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Journal of Business Economics

Erschienen in:

01.03.2009 | Forschung

Auswirkungen der IFRS-Umstellung auf die Risikoprämie von Unternehmensanleihen – Eine empirische Studie für Deutschland, Österreich und die Schweiz

verfasst von: Dr. Kerstin Kiefer, Dipl.-Volkswirt Philipp Schorn

Erschienen in: Journal of Business Economics | Ausgabe 3/2009

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Zusammenfassung

Die Vorteile einer IFRS-Umstellung liegen – nach Ansicht vieler Forscher und Praktiker – in der Senkung der Kapitalkosten der Unternehmen. Dieses oftmals vorgetragene und auf den ersten Blick plausible Argument wird in der hier vorliegenden Studie näher untersucht. Wir beschränken uns auf die Analyse der Auswirkungen einer freiwilligen IFRS-Umstellung auf die Risikoprämien von deutschen, österreichischen und Schweizer Unternehmensanleihen im Zeitraum zwischen 1997 und 2005, da bisher in der Literatur ausschließlich die Auswirkungen auf die Eigenkapitalkosten untersucht wurden. Dabei betrachten wir die Veränderungen der Risikoprämien. Dies impliziert, dass im Zeitablauf konstant bleibende Faktoren in der Analyse nicht berücksichtigt werden müssen. Somit können insbesondere anleihespezifische Faktoren außer Acht gelassen werden. Unsere Ergebnisse zeigen, dass im ersten und zweiten Jahr einer freiwilligen IFRS-Umstellung die Veränderung der Risikoprämie um jeweils etwa 40% sinkt.

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Vgl. Verordnung (EG) Nr. 1606/2002 des Europäischen Parlamentes und des Rates vom 19. Juli 2002 betreffend die Anwendung internationaler Rechnungslegungsstandards. An der Swiss Exchange notierte Aktiengesellschaften müssen ebenfalls seit Anfang 2005 internationale Rechnungslegungsstandards verpflichtend anwenden. Im Gegensatz zu den Regelungen in Deutschland und Österreich können Schweizer Unternehmen, die nur über ausstehende Anleihen verfügen bzw. Anleihen begeben sowie Banken ihre Konzernabschlüssen nach SWISS GAAP aufstellen. Vgl. Mitteilung der Zulassungsstelle Nr. 2/2003 vom 10. Februar 2003.

Vgl. Daske 2005, S. 459–461.

Vgl. Ewert/Wagenhofer 2000, S. 37.

Vgl. Daske 2005, S. 459–461.

Vgl. zum Beispiel die Untersuchungen von Auer 1998, Daske 2006 und Leuz/Verrecchia 2000.

Vgl. Sengupta 1998 und Bharat et al. 2008.

Für die Bedeutung von Fremdkapital bei der Finanzierung deutscher Unternehmen vgl. Deutsche Bundesbank 2004.

Somit folgen wir der Vorgehensweise von Sengupta 1998, Anderson et al. 2003 sowie Anderson et al. 2004.

Für eine genauere Beschreibung der Auswahlkriterien siehe Abschnitt 3.2.1.

Im Folgenden handelt es sich beim IFRS-Abschluss immer um den betreffenden Konzernabschluss.

Gemäß IFRS 1.36 sind Vergleichsdaten mindestens einer Vorperiode anzugeben. Folglich nutzen wir die Tatsache, dass der letzte HGB-Abschluss im darauf folgenden Jahr nach IFRS bilanziert und somit dieses Geschäftsjahr nach zwei Rechnungslegungsstandards abgebildet wird.

Vgl. z. B. Easley/O’Hara 2004, Lambert et al. 2007, und Hughes et al. 2007.

Vgl. z. B. Leuz/Verrecchia 2000, Daske 2006 und Pellens/Tomaszewski 1999.

Ein Endogenitätsbias liegt vor, sofern eine oder mehrere erklärende Variablen mit der Störgröße korrelieren. Dies führt zu einer Verletzung der Annahme, dass der Erwartungswert der Störgröße Null beträgt. Vgl. Wooldridge 2006, S. 92f. Nikolaev/van Lent 2005 definieren Endogenität als “any situation where the ceteris paribus condition is not fulfilled whenever the independent variable of interest is changed“ (Nikolaev/van Lent 2005, S. 680).

