktionsvolumina keine abnor-

Amin/Krishnan/Yang (2014)

Anhang Autor(en), Jahr

171 Zeit-, Rechtsraum

Zielsetzung

Chen et al. (2018)

19952011, China

Die Autoren untersuchen u.a. mittels einer Ereignisstudie, inwiefern Unternehmen mit GCO eine andere zukünftige Performance haben als Unternehmen ohne GCO.

Brunelli (2018)

20082014, Italien

Ereignisstudie, inwiefern der italienische Kapitalmarkt auf GCO in verschiedenen Ausprägungen reagiert.

Ergebnisse male Aktivität. Die Autoren begründen ihre Ergebnisse damit, dass Kleinaktionäre die Informationen der 10-K Dokumente nicht vollständig verarbeiten können und ihre Informationen zu großen Teilen aus der Presse beziehen. In der kurzen Frist lassen sich negative, abnormale Renditen aus der GCO-Abgabe feststellen. Ist die GCO jedoch vom Markt erwartet oder wird das Unternehmen von Analysten beobachtet, verringert sich dieser Effekt deutlich. In einem Ein-Jahres-Zeitraum nach der GCO sind keine abnormalen Renditen zu beobachten. GCO sind in Italien mit negativen, abnormalen Renditen assoziiert. Im Gegensatz zu Ianniello/Galloppo (2015) führen auch und insb. GCO in Gestalt uneingeschränkter Testate mit GC-Zusatz zu negativen, abnormalen Renditen.

Tabelle 13: Übersicht – Studien zu Konsequenzen für (künftige) Aktionäre / Einfluss auf den Börsenkurs

Autor(en), Jahr Firth (1980)

Libby (1979)

Zeit-, Rechtsraum n.a., UK

Zielsetzung

Ergebnisse

Experimentelle Untersuchung, inwiefern Banker und Kreditanalysten GCO für Kreditvergabeentscheidungen heranziehen.

n.a., USA

Experimentelle Untersuchung zur Kreditvergabeentscheidung von Bankern mit der Besonderheit, dass auch ein Fall konstruiert wird, bei dem nur das Management auf GCSchwierigkeiten hinweist, nicht aber der Prüfer. Zudem werden Informationen zur Qualität des Managements bereitgestellt.

GCO führen unabhängig vom Grad der Unternehmensschieflage zur Gewährung niedrigerer Kreditsummen. Der Autor stellt allerdings neben dem Bestätigungsvermerk nur wenige weitere Informationen bereit, sodass sich die Frage stellt, ob die Probanden in einer realen Situation nicht weitere Informationen heranziehen würden. Eine Angabe von GC-Schwierigkeiten durch das Management, eine geringe Managementqualität sowie eine aus dem Jahresabschluss hervorgehende Unternehmensschieflage führen zu einer Steigerung des Zinssatzes. Es kann kein Effekt aus der prüferischen Berichterstattung gezeigt werden.

172 Autor(en), Jahr AbdelKhalik/Graul/Newton (1986)

Gul (1987)

Anhang Zeit-, Zielsetzung Rechtsraum n.a., Ka- Replikation der Studie von nada Libby (1979) allerdings ohne Einbezug der Managementqualität. Zudem wird untersucht, ob die Abgabe einer clean opinion nach einer GCO im Vorjahr einen Effekt aufweist. n.a., Sin- Experiment zum Einfluss von gapur GCO auf die Kreditvergabeentscheidung von Bankern. Es werden drei Fälle unterschieden: (1) keine GC-Angabe des Managements/keine GCO; (2) GC-Angabe des Managements/keine GCO; (3) GC-Angabe des Managements/GCO.

Gul (1990)

n.a., Australien

Experiment zum Einfluss einer GCO und des cognitive style der Banker (2x2-between-subjects-design) auf deren Einschätzung des Aktienkurses.

Bamber/Stratton (1997)

n.a., USA

LaSalle/Anandarajan (1997)

n.a., USA

Experiment, inwiefern Banker ihre Kreditvergabeentscheidung und die Höhe des geforderten Zinssatzes bei einem Bestätigungsvermerk mit Zusatz aufgrund einer Unsicherheit ändern. Die Autoren untersuchen experimentell, ob Banker GCO in Form von Versagungsvermerken und uneingeschränkten Bestätigungsvermerken mit Zusatz bei der Kreditvergabe unterschiedlich bewerten.

Elias/Johnston (2001)

n.a., USA

Experiment zum Einfluss einer GCO auf die die Wahrscheinlichkeit der Kreditvergabe sowie die Einschätzung der Insolvenzwahrscheinlichkeit 285 US-amerikanischer Banker.

Ergebnisse Es ist kein Effekt aus der prüferischen Berichterstattung nachweisbar. Auch die Abgabe einer clean opinon nach einer GCO im Vorjahr wirkt sich nicht auf die Kreditvergabeentscheidungen aus. Die Abgabe einer GCO führt zu einer Steigerung des geforderten Zinssatzes sowie zu einer gesteigerten Nachfrage nach zusätzlichen Informationen. Nur eingeschränkte Aussagekraft der Ergebnisse, da auf ein für die Probanden zu durchschauendes within-design zurückgegriffen wird. Die Abgabe einer GCO führt zu einer geringeren Einschätzung des Aktienkurses. Dieses Ergebnis ist durch die Gruppe der field dependent Banker getrieben, die neuen Informationen besonders zugänglich sein sollen. Für beide Maße können die Autoren nachteilige Effekte aus der Abgabe eines Bestätigungsvermerks mit Zusatz nachweisen. Mit Abgabe eines Versagungsvermerks sinkt die Bereitschaft der kreditvergabe und es verringert sich die Einschätzung zur Rückzahlungswahrscheinlichkeit gegenüber eine GCO in Form eines uneingeschränkten Bestätigungsvermerks mit Zusatz. Es zeigen sich keine Effekte aus der Abgabe einer GCO. Die Bereitstellung insb. einer GC-Angabe des Managements in der Kontrollgruppe scheint die entscheidende Information dazustellen.

Anhang Autor(en), Jahr Bessell/Anandarajan/Umar (2003)

173 Zeit-, Rechtsraum n.a., Australien

Duréndez Gómez- n.a., Guillamón (2003) Spanien

Niemi/Sundgren (2012)

Guiral‐Contreras/Ruiz/Choi (2014)

Zielsetzung

Ergebnisse

Experimentelle Untersuchung, inwiefern eine GCO gegenüber einer reinen GC-Angabe des Managements zu veränderten Kreditvergabeentscheidungen führt.

Die Autoren können keine veränderte Entscheidung durch die Abgabe einer GCO feststellen. Sie zeigen allerdings, dass mit Abgabe der GCO durch den Prüfer u.a. die Nachfrage nach zusätzlichen Informationen steigt. Während die Banker angeben, dass der Bestätigungsvermerk, insb. in Gestalt einer GCO, eine unerlässliche Quelle zur Kreditvergabe darstelle, lässt sich für die Analysten ein solcher Effekt nicht zeigen. Die Autoren können einen solchen Effekt nicht zeigen. Eine mögliche Erklärung für dieses Ergebnis könnte sein, dass das verwendete Surrogat für das Konzept availability of credit ungeeignet ist.

Die Autoren befragen Banker und Analysten nach ihrer Einschätzung der Nützlichkeit von Bestätigungsvermerken für Kreditvergabe- bzw. Investitionsentscheidungen.

1996Mittels einer Archivstudie wird 2001, untersucht, inwiefern kleine Finnland und mittelgroße finnische Unternehmen nach Erhalt einer GCO vermehrt auf teure Lieferantenkredite zurückgreifen müssen, da eine GCO die Aufnahme von Krediten erschwere. n.a., Die Autoren untersuchen expeSpanien rimentell, ob die Kreditwürdigkeit eins Unternehmens abhängig von der Art der GCO und der wahrgenommenen Unabhängigkeit des Prüfers unterschiedlich eingeschätzt wird.