In einer Replikation der Studie von Sengupta 1998 versuchen Nikolaev/van Lent 2005 diesen verzerrenden Einfluss abzuschätzen, indem sie zusätzliche Einflussvariablen einfügen, welche sowohl die Offenlegungspolitik als auch die Fremdkapitalkosten beeinflussen. Darüber hinaus wird eine Variable für unbeobachtbare unternehmensspezifische Effekte eingefügt, welche im Zeitablauf konstant bleibt, um für Unternehmensheterogenität zu kontrollieren. Bei dieser Modellierung resultiert ein stärkerer negativer Zusammenhang zwischen Offenlegung und Fremdkapitalkosten. Vgl. Nikolaev/van Lent 2005.

Das Informationsrisiko wird über die Qualität der Periodenabgrenzungen basierend auf dem Modell von Dechow/Dichev 2002 gemessen. In ihrem Modell messen die Autoren die Qualität der Periodenabgrenzungen über die Standardabweichung der Störterme des folgenden Modells:\({\text{VOLUME}}\, = \frac{{VOLUME_{i,t} }}{{AT_{i,t} }}\), wobei:

WC Working Capital

CFO Cashflow aus operativer Tätigkeit.

Für einen kritischen Überblick von Francis et al. 2005 vgl. Bharat et al. 2008, S. 6.

Dies gilt ebenso für das österreichische HGB (öHGB) und die Schweizer Fachempfehlungen zur Rechnungslegung (FER).

Vgl. Wagenhofer/Ewert 2003, S. 151–157.

Vgl. Ewert 1999, S. 45.

Vgl. Wagenhofer/Ewert 2003, S. 161. Bei einer abgesicherten Forderung wird hier unterstellt, dass auch der Wert der Sicherheit zweifelsfrei ermittelt werden kann und somit Probleme mit der Bewertung von Sicherheiten nicht beachtet werden.

Vgl. Bigus et al. 2004, S.466 für eine Übersicht über empirische Studien zu den Einflussfaktoren der Besicherung.

Vgl. Bharat et al. 2008, S. 5.

Zur Veranschaulichung sei folgendes Beispiel betrachtet: Es gebe zwei Kreditnehmer, einen mit hohem und einen mit niedrigem Ausfallrisiko sowie einen Gläubiger, welcher beide Kreditnehmer finanziert. In diesem Fall wählt der Gläubiger bei Local GAAP einen Zinssatz, der das durchschnittliche Ausfallrisiko widerspiegelt, wenn der Local GAAP Abschluss vollkommen uninformativ ist. Bei IFRS hingegen wird der Gläubiger den Zinssatz stärker am prognostizierten individuellen Ausfallrisiko bemessen können.

Vgl. KPMG 2003.

Vgl. für einen kurzen Überblick Daniel et al. 2002, S. 170f.

Vgl. Lindemann 2004, S. 161.

Vgl. z. B. die Untersuchungen von Ball/Brown 1968 und Bernard/Thomas 1989.

Vgl. zu einem Überblick Hirshleifer 2001, S. 1559 und Daniel et al. 2002, S. 162.

Vgl. Dumontier/Maghaouri 2007, S. 8.

Vgl. Jermakowicz et al. 2007, S. 176 und Zeitler 2003, S. 1530.

Die exakte Messung aller Fremdkapitalkosten, insbesondere für Bankkredite, ist wegen fehlender Daten nicht möglich.

Vgl. u.a. Daske 2006, Leuz/Verrecchia 2000. Lediglich Harris/Muller III 1999, berücksichtigen teilweise diesen Aspekt.

Vgl. IFRS 1.36.

Für den Hinweis auf die beiden letztgenannten Nachteile danken wir einem anonymen Gutachter.

Diese drei kontinentaleuropäischen Länder wurden ausgewählt, da deren nationale Rechnungslegungsvorschriften einen ähnlich niedrigen Informationsgehalt aufweisen (vgl. d’Arcy 2001, S. 343).

Nicht einbezogen werden hingegen Banken und Versicherungen, da diese Unternehmen speziellen aufsichts- und bilanzrechtlichen Vorschriften unterliegen.

Wie Daske et al. 2007, zeigen, wenden hauptsächlich nur große Unternehmen, welche freiwillig auf IFRS umgestellt haben, diese auch vollständig an. Durch die Kontrolle einer vollständigen IFRS-Umstellung werden sogenannte „label-adopter“ von der Betrachtung ausgeschlossen.

Ein Zweijahreszeitraum ist notwendig, um Differenzen bilden zu können.