Die Autoren zeigen, dass eine GCO in Form eines eingeschränkten Bestätigungsvermerks als Warnsignal wahrgenommen wird. Hohe Beratungshonorare in Kombination mit einem uneingeschränkten Testat mit Zusatz führen zu einer vergleichbaren Einschätzung. Sormunen (2014) n.a., Die Autorin führt Interviews Die Gespräche legen nahe, Finnland mit 18 Bankern und versucht dass die GCO Informationsgezu ergründen, wie diese GCO halt besitzt und als Warnsysin ihre Kreditvergabeentschei- tem fungiert, wenn die Eindungen bei SME miteinbezie- schätzung des Unternehmens hen. eigentlich positiv ist. Einige Banker äußern sich auch ausdrücklich dazu, dass eine GCO als SFP wirken könne. Tabelle 14: Übersicht – Studien zu Konsequenzen für Fremdkapitalgeber

174

Anhang

Autor(en), Jahr

Zeit-, Rechtsraum

Methode, Berücksichtigung von Endogenität Deskriptiv, nein

Zielsetzung

Ergebnisse

Taffler/Tseung (1984)

19771983, UK

Überprüfung, inwiefern die Abgabe einer GCO mit einer sich anschließenden Insolvenz assoziiert ist.

19741985, USA

Logit, nein

Archivstudie, inwiefern die Aufnahme einer GCO-Variablen die Prognosekraft eines Modells zur Erklärung der Insolvenzantragstellung verbessert.

Boritz (1991)

19841989, Kanada

Deskriptiv, nein

Der Autor untersucht, wie sich Unternehmen, die eine GCO erhalten in den Folgejahren entwickeln.

Citron/Taffler (1992)

19791886, UK

Deskriptiv, nein

Garsombke/Choi (1992)

19821985, USA

Deskriptiv, nein

Verglichen werden die relative Häufigkeit von Insolvenzen von Unternehmen, die eine GCO erhalten, mit einer Kontrollgruppe. Untersucht werden sollen u.a. die relativen Insolvenzhäufigkeiten von Unternehmen mit und ohne vorangehender GCO.

George/Spiceland/George (1996)

19781787, USA

Überlebenszeitanalyse, nein

76 % der insolventen Unternehmen erhielten vorab keine GCO; nur 20 % der GCO-Unternehmen mussten zeitnah einen Insolvenzantrag stellen. Die Autoren schlussfolgern, dass eine SFP nicht existiert und das Phänomen höchstens von schwachen Managern als Sündenbock herangezogen werden könnte. Die Autoren können einen signifikanten, die Insolvenzwahrscheinlichkeit erhöhenden GCO-Effekt zeigen. Die Autoren führen den Effekt auf den Informationsgehalt einer GCO zurück. Keine Erwähnung findet der alternative Erklärungsansatz einer möglichen SFP. Bei 43 % der Unternehmen sind negative Konsequenzen wie z.B. ein Delisting feststellbar; bei 57 % der Unternehmen indes nicht. Der Autor folgert daraus, dass eine SFP nicht existiere und bezeichnet die SFP daher als Mythos. 24 % der GCO-Unternehmen müssen im Folgejahr Insolvenz anmelden, jedoch auch 26 % der Kontrollunternehmen. Die Autoren können daher das Wirken einer SFP nicht belegen. 87,7 % der GCO-Unternehmen melden im Folgejahr keine Insolvenz an. Gleichwohl liegt der Wert für Unternehmen einer Kontrollgruppe ohne GCO noch darunter. Als möglichen Erklärungsansatz geben die Autoren u.a. das Wirken einer SFP an. Die Ergebnisse belegen, dass GCO-Unternehmen zu jedem Zeitpunkt ein ca. achtmal höheres Insolvenzrisiko aufweisen als Unternehmen ohne GCO. Die Autoren weisen explizit darauf hin, dass das Verfahren nicht geeignet ist, zwischen dem Wirken von SFP-Effekten oder der Fähigkeit des Prüfers zur Insolvenzprognose zu unterscheiden.

Hopwood/McKeown/Mutchler (1989)

Überprüfung, inwiefern sich die Sterberate von Unternehmen mit GCO in den folgenden 10 Jahren verändert, auch im Vergleich zu einer Kontrollgruppe ohne GCO und unter Einbezug von Kontrollvariablen.

Anhang

175

Autor(en), Jahr

Zeit-, Rechtsraum

Methode, Berücksichtigung von Endogenität Logit, nein

Zielsetzung

Ergebnisse

Foster/Ward/Woodroof (1998)

19881993, USA

Untersuchen für ein Sample von Unternehmen in Schieflage, inwiefern GCO einen inkrementellen Effekt zur Erklärung der Insolvenzwahrscheinlichkeit besitzt.

19901991, USA

Logit, nein

Die Autoren untersuchen u.a. für Unternehmen der Manufacturing-Branche, inwiefern eine erstmalige GCO-Abgabe die Insolvenzwahrscheinlichkeit erklären kann.

Louwers/Messina/Richard (1999)

19841991, USA

Überlebenszeitanalyse, nein

Die Autoren überprüfen für 210 Unternehmen mit GCO deren Sterbewahrscheinlichkeit für einen folgenden Zehnjahreszeitraum.

Citron/Taffler (2001)

19861993, UK

Logit, nein

Gaeremynck/Willekens (2003)

19951996, Belgien

Logit, ja

Die Autoren untersuchen, inwiefern eine Variable für die GCOAbgabe in einem Sample von Unternehmen in Schieflage einen zusätzlichen Erklärungsbeitrag liefert. Untersucht wird für nichtbörsennotierte Unternehmen, inwiefern die Insolvenzwahrscheinlichkeit bzw. die Wahrscheinlichkeit einer freiwilligen Liqui-

Die Autoren können zunächst einen GCO-Effekt zeigen. Dieser verschwindet aber, wenn zusätzlich für den Bruch von Kreditvertragsklauseln und für Zahlungsverzug kontrolliert wird. Die Autoren schließen daraus, dass sie einen zuvor vorliegenden omitted variables bias beseitigt haben. Die Autoren können für ein Modell mit den GCO-Unternehmen sowie eine Kontrollgruppe in Schieflage einen GCO-Effekt nachweisen. Den die Insolvenzwahrscheinlichkeit erhöhenden Einfluss der GCO führen die Autoren auf das Wirken einer SFP zurück. Im Ergebnis zeigt sich, dass insb. in den ersten zwei Jahren nach GCO-Abgabe die Sterbewahrscheinlichkeit hoch ist. Diese verringert sich in den Folgejahren. Sie schließen daraus, dass ein SFP-Effekt höchstens in den ersten beiden Jahren nach GCO-Abgabe relevant sein kann. Die fehlende Kontrollgruppe sowie der Verzicht auf Kontrollvariablen limitieren die Ergebnisse indes stark, da kein Versuch unternommen wird, zwischen einem GCOund einem Schieflageeffekt zu trennen. Ein signifikanter Effekt aus der GCO-Abgabe ist nicht nachzuweisen. Allerdings sind auch keine Kontrollvariablen signifikant und das Pseudo R2 beträgt nur 5 %. Die Autoren interpretieren ihre Ergebnisse als Beleg gegen das Wirken einer SFP. Die Autorinnen können einen positiven GCO-Effekt für die Insolvenzwahrscheinlichkeit nicht aber für freiwillige Liquidationen feststellen. Die Ergebnisse sprechen mithin für die Existenz einer SFP. Mittels eines simultanen Gleichungssystems wird Endogenität

Geiger/Raghunandan/Rama (1998)

176 Autor(en), Jahr

Anhang Zeit-, Rechtsraum

Methode, Berücksichtigung von Endogenität

Zielsetzung

Ergebnisse

dation durch die Abgabe einer GCO getrieben sein könnte. Die Autorin untersucht für börsen- und nichtbörsennotierte Unternehmen u.a., inwiefern ein GCO-Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit nachweisbar ist.

in Gestalt von Simultanität berücksichtigt.

Vanstraelen (2003)

19921996, Belgien

Logit, ja

Nogler (2004)

19851991, USA

Deskriptiv, nein

Der Autor beobachtet Unternehmen, die nach einer GCO im Vorjahr wieder eine clean opinion erhalten über einen Zeitraum von bis zu 18 Jahren.

Carey/Geiger/O’Connell (2008)

19941997, Australien

Logit, ja

Es wird untersucht, ob eine erstmalig erteilte GCO Auswirkungen auf die Wahrscheinlichkeit eines Delisting bzw. einer Liquidierung in einem folgenden Zweijahreszeitraum hat.

Mayew/Sethuraman/Venkatachalam (2015)

19952012, USA

Logit, nein

Es wird untersucht, inwiefern ein Effekt aus der GCO auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit bestehen bleibt, wenn für die Ausführungen zu möglichen GC-Schwierigkeiten im MD&AAbschnitt des 10-K Dokuments kontrolliert wird.

Mittels eines Regressionsmodells zeigt die Autorin, dass sowohl eine erstmalig, als auch eine wiederholt erteilte GCO die Insolvenzwahrscheinlichkeit erhöht und sprechen mithin für das Wirken einer SFP. Die Ergebnisse haben auch dann Bestand, wenn über einen Kontrollfunktionsansatz Endogenität in Gestalt von omitted variables berücksichtigt wird. Im Vergleich zu einer Kontrollgruppe werden GCO-Unternehmen in den Folgejahren zwar eher insolvent, allerdings sind hinsichtlich anderer möglicher negativer Effekte wie z.B. der Aufgabe der Geschäftstätigkeit keine Unterschiede gegenüber der Kontrollgruppe zu beobachten. Die Autoren folgern daraus, dass mit einer GCO kein Langzeitstigma verbunden sei. Die Untersuchung lässt aber, insb. aufgrund der Art der Stichprobengewinnung, wenig Rückschlüsse über mögliche reflexive Prognoseeffekte zu. Die Autoren können keinen Effekt aus der GCO-Abgabe zeigen und kontrollieren zudem mittels eines simultanen Gleichungssystems für mögliche Endogenitätsprobleme in Gestalt von Simultanität. Die Ergebnisse weisen demnach nicht auf einen SFP-Effekt hin. Im Ergebnis haben sowohl Ausführungen des Managements zu GC-Problemen im freiwilligen und ungeprüften MD&A-Abschnitt wie auch der linguistic tone in diesem Abschnitt einen inkrementellen Effekt auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit. Werden zudem Börsendaten in das Modell aufgenommen, verschwindet ein zuvor bestehender GCO-Effekt.

Anhang Autor(en), Jahr

Gutierrez et al. (2018)

177 Zeit-, Rechtsraum

19962015, USA

Methode, Berücksichtigung von Endogenität

Logit, nein

Zielsetzung

Ergebnisse

Die Autoren untersuchen, inwiefern sich die Vorhersagekraft verschieden spezifizierter, logistischer Regressionsmodelle zur Insolvenzwahrscheinlichkeit von Unternehmen durch Hinzunahme einer GCO-Variablen verbessern lässt.

Das Ergebnis kann mithin nicht als Beleg eines pauschalen SFPEffektes gesehen werden. Die Autoren können feststellen, dass ein Modell, in das neben Daten der Rechnungslegung auch Börsendaten und eine GCO-Variable herangezogen werden, am besten zur Insolvenzprognose geeignet ist. Die Autoren begründen den Effekt aus der GCO damit, dass diese neue Informationen enthalte, schließen aber auch das Wirken einer SFP nicht aus.

Tabelle 15: Übersicht – Studien zum Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit

Autor(en), Jahr

Zeit-, Rechtsraum

Pryor/Terza (2002)

19891993, USA

Arnedo/Lizarraga/Sánchez (2009)

19922002, Spanien

Methode, Berücksichtigung von Endogenität Logit, ja

Zielsetzung

Ergebnisse

Die Autoren untersuchen den Einfluss von GCO auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit und berücksichtigen dabei über einen Kontrollfunktionsansatz erstmals auch Endogenität in Gestalt von omitted variables.

Logit, ja

Es wird untersucht, inwiefern eine GCO Einfluss auf die Insolvenzwahrscheinlichkeit von börsen- und nichtbörsennotierten Unternehmen nimmt.

Es kann gezeigt werden, dass die Abgabe einer GCO die Insolvenzwahrscheinlichkeit erhöht. Dabei moderiert die Unternehmensgröße den gezeigten Effekt, d.h. je größer das Unternehmen desto größer der GCO-Effekt. Die Autoren führen den gezeigten Effekt auf das Wirken einer SFP zurück, wobei mit zunehmender Unternehmensgröße auch ein die GCO-Wirkung verstärkender Überraschungseffekt auftreten soll. Die Autoren können indes nicht zeigen, dass der Anteil börsennotierter Anleihen den gezeigten SFP-Effekt ebenfalls moderiert. Die Autoren können einen Effekt aus der GCO zeigen, wenn gleichzeitig in Vorjahren angesammelte Periodenabgrenzungen umgekehrt werden. Dies würde der Prüfer durch das Einfordern von Wertminderungen herbeiführen

178 Autor(en), Jahr

Anhang Zeit-, Rechtsraum

Methode, Berücksichtigung von Endogenität

Arnedo et al. (2012)

19922002, Spanien

Logit, ja

Frey (2014)

20062010, Deutschland

Logit, ja

Gerakos et al. (2016)

20002014, USA

(Bivariates) Probit, ja

Zielsetzung

Die Autoren greifen auf das Sample der Vorgängerstudie zurück und untersuchen, ob sich der SFP-Effekt ändert, wenn die Überraschung als besonders starke Veränderung der Insolvenzwahrscheinlichkeit gegenüber dem Vorjahr operationalisiert wird. Der Autor untersucht erstmals für deutsche, börsennotierte Unternehmen, ob ein SFPEffekt aus der Abgabe einer GCO zu zeigen ist.

Die Autoren untersuchen, inwiefern die erstmalige GCO-Abgabe einerseits einen möglichen SFP-Effekt auslöst und andererseits eine Veröffentlichung zusätzlicher Informationen darstellt.

Ergebnisse

und somit einen zusätzlichen Überraschungseffekt auslösen. Sie interpretieren den gezeigten Effekt als SFP-Effekt. Ein moderierender Effekt einer Big 4-Variablen kann indes nicht gezeigt werden. Die Autoren hatten die Hypothese aufgestellt, eine Big 4GCO würde als qualitativ hochwertiger wahrgenommen werden und deshalb eine stärkere Wirkung entfalten. Die Autoren können einen GCOEffekt sowohl bei Vorliegen einer besonders starken Zuspitzung der Insolvenzwahrscheinlichkeit als auch (schwächer) ohne Vorliegen einer solchen Zuspitzung zeigen. Die Autoren berücksichtigen mögliche Endogenität in Gestalt von omitted variables durch einen Kontrollfunktionsansatz. Auch diese Arbeit spricht für das Vorliegen eines SFP-Effektes. Es zeigt sich, dass GCO in den Jahren außerhalb der globalen Wirtschafts- und Finanzkrise die Insolvenzwahrscheinlichkeit erhöhen. Dieser Effekt fällt indes während der Krise geringer aus oder ist gar nicht nachweisbar. Ein besonderer Big 4-Effekt bei Abgabe einer GCO kann indes nicht gezeigt werden. Die Autoren können einen GCOEffekt zeigen, der als Wirken eines SFP-Effektes interpretiert wird. Gleichfalls kann auch gezeigt werden, dass der Prüfer mit der GCO private Informationen veröffentlich. Zusätzlich wird die Stichprobe verschiedentlich abgegrenzt. Besonders starke SFPEffekte ergeben sich demnach für eine Stichprobe mit nur großen Unternehmen, mir nur accelerated filers und mit von Big 4-Prüfern geprüften accelerated filers.