Das Gewicht der einzelnen Anleihe i wird als prozentualer Anteil des ausstehenden Volumens der Anleihe i am gesamten ausstehenden Anleihevolumen des Unternehmens berechnet.

Bei Unternehmen mit abweichendem Geschäftsjahr berechnen wir die Risikoprämie analog zu der Vorgehensweise bei Unternehmen ohne abweichendes Geschäftsjahr beginnend ab dem vierten Monat nach Geschäftsjahresende.

Vgl. Sengupta 1998 und Yu 2005.

Vgl. Yu 2005, S. 56.

Eine Reduktion um eine Stufe impliziert z. B. eine Veränderung des Ratings von B+ auf B.

Vgl. bspw. die Untersuchung von Houweling et al. 2005.

Vgl. Anderson et al. 2003, S. 270 und Francis et al. 2005, S. 308–310.

Vgl. Anderson et al. 2004, S. 326 und Francis et al. 2005, S. 308–310.

Vgl. Altman 1968, S. 594.

Vgl. Bharat 2008, die für die Prognose der Insolvenzwahrscheinlichkeit einen Index aus verschiedenen Insolvenzindikatoren verwenden, welcher ebenfalls den Altman Z-SCORE enthält.

Vgl. Altman 1968, S. 596.

Vgl. Nikolaev/vanLent 2005, S. 688.

Vgl. Nikolaev/vanLent 2005, S. 705.

Vgl. Sengupta 1998, S. 463.

Vgl. Erunza/Miller 2000, S. 588–589. Lang et al. 2003 hingegen analysieren den Einfluss eines US-Listings von ausländischen Unternehmen auf die Verfügbarkeit von Informationen über diese Unternehmen. Die Ergebnisse zeigen u. a., dass Unternehmen mit einem US-Listing eine höhere Bewertung aufgrund der verbesserten Offenlegung erhalten, was c.p. zu einem Rückgang der Kapitalkosten führt. Vgl. Lang et al. 2003. Des Weiteren weisen empirische Ergebnisse von Leuz/Hail 2004 daraufhin, dass die Auflage eines ADR-Programms ebenfalls die Eigenkapitalkosten reduziert. Vgl. Leuz/Hail 2004.

Vgl. z. B. die Untersuchungen von Palmrose 1988, Heninger 2001 und Pittman/Fortin 2004.

Zur Einteilung der Stichprobe nach Branchen wenden wir die Branchenqualifizierung des Prime Standards der Deutschen Börse (vgl. Deutsche Börse) an. Die deutschen, österreichischen und Schweizer Unternehmen werden an Hand ihres größten Segments (gemessen über die Umsatzerlöse) in die jeweilige Branche eingeordnet.

Vgl. zu den Vorteilen einer Panelanalyse: Hsiao 2003, S. 3.

Vgl. für eine Einführung Gujarati 2003, S. 643f.

Vgl. Krainer 2004, S. 1.

Dies gilt auch für die folgende Hypothese 2.

Vgl. Petersen 2008, S. 2 und S. 6.

Dies gilt auch für die folgende Hypothese 2.

Vgl. Erunza/Miller (2000), S. 588–589. Lang et al. (2003) untersuchen den Einfluss eines dualen Listings in den USA und zeigen u. a. dass dual gelistete Unternehmen höher bewertet werden, was auf ihre verbesserte Offenlegung zurückzuführen ist. Dies reduziert c. p. die Kapitalkosten.

Vgl. Houweling et al. 2005, S. 1339.

Elton et al., 2005 bestätigen diesen Effekt im Rahmen einer empirischen Untersuchung. Dieser Effekt hängt jedoch stark vom jeweiligen nationalem Steuerrecht ab.

Vgl. Tsuji 2005, S. 1077.

Wir danken einen anonymen Gutachter für diesen wertvollen Hinweis.

Vgl. Efron/Tibshirani 1993, für eine Einführung.

Vgl. Yu 2005, S. 81.

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Titel: Auswirkungen der IFRS-Umstellung auf die Risikoprämie von Unternehmensanleihen – Eine empirische Studie für Deutschland, Österreich und die Schweiz
verfasst von: Dr. Kerstin Kiefer
Dipl.-Volkswirt Philipp Schorn
Publikationsdatum: 01.03.2009
Verlag: SP Gabler Verlag
Erschienen in: Journal of Business Economics / Ausgabe 3/2009
Print ISSN: 0044-2372
Elektronische ISSN: 1861-8928
DOI: https://doi.org/10.1007/s11573-008-0222-9

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