Tabelle 16: Übersicht – Studien zu Determinanten reflexiver Prognoseeffekte

Anhang Variable (1) BANKRUPT (2) FIRSTGCO (3) MKOMP (4) NEGEQUITY (5) LNAT (6) NEGATIVE (7) ROA (8) CASALES (9) CACL (10) CATA (11) CASHTA (12) LTDTA (13) LNAGE (14) OCF (15) RETURN (16) BETA (17) VOLATILITY (18) LEADER_MSA (19) TENURE_SHORT (20) FEERATIO (21) REPLAG

Variable (1) BANKRUPT (2) FIRSTGCO (3) MKOMP (4) NEGEQUITY (5) LNAT (6) NEGATIVE (7) ROA (8) CASALES (9) CACL (10) CATA (11) CASHTA (12) LTDTA (13) LNAGE (14) OCF (15) RETURN (16) BETA (17) VOLATILITY (18) LEADER_MSA (19) TENURE_SHORT (20) FEERATIO (21) REPLAG

179 (1)

(2) (3) 0,2101 -0,0526 0,2101 -0,0417 -0,0472 -0,0458 0,1176 0,1785 0,0224 0,0368 -0,1870 -0,1287 0,0344 0,0361 0,0100 -0,0627 -0,3315 0,0574 -0,0296 -0,0424 -0,1913 -0,0615 -0,1407 -0,0261 -0,0616 -0,0399 0,2337 -0,0642 -0,0693 0,0839 0,0858 -0,0023 -0,1170 -0,0089 -0,0722 0,0134 -0,0343 -0,2831 0,0285 -0,0663 -0,1216 0,0215 0,0015 0,0050 -0,0275 0,0465 0,1758 -0,0009 0,0186 -0,0359 -0,0554 0,0118 0,0242 -0,0088 0,0037 -0,0320 0,0071 0,0776 0,1965 -0,0466

...

(12) (13) 0,0632 -0,0122 -0,0211 -0,0721 -0,1933 0,0313 0,2910 0,0017 0,4154 0,1692 -0,1214 -0,0598 0,1236 0,2273 -0,3507 -0,1421 -0,3185 -0,0131 -0,4949 -0,0554 -0,4578 -0,1705 0,0961 0,0594 0,0968 0,1772 0,0252 0,0186 0,0019 -0,0814 0,0188 -0,2225 0,1046 0,0657 -0,0207 -0,0600 0,0251 -0,1083 0,0083 0,0483

(4) (5) (6) (7) (8) 0,1176 0,0392 0,0337 -0,0624 -0,0598 0,1785 -0,1822 0,0326 -0,2408 -0,0639 0,0059 -0,2164 -0,0098 0,1214 -0,0950 -0,0278 -0,0226 -0,1661 -0,1325 -0,0410 0,1639 0,3560 -0,1285 -0,0197 0,1634 -0,1325 0,1506 -0,2354 0,3626 -0,0772 -0,2228 -0,0495 -0,0669 0,0469 -0,1114 -0,1760 -0,1002 0,0518 0,0635 0,5724 -0,0641 -0,4240 0,1052 -0,1469 0,3144 -0,0603 -0,2215 0,2200 -0,1991 0,5804 0,4932 0,3429 -0,0931 0,0198 -0,1190 0,0012 0,2187 -0,0589 0,2094 -0,1338 -0,1360 0,4301 -0,0383 0,6674 -0,2373 0,0091 0,0026 -0,0017 0,1403 0,0348 -0,0030 0,0865 0,1009 -0,0648 0,0518 0,1497 -0,2956 -0,0159 -0,2526 0,0268 0,0111 0,2605 0,0456 0,0724 0,0153 0,0052 -0,1564 -0,0588 -0,0291 -0,0353 -0,0364 0,1530 -0,0462 0,0044 0,0123 0,1094 -0,2072 0,0059 -0,0885 -0,0872

(9) (10) (11) -0,1031 -0,0589 -0,0702 -0,2234 -0,0383 -0,0709 0,0099 0,2571 0,0635 -0,2761 -0,0584 -0,0665 -0,0692 -0,4147 -0,2269 0,0947 0,1059 0,2421 0,0267 -0,1718 -0,2920 0,6474 0,4785 0,7190 0,5114 0,5644 0,4181 0,5844 0,5780 0,6052 -0,2193 -0,4270 -0,2949 -0,0591 -0,0624 -0,1958 -0,0866 -0,3202 -0,3525 0,0304 0,0324 0,0420 0,0137 0,0092 0,0800 -0,0663 0,0476 0,0357 0,0028 -0,0882 -0,0398 -0,0484 0,0047 -0,0489 0,0189 -0,0627 -0,0203 -0,1596 -0,0434 -0,1638

(14) (15) (16) (17) (18) -0,0283 -0,0968 -0,0019 0,0634 0,0186 -0,1757 -0,1910 0,0043 0,1864 -0,0359 -0,0039 0,0418 -0,0476 0,0053 -0,0957 -0,0455 -0,0440 -0,0062 0,1412 0,0111 0,4332 0,0552 0,1283 -0,3168 0,2590 -0,0469 -0,0276 0,1010 0,0008 0,0405 0,4395 0,2615 -0,0721 -0,3172 0,0772 -0,4058 0,0445 0,0891 0,0203 -0,0289 -0,1906 0,0802 0,0367 -0,1049 -0,0013 -0,3903 0,0336 0,0001 0,0739 -0,0898 -0,3703 0,0355 0,0902 0,0634 -0,0591 0,2441 0,0091 0,0072 -0,0395 0,1312 0,1736 0,0933 -0,0747 -0,2648 0,0562 0,1051 -0,0363 -0,2217 0,0729 0,0687 -0,0549 -0,0694 0,0090 -0,0438 -0,0053 0,1533 0,0157 -0,2056 0,2321 0,1675 -0,0942 0,0740 -0,0061 0,0069 -0,0841 -0,0331 -0,0060 -0,0147 0,0469 -0,1041 0,0528 -0,0437 0,0283 0,0784 0,0168 -0,0613 -0,0523 -0,0455 0,0299 -0,0489

(19) (20) (21) 0,0118 0,0022 0,0768 0,0242 -0,0363 0,2062 0,0227 0,0092 -0,0149 0,0052 -0,0357 0,0990 -0,1593 0,1140 -0,2753 -0,0634 -0,0626 -0,0223 -0,0314 0,0338 -0,0998 -0,0393 -0,0061 -0,1264 -0,0643 -0,0027 -0,2144 0,0041 -0,0715 -0,0224 -0,0405 -0,0346 -0,1535 -0,0230 0,0713 -0,0151 -0,0570 -0,0937 0,0570 -0,0481 0,0456 -0,0993 -0,0156 -0,0374 -0,0864 -0,0207 0,0150 -0,0815 0,0575 0,0925 0,0494 -0,1041 0,0261 -0,0795 -0,0201 0,0812 -0,0039 -0,2238 0,0788 -0,2253

Fallweise Korrelationskoeffizienten: im unteren Dreieck Pearson, im oberen Dreieck Spearman Korrelationskoeffizienten mit p-Wert < 0,01 in Fettdruck

Tabelle 17: Korrelationsmatrix

180

Anhang (bivariates Probit) BANKRUPT FIRSTGCO Koeff. p-Wert Koeff. p-Wert

Interessierende Variablen FIRSTGCO 0,388 0,099* FIRSTGCO * MKOMP -2,620 0,018** MKOMP -3,155 0,000*** -1,604 0,013** Kontrollvariablen NEGEQUITY 0,464 0,000*** 0,444 0,000*** LNAT 0,112 0,000*** -0,144 0,000*** NEGATIVE 34,846 0,000*** 49,339 0,000*** ROA -0,083 0,434 -0,214 0,002*** CASALES -0,120 0,089* 0,042 0,083* CACL -0,017 0,747 -0,210 0,000*** CATA 0,402 0,051* -0,361 0,011** CASHTA -0,880 0,001*** -0,777 0,000*** LTDTA 0,296 0,057* -0,440 0,000*** LNAGE -0,037 0,584 -0,037 0,441 OCF -0,458 0,016** -1,030 0,000*** RETURN -0,418 0,000*** -0,373 0,000*** BETA -0,023 0,219 -0,016 0,151 VOLATILITY 1,340 0,000*** 1,589 0,000*** LEADER_MSA 0,059 0,408 -0,008 0,879 TENURE_SHORT 0,144 0,042** -0,083 0,089* FEERATIO 0,015 0,791 -0,122 0,029** MKOMP * NEGEQUITY 0,393 0,741 -1,022 0,249 MKOMP * LNAT 0,356 0,185 -0,018 0,936 MKOMP * NEGATIVE 22,183 0,801 -44,890 0,546 MKOMP * ROA -0,535 0,642 -0,683 0,238 MKOMP * CASALES -0,689 0,111 0,203 0,205 MKOMP * CACL -0,222 0,453 -0,192 0,607 MKOMP * CATA 0,007 0,997 -0,909 0,598 MKOMP * CASHTA 2,587 0,192 3,034 0,056* MKOMP * LTDTA 1,094 0,424 1,277 0,259 MKOMP * LNAGE 0,378 0,591 0,147 0,785 MKOMP * OCF -1,217 0,514 1,422 0,172 MKOMP * RETURN -0,435 0,472 0,798 0,075* MKOMP * BETA 0,121 0,536 0,085 0,533 MKOMP * VOLATILITY 1,259 0,649 -0,636 0,759 MKOMP * LEADER_MSA 0,473 0,536 -0,195 0,734 MKOMP * TENURE_SHORT 0,781 0,318 0,061 0,914 MKOMP * FEERATIO -0,651 0,221 -0,195 0,006*** REPLAG 0,010 0,000*** Konstante -2,926 0,000*** -2,077 0,000*** Industrie FE / Geschäftsjahr FE Ja / Ja Wald Chi2 1542,05*** Pseudo R2 0,320 Beobachtungen 13.613 * p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0.303**, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen.

Tabelle 18: Ergebnisse – Bivariates Probitmodell mit MKOMP*Kontrollvariablen (vollständige Darstellung)

Anhang

181

MKOMP -2SD -1SD 0 (MW) +1SD +2SD FIRSTGCO=1 8,95 %*** 5,24 %*** 2,87 %*** 1,47 %** 0,70 % FIRSTGCO=0 1,70 %*** 1,37 %*** 1,10 %*** 0,88 %*** 0,70 %*** Differenz (reflexiver Prognoseef- 7,26 %** 3,87 %** 1,77 % 0,59 % 0,00 % fekt) Abbildung 6: Insolvenzwahrscheinlichkeit in Abhängigkeit von MKOMP und FIRSTGCO (Bivariates Probitmodell ohne MKOMP*Kontrollvariablen)

182

Anhang

MKOMP -2SD -1SD 0 (MW) +1SD +2SD FIRSTGCO=1 12,75 %*** 5,77 %*** 2,50 %** 1,10 %** 0,52 % FIRSTGCO=0 2,48 %*** 1,58 %*** 1,10 %*** 0,84 %*** 0,70 %*** Differenz (reflexiver Prognosee- 10,28** 4,19* 1,41 0,26 -0,17 ffekt) Abbildung 7: Insolvenzwahrscheinlichkeit in Abhängigkeit von MKOMP und FIRSTGCO (Bivariates Probitmodell mit MKOMP*Kontrollvariablen)

Anhang

183

MKOMP -2SD -1SD 0 (MW) +1SD +2SD FIRSTGCO=1 23,99 %*** 12,51 %*** 6,11 %*** 2,93 %*** 1,45 %*** FIRSTGCO=0 2,00 %*** 1,28 %*** 0,91 %*** 0,71 %*** 0,60 %** Differenz (reflexiver Progno- 21,98 %*** 11,23 %*** 5,20 %*** 2,22 %** 0,84 % seeffekt + omitted variables) Abbildung 8: Insolvenzwahrscheinlichkeit in Abhängigkeit von MKOMP und FIRSTGCO (Univariates Probitmodell mit MKOMP*Kontrollvariablen)

184

Anhang (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 FIRSTGCO * HOPWOOD1994 NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

0,768 -2,039 -0,957

0,008*** 0,036** 0,026**

0,490 -0,433 0,401 0,121 31,566 0,075 -0,023 0,011 0,255 -0,918 0,229 -0,049 -0,423 -0,372 -0,026 1,126 0,052 0,122 0,041

0,001*** 0,006*** 0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,581 0,537 0,756 0,198 0,000*** 0,138 0,441 0,031** 0,000*** 0,141 0,000*** 0,448 0,077* 0,464

-2,879

0,000***

p-Wert

-1,680

0,000***

0,616

0,000***

0,445 -0,130 47,149 0,117 -0,017 -0,159 -0,572 -0,573 -0,579 -0,033 -1,008 -0,350 -0,018 1,538 -0,003 -0,072 -0,069

0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,196 0,369 0,000*** 0,000*** 0,001*** 0,000*** 0,487 0,000*** 0,000*** 0,109 0,000*** 0,954 0,138 0,148

0,010

0,000***

-2,078

0,000***

Ja Ja 1617,82*** 0,323 13.613

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0.189, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Ergebnisse – Überraschungseffekt

Anhang

185 (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen VIOLATION NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO Instrumentvariable REPLAG Konstante

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,449 -2,430 -1,155

0,056* 0,025** 0,024**

-1,834

0,000***

0,182 0,445 0,105 33,907 -0,065 -0,080 -0,015 0,282 -0,745 0,346 -0,058 -0,484 -0,426 -0,021 1,047 0,053 0,074 0,039

0,108 0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,571 0,120 0,769 0,179 0,005*** 0,028** 0,388 0,019** 0,000*** 0,259 0,002*** 0,455 0,301 0,484

0,393 0,467 -0,135 46,117 -0,156 0,000 -0,219 -0,491 -0,510 -0,391 -0,037 -1,165 -0,364 -0,021 1,732 -0,014 -0,097 -0,065

0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,029** 0,983 0,000*** 0,001*** 0,003*** 0,002*** 0,444 0,000*** 0,000*** 0,085* 0,000*** 0,786 0,054* 0,189

0,009

0,000***

-2,156

0,000***

-2,873

0,000***

Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen

Ja Ja 1456,59*** 0,321 12.056

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0.249**, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 19: Ergebnisse – Verletzung von Kreditvertragsklauseln

186

Anhang (bivariates Probit) Liquidation/ Reorganisation Koeff. p-Wert

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen

FIRSTGCO Koeff.

p-Wert

0,300 -2,385 -0,060

0,130 0,002*** 0,760

-1,800

0,000***

0,290 0,015 29,994 -0,039 -0,017 -0,022 0,108 0,045 -0,021 -0,072 0,145 -0,139 -0,012 0,024 0,029 0,049 0,002

0,000*** 0,253 0,000*** 0,588 0,247 0,046** 0,320 0,695 0,827 0,038** 0,223 0,000*** 0,211 0,902 0,451 0,206 0,959

0,468 -0,140 50,610 -0,218 0,014 -0,196 -0,410 -0,741 -0,459 -0,047 -1,021 -0,365 -0,017 1,599 0,001 -0,078 -0,074

0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,002*** 0,456 0,000*** 0,005*** 0,000*** 0,000*** 0,329 0,000*** 0,000*** 0,127 0,000*** 0,988 0,104 0,124

0,010

0,000***

-2,070

0,000***

-1,801

0,000*** Ja Ja 1328,41*** 0,205 13.613

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0.228**, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 20: Ergebnisse – Weitere Formen der Liquidation und Reorganisation

Anhang

187 (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO Instrumentvariable REPLAG Konstante

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,450 -2,481 -1,121

0,082* 0,046** 0,082*

-1,692

0,353 0,158 30,079 -0,122 -0,069 -0,017 0,382 -0,761 0,309 0,040 -0,298 -0,308 -0,027 0,692 -0,012 0,070 0,065

0,012** 0,000*** 0,011** 0,239 0,081* 0,656 0,139 0,010** 0,091* 0,656 0,165 0,003*** 0,227 0,080* 0,902 0,453 0,386

0,284 -0,164 52,823 -0,121 0,004 -0,145 -0,560 -0,656 -0,197 0,000 -0,913 -0,365 -0,014 1,120 -0,040 -0,071 -0,111

0,000*** 0,007 0,000*** 0,000*** 0,069* 0,080* 0,000*** 0,001*** 0,001*** 0,149 1,000 0,000*** 0,000*** 0,256 0,000*** 0,510 0,221 0,097* 0,000***

0,010

0,000***

-1,643

0,000***

-2,948

0,000***

Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen

Ja Ja 921,43*** 0,303 6.230

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0.256*, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 21: Ergebnisse – Schwere Unternehmensschieflage

188

Anhang (Kontrollfunktionsansatz)a BANKRUPT Koeff.

FIRSTGCO

p-Wert Interessierende Variablen FIRSTGCO 0,131 0,769 FIRSTGCO * MKOMP -2,718 0,017** MKOMP -3,168 0,000*** -1,623 0,012** Kontrollvariablen NEGEQUITY 0,493 0,000*** 0,450 0,000*** LNAT 0,115 0,000*** -0,138 0,000*** NEGATIVE 35,867 0,000*** 49,012 0,000*** ROA -0,112 0,324 -0,217 0,002*** CASALES -0,115 0,100 0,040 0,103 CACL -0,011 0,828 -0,211 0,000*** CATA 0,381 0,068* -0,366 0,011** CASHTA -0,966 0,001*** -0,762 0,000*** LTDTA 0,275 0,096* -0,448 0,000*** LNAGE -0,037 0,593 -0,037 0,448 OCF -0,525 0,016** -1,030 0,000*** RETURN -0,429 0,000*** -0,370 0,000*** BETA -0,024 0,207 -0,016 0,153 VOLATILITY 1,429 0,000*** 1,586 0,000*** LEADER_MSA 0,059 0,415 -0,009 0,857 TENURE_SHORT 0,149 0,038** -0,084 0,086* FEERATIO 0,014 0,802 -0,122 0,028** Kontrollvariablen * MKOMP NEGEQUITY 0,356 0,763 -1,008 0,222 LNAT 0,396 0,139 -0,012 0,953 NEGATIVE 13,573 0,876 -47,630 0,540 ROA -0,614 0,593 -0,649 0,319 CASALES -0,660 0,126 0,198 0,297 CACL -0,228 0,438 -0,234 0,393 CATA 0,187 0,913 -0,784 0,619 CASHTA 2,710 0,178 3,058 0,060* LTDTA 1,119 0,413 1,322 0,197 LNAGE 0,362 0,610 0,131 0,814 OCF -1,182 0,530 0,143 0,179 RETURN -0,470 0,452 0,785 0,025** BETA 0,120 0,542 0,097 0,478 VOLATILITY 1,289 0,643 -0,788 0,720 LEADER_MSA 0,447 0,558 -0,171 0,775 TENURE_SHORT 0,806 0,304 0,061 0,919 FEERATIO -0,687 0,201 -1,566 0,010** REPLAG 0,010 0,000*** rGCO 0,846 0,056* Konstante -2,950 0,000*** -2,077 0,000*** Industrie FE / Geschäftsjahr FE Ja / Ja Ja / Ja Wald Chi2 547,09*** 1172,86*** Pseudo R2 0,267 0,370 Beobachtungen 13.613 13.613 * p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. a Bei beiden Modellen handelt es sich um Probit-Regressionen. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert.

Tabelle 22: Ergebnisse – Kontrollfunktionsansatz

p-Wert

Koeff.

Anhang

189 (Kontrollfunktionsansatz mit CRC)a BANKRUPT Koeff.

p-Wert

FIRSTGCO

p-Wert Interessierende Variablen FIRSTGCO 0,013 0,976 FIRSTGCO * MKOMP -5,934 0,082* MKOMP -3,104 0,000*** -1,623 0,012** Kontrollvariablen NEGEQUITY 0,504 0,000*** 0,450 0,000*** LNAT 0,113 0,000*** -0,138 0,000*** NEGATIVE 35,979 0,000*** 49,012 0,000*** ROA -0,126 0,269 -0,217 0,002*** CASALES -0,116 0,102 0,040 0,103 CACL -0,011 0,827 -0,211 0,000*** CATA 0,377 0,072* -0,366 0,011** CASHTA -0,983 0,001*** -0,762 0,000*** LTDTA 0,262 0,116 -0,448 0,000*** LNAGE -0,034 0,627 -0,037 0,448 OCF -0,548 0,012** -1,030 0,000*** RETURN -0,432 0,000*** -0,370 0,000*** BETA -0,023 0,215 -0,016 0,153 VOLATILITY 1,451 0,000*** 1,586 0,000*** LEADER_MSA 0,059 0,413 -0,009 0,857 TENURE_SHORT 0,150 0,035** -0,084 0,086* FEERATIO 0,012 0,841 -0,122 0,028** Kontrollvariablen * MKOMP NEGEQUITY 0,725 0,560 -1,008 0,222 LNAT 0,355 0,174 -0,012 0,953 NEGATIVE 34,258 0,686 -47,630 0,540 ROA -0,911 0,445 -0,649 0,319 CASALES -0,649 0,136 0,198 0,297 CACL -0,241 0,419 -0,234 0,393 CATA -0,441 0,809 -0,784 0,619 CASHTA 2,234 0,274 3,058 0,060* LTDTA 0,565 0,708 1,322 0,197 LNAGE 0,353 0,621 0,131 0,814 OCF -1,902 0,324 0,143 0,179 RETURN -0,606 0,342 0,785 0,025** BETA 0,115 0,558 0,097 0,478 VOLATILITY 2,731 0,439 -0,788 0,720 LEADER_MSA 0,482 0,521 -0,171 0,775 TENURE_SHORT 0,826 0,289 0,061 0,919 FEERATIO -0,718 0,175 -1,566 0,010** REPLAG 0,010 0,000*** rGCO 0,972 0,030** rGCO * MKOMP 3,519 0,337 Konstante -2,944 0,000*** -2,077 0,000*** Industrie FE / Geschäftsjahr FE Ja/Ja Ja/Ja Wald Chi2 549,87*** 1172,86*** Pseudo R2 0,267 0,370 Beobachtungen 13.613 13.613 * p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. a Bei beiden Modellen handelt es sich um Probit-Regressionen. CRC Correlated Random Coefficient. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert.

Tabelle 23: Ergebnisse – Kontrollfunktionsansatz mit CRC

Koeff.

190

Anhang (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO

-0,055 -2,140 -1,100

0,883 0,018** 0,010**

-1,997

0,000***

0,516 0,085 39,382 -0,139 -0,003 -0,032 0,216 -1,050 0,169 -0,053 -0,517 -0,428 -0,029 1,442 0,047 0,105 0,023

0,000*** 0,005*** 0,000*** 0,177 0,931 0,536 0,260 0,000*** 0,285 0,376 0,015** 0,000*** 0,085* 0,000*** 0,465 0,112 0,658

0,507 -0,165 55,298 -0,241 0,023 -0,221 -0,349 -0,955 -0,488 -0,038 -0,950 -0,392 -0,018 1,687 0,019 -0,051 -0,084

0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,192 0,000*** 0,014** 0,000*** 0,000*** 0,418 0,000*** 0,000*** 0,113 0,000*** 0,693 0,278 0,085*

Konstante

-2,760

0,000***

-2,144

0,000***

Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen

Ja Ja 1352,47*** 0,302 13.613

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0.534**, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 24: Ergebnisse – Ohne Instrument

Anhang

191 (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO Instrumentvariablen Prüfer FE Konstante

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,283 -2,129 -1,030

0,238 0,022** 0,036**

-1,841

0,000***

0,489 0,102 36,550 -0,112 -0,004 -0,016 0,267 -1,007 0,236 -0,052 -0,429 -0,412 -0,028 1,328 0,046 0,114 0,031

0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,278 0,905 0,533 0,173 0,000*** 0,083* 0,390 0,018** 0,000*** 0,078* 0,000*** 0,497 0,095* 0,609

0,626 -0,199 54,298 -0,326 0,035 -0,231 -0,424 -1,153 -0,554 -0,037 -0,957 -0,408 -0,023 1,861 0,028 -0,016 -0,087

0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,087* 0,000*** 0,003*** 0,000*** 0,000*** 0,448 0,000*** 0,000*** 0,050* 0,000*** 0,588 0,760 0,102

Nein -2,831

Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen

Ja 0,000***

-2,234

Nein Nein 2874,82*** 0,356 13.613

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. ρ: 0.389***, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 25: Ergebnisse – Instrument: prüferfixe Effekte

0,000***

192

Anhang (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT MKOMP * HOPWOOD1994 MKOMP * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,699 -2,065 -1,242

0,000*** 0,034** 0,001***

-1,936

0,000***

0,737 0,137 2,323 0,116

0,000*** 0,000*** 0,001*** 0,395

1,230 -0,139 0,704 -0,255

0,000*** 0,000*** 0,185 0,110

0,012

0,000***

-1,945

0,000***

-2,443

Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen

0,000*** Nein Nein 1434,13*** 0,212 13.613

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0.213**, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 26: Ergebnisse – Sparsames Modell

Anhang

193 (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * ln(CEO_COMP) ln(CEO_COMP) Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT ln(CEO_COMP) * HOPWOOD1994 ln(CEO_COMP) * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

1,642 0,060 0,131

0,001*** 0,783 0,295

-0,094

0,138

0,624 0,077 -0,248 -0,070

0,001*** 0,049** 0,100 0,084*

1,244 -0,030 -0,052 0,072

0,000*** 0,470 0,588 0,034**

0,012

0,000***

-2,223

0,000***

-2,375

0,000*** Nein Nein 240,85*** 0,138 3378 (57)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: -0,011, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 27: Ergebnisse – Managementkompetenz: ln(CEO_COMP)

194

Anhang (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * ln(CEO_TEN) ln(CEO_TEN) Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT ln(CEO_TEN) * HOPWOOD1994 ln(CEO_TEN) * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

1,348 -0,017 0,076

0,007*** 0,948 0,442

-0,090

0,435

0,568 0,065 -0,492 -0,063

0,002*** 0,067* 0,023** 0,114

1,314 -0,025 0,190 0,083

0,000*** 0,555 0,339 0,163

0,012

0,000***

-2,181

0,000***

-2,388

0,000***

Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

Nein Nein 237,38*** 0,135 3348 (57)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0,128, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 28: Ergebnisse – Managementkompetenz: ln(CEO_TEN)

Anhang

195 (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * GA_SCORE GA_SCORE Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT GA_SCORE * HOPWOOD1994 GA_SCORE * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

1,602 0,041 -0,225

0,021** 0,766 0,176

0,221

0,908 0,139 0,041 -0,016

0,000*** 0,077* 0,824 0,744

1,040 -0,211 -0,009 0,044

0,000*** 0,001*** 0,969 0,414

0,013

0,000***

-2,081

0,000***

-2,618

0,000***

Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

0,054*

Nein Nein 110,49*** 0,175 1648 (24)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0,051, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 29: Ergebnisse – Managementkompetenz: GA_SCORE

196

Anhang (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * HISTROA HISTROA Kontrollvariablen NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO Kontrollvariablen * HISTROA NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE / Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen

0,704 0,039 -0,183

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

-0,039

0,257

0,465 0,136 44,058 0,098 0,067 -0,024 0,322 -1,569 0,289 -0,031 -0,720 -0,434 -0,023 1,602 0,084 0,149 0,041

0,012** 0,454 0,004*** *** 0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,445 0,027** 0,560 0,160 0,000*** 0,113 0,672 0,002*** 0,000*** 0,270 0,000*** 0,284 0,072* 0,617

-0,505 -0,101 48,370 -0,328 0,039 -0,186 -0,475 -0,869 -0,583 -0,095 -1,113 -0,408 -0,018 1,864 0,024 -0,090 -0,138

0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,048** 0,000*** 0,003*** 0,000*** 0,000*** 0,102 0,000*** 0,000*** 0,160 0,000*** 0,657 0,095* 0,050*

0,085 0,017 15,420 0,088 0,046 -0,053 0,199 -0,408 0,174 -0,075 -0,128 -0,001 0,012 0,077 0,004 -0,009 0,017

0,113 0,211 0,003*** 0,200 0,003*** 0,066* 0,058* 0,007*** 0,035** 0,014** 0,273 0,975 0,200 0,547 0,926 0,824 0,797

0,052 0,008 -0,452 -0,104 0,006 -0,025 0,000 -0,015 -0,101 -0,013 0,018 0,015 0,005 -0,047 -0,023 -0,021 -0,092

0,245 0,511 0,889 0,012** 0,693 0,195 0,999 0,861 0,150 0,561 0,777 0,233 0,382 0,551 0,302 0,384 0,940

-2,067

0,000***

0,010 -1,942

0,000*** 0,000***

Ja / Ja 1294,85*** 0,323 11.351

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0.216, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen.

Tabelle 30: Ergebnisse – Managementkompetenz: HISTROA

Anhang

197 (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * HISTRETURN HISTRETURN Kontrollvariablen NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO Kontrollvariablen * HISTRETURN NEGEQUITY LNAT NEGATIVE ROA CASALES CACL CATA CASHTA LTDTA LNAGE OCF RETURN BETA VOLATILITY LEADER_MSA TENURE_SHORT FEERATIO Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE / Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,548 0,017 -0,039

0,026** 0,769 0,479

-0,013

0,366 0,121 41,376 0,142 0,100 -0,072 0,217 -1,543 0,283 0,013 -0,788 -0,503 -0,030 1,899 0,014 0,136 -0,016

0,006*** 0,000*** 0,000*** 0,291 0,001*** 0,100 0,365 0,000*** 0,139 0,868 0,000*** 0,000*** 0,148 0,000*** 0,869 0,109 0,831

0,514 -0,089 46,088 -0,330 0,020 -0,180 -0,496 -0,747 -0,562 -0,115 -1,023 -0,447 -0,016 1,960 0,002 -0,125 -0,075

0,685 0,000 0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,426 0,000*** 0,003*** 0,000*** 0,000*** 0,073* 0,000*** 0,000*** 0,245 0,000*** 0,973 0,030** 0,218

-0,025 0,023 -5,347 0,045 -0,030 0,009 0,035 0,184 -0,051 0,014 -0,169 -0,047 -0,022 -0,079 -0,015 0,018 -0,115

0,601 0,073* 0,272 0,257 0,018** 0,651 0,738 0,154 0,426 0,752 0,031** 0,151 0,032** 0,525 0,579 0,606 0,224

-0,071 0,014 0,327 0,000 0,010 0,000 0,012 0,064 0,075 -0,013 -0,050 -0,001 -0,010 0,115 -0,025 -0,032 -0,054

0,155 0,220 0,938 0,993 0,230 0,989 0,868 0,520 0,178 0,799 0,528 0,962 0,100 0,260 0,480 0,412 0,333

-2,949

0,000***

0,010 -1,942

0,000*** 0,000***

Ja / Ja 1176,83*** 0,323 10.117

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0.322***, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen.

Tabelle 31: Ergebnisse – Managementkompetenz: HISTRETURN

198

Anhang (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT MKOMP * HOPWOOD1994 MKOMP * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,493 -2,368 -1,128

0,047** 0,074* 0,014**

-1,123

0,011**

0,733 0,108 1,859 -0,168

0,000*** 0,000*** 0,041** 0,315

1,279 -0,212 -0,049 -0,160

0,000*** 0,000*** 0,941 0,447

0,012

0,000***

-2,204

0,000***

-2,467

0,000*** Nein Nein 618,81*** 0,247 6.785 (74)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0,247*, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 32: Ergebnisse – Hoher Handlungsspielraum (CINTENSITY_LOW)

Anhang

199 (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT MKOMP * HOPWOOD1994 MKOMP * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,879 -2,088 -1,390

0,000*** 0,114 0,046**

-2,007

0,000***

0,741 0,153 3,080 0,325

0,000*** 0,000*** 0,012** 0,107

1,216 -0,107 0,825 -0,125

0,000*** 0,000*** 0,350 0,535

0,012

0,000***

-1,793

0,000***

-2,435

0,000*** Nein Nein 830,64*** 0,195 6.786 (141)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0,150, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 33: Ergebnisse – Geringer Handlungsspielraum (CINTENSITY_HIGH)

200

Anhang (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT MKOMP * HOPWOOD1994 MKOMP * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,453 -3,769 -1,201

0,145 0,028** 0,078*

-2,735

0,000***

0,907 0,120 2,202 0,055

0,000*** 0,000*** 0,052* 0,801

1,356 -0,174 0,321 -0,294

0,000*** 0,000*** 0,761 0,224

0,012

0,000***

-2,037

0,000***

-2,478

0,000*** Nein Nein 555,13*** 0,261 4.948 (65)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0,232, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 34: Ergebnisse – Hoher Handlungsspielraum (PROSPECTOR)

Anhang

201 (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT MKOMP * HOPWOOD1994 MKOMP * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,616 -0,534 -1,832

0,024** 0,775 0,039**

-1,805

0,012**

0,941 0,127 1,272 0,401

0,000*** 0,000*** 0,443 0,098*

1,302 -0,087 0,374 -0,069

0,000*** 0,001*** 0,785 0,825

0,012

0,000***

-1,902

0,000***

-2,392

0,000*** Nein Nein 447,32*** 0,172 4.942 (85)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0,315**, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 35: Ergebnisse – Geringer Handlungsspielraum (DEFENDER)

202

Anhang (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT MKOMP * HOPWOOD1994 MKOMP * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,667 -2,765 -0,796

0,001*** 0,008*** 0,044**

-1,930

0,000***

0,702 0,132 2,114 -0,051

0,000*** 0,000*** 0,004*** 0,731

1,205 -0,149 0,245 -0,282

0,000*** 0,000*** 0,669 0,088*

0,011

0,000***

-1,959

0,000***

-2,467

0,000***

Nein Nein 1185,27*** 0,213 11.520 (160)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0,218**, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 36: Ergebnisse – Hoher Handlungsspielraum (NO_GFC)

Anhang

203 (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT MKOMP * HOPWOOD1994 MKOMP * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,785 -0,445 -2,987

0,058* 0,823 0,003***

-2,206

0,033**

0,796 0,136 3,411 0,656

0,000*** 0,000*** 0,057* 0,025**

1,278 -0,098 2,105 -0,283

0,000*** 0,007*** 0,125 0,453

0,017

0,000***

-1,945

0,000***

-2,343

0,000***

Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

Nein Nein 218,62*** 0,209 2,093 (55)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0,189, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 37: Ergebnisse – Geringer Handlungsspielraum (GFC)

204

Anhang (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT MKOMP * HOPWOOD1994 MKOMP * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,619 -2,775 -0,931

0,007*** 0,020** 0,064*

-1,695

0,000***

0,720 0,148 2,053 0,005

0,000*** 0,000*** 0,024** 0,981

1,195 -0,165 -0,369 -0,297

0,000*** 0,000*** 0,569 0,105

0,012

0,000***

-1,963

0,000***

-2,443

0,000*** Nein Nein 858,03*** 0,226 6.764 (119)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0,247**, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 38: Ergebnisse – Geringe fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme (NO_OVERINVEST)

Anhang

205 (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT MKOMP * HOPWOOD1994 MKOMP * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,925 -1,378 -1,686

0,002*** 0,406 0,004***

-2,077

0,000***

0,797 0,123 2,789 0,254

0,000*** 0,000*** 0,004*** 0,166

1,281 -0,098 2,177 -0,080

0,000*** 0,000*** 0,017** 0,757

0,011

0,000***

-1,934

0,000***

-2,437

0,000*** Nein Nein 550,44*** 0,169 6.764 (95)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0,110, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 39: Ergebnisse – Starke fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme (OVERINVEST)

206

Anhang (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT MKOMP * HOPWOOD1994 MKOMP * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,528 -3,050 -1,376

0,053* 0,025** 0,004***

-1,264

0,025**

0,746 0,115 3,091 0,118

0,000*** 0,000*** 0,000*** 0,491

1,210 -0,235 0,178 -0,183

0,000*** 0,000*** 0,816 0,429

0,010

0,000***

-2,245

0,000***

-2,476

0,000*** Nein Nein 649,68*** 0,253 6.741 (73)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0,270**, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 40: Ergebnisse – Geringe fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme (ROLLR_LOW)

Anhang

207 (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT MKOMP * HOPWOOD1994 MKOMP * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,802 -1,594 -1,059

0,001*** 0,222 0,095*

-2,237

0,000***

0,699 0,145 1,677 0,091

0,000*** 0,000*** 0,140 0,641

1,209 -0,109 0,933 -0,096

0,000*** 0,000*** 0,233 0,644

0,012

0,000***

-1,783

0,000***

-2,408

0,000*** Nein Nein 453,67*** 0,191 6.742 (142)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0,166, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 41: Ergebnisse – Starke fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme (ROLLR_HIGH)

208

Anhang (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT MKOMP * HOPWOOD1994 MKOMP * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

1,312 -4,917 -1,885

0,021** 0,008*** 0,010**

-2,193

0,001***

0,634 0,154 4,133 -0,032

0,006*** 0,000*** 0,002*** 0,893

1,113 -0,133 0,190 -0,961

0,000*** 0,000*** 0,837 0,001***

0,015

0,000***

-1,994

0,000***

-2,617

0,000*** Nein Nein 400,70*** 0,224 3.559 (41)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: -0,239, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 42: Ergebnisse – Geringe fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme (DA_LOW)

Anhang

209 (bivariates Probit) BANKRUPT Koeff.

Interessierende Variablen FIRSTGCO FIRSTGCO * MKOMP MKOMP Kontrollvariablen HOPWOOD1994 LNAT MKOMP * HOPWOOD1994 MKOMP * LNAT Instrumentvariable REPLAG Konstante Industrie FE Geschäftsjahr FE Wald Chi2 Pseudo R2 Beobachtungen (BANKRUPT=1)

FIRSTGCO

p-Wert

Koeff.

p-Wert

0,962 -1,852 -1,444

0,045** 0,270 0,056*

-3,214

0,000***

0,670 0,159 1,311 -0,219

0,001*** 0,000*** 0,382 0,432

1,334 -0,152 2,393 -0,193

0,000*** 0,000*** 0,016** 0,441

0,010

0,000***

-1,950

0,000***

-2,500

0,000*** Nein Nein 487,80*** 0,236 3.560 (56)

* p-Wert < 0,1, ** p-Wert < 0,05, *** p-Wert < 0,01, jeweils zweiseitiger Test. Referenzindustrie ist Manufacturing; Referenzjahr ist 2000. Sämtliche metrisch skalierten Variablen sind mittelwertzentriert. Standardfehler sind robust gegenüber Heteroskedastizität und nach Unternehmen geclustert. ρ: 0,052, wobei ρ die Korrelation zwischen zwei Fehlertermen. Tabelle 43: Ergebnisse – Starke fremdfinanzierungsbedingte Agency-Probleme (DA_HIGH)

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