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Erschienen in:

2024 | OriginalPaper | Buchkapitel

5. Entscheidungsnützlichkeit und Kapitalmarktrelevanz von Pro-forma-Kennzahlen

verfasst von : Lars Schiemann

Erschienen in: Pro-forma-Kennzahlen in der Berichterstattung kapitalmarktorientierter Unternehmen

Verlag: Springer Fachmedien Wiesbaden

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Zusammenfassung

Wie bereits in Kapitel 2 ausgeführt, stellen die International Financial Reporting Standards in der Berichterstattung auf die Entscheidungsnützlichkeit von Informationen für die Adressaten der Rechnungslegung ab. Hierbei hat das Rahmenkonzept vor allem Investoren und Kreditgeber im Sinn. Die IFRS stellen also auf das in Abschnitt 4.2 diskutierte Informationsmotiv ab.

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Vgl. Abschnitt 2.1; vgl. auch IAS 1.9.

Vgl. IFRS Conceptual Framework 1.5.

Während es in Abschnitt 4.2 um die Motivation des Managements zur Veröffentlichung von Pro-forma-Kennzahlen geht, nimmt das IFRS Conceptual Framework vor allem die Nutzerperspektive ein und will sicherstellen, dass die veröffentlichten Informationen für die Nutzer, vor allem Investoren, entscheidungsnützlich sind und nicht zur Täuschung führen. Vgl. IFRS Conceptual Framework 1.5.

Vgl. Scott (2015), S. 74–82.

Vgl. FASB Concepts Statement No. 1.

Vgl. Scott (2015), S. 72–119.

Vgl. Pellens (2021), S. 1063.

Auch wenn das deutsche Handelsgesetzbuch (HGB) keine explizite Zielsetzung enthält, stehen hier vor allem die Dokumentations-, Informations- und Ausschüttungsbemessungsfunktion im Vordergrund. Das Handelsrecht folgt dementsprechend nicht dem Prinzip der Entscheidungsnützlichkeit. Vgl. Binger (2009), S. 7–12.

Vgl. Kothari (2001), S. 113, vgl. auch Fülbier/Weller (2008), S. 351–382.

Vgl. Kothari (2001), S. 113.

Vgl. Friedman (1953); vgl. auch Fülbier/Weller (2008), S. 353.

Vgl. Kothari (2001), S. 105–231.

Vgl. Fama (1965), S. 39.

Für eine Übersicht zu wesentlichen Veröffentlichungen, in denen die Kapitalmarkteffizient getestet wurde, siehe Kothari (2001), S. 110–111.

Vgl. Fama (1965), S. 34–105; Fama et al. (1969), S. 1–21.

Das CAPM wurde von Sharpe (1964) und Lintner (1965) entwickelt; vgl. Sharpe (1964), S. 425–442 und Lintner (1965), S. 587–615.

Vgl. Kothari (2001); Fama et al. (1969); vgl. auch Vgl. Ball/P. Brown (1968) und Beaver (1968).

Dabei wählten sie ein Ereignisfenster von zwölf Monaten vor bis sechs Monate nach einer Gewinnmitteilung und untersuchten konkret die Vorzeichen der Gewinnüberraschungen und die Vorzeichen der abnormalen Renditen; Vgl. Ball/P. Brown (1968), S. 159–178; vgl. auch Lindemann (2004), S. 102–139.

Vgl. Ball/P. Brown (1968), S. 159–178.

Vgl. Beaver (1968), S. 67–92.

Vgl. Coenenberg et al. (2021), S. 1397.

Vgl. Coenenberg et al. (2021), S. 1401–1403.

Vgl. Lindemann (2006), S. 967–1003.

Dieser Ansatz geht auf Beaver (1966) zurück, der mit Hilfe von Kennzahlen des Rechnungswesens die Insolvenzwahrscheinlichkeit von Unternehmen schätzte; vgl. Beaver (1966), S. 71–111.

Vgl. Ball/P. Brown (1968), S. 159–178; Beaver (1968), S. 67–92.

Vgl. Coenenberg et al. (2021), S. 1403–1416.

Studien zur Entscheidungsrelevanz von Pro-forma-Kennzahlen sind z. B. Bhattacharya et al. (2003); Lougee/Marquardt (2004); Entwistle et al. (2012); Christensen et al. (2014). Studien zur Bewertungsrelevanz von Pro-forma-Kennzahlen sind z. B. Doyle et al. (2003); Choi et al. (2007); Abarbanell/Lehavy (2007); Entwistle et al. (2010); Venter et al. (2014); Curtis et al. (2014).

Vgl. Coenenberg et al. (2021), S. 1415–1422.

Viele Studien verwenden eine Ereignisperiode, die am Tag vor der Veröffentlichung von Informationen beginnt und am Tag danach endet. Vgl. hierzu z. B. Bhattacharya et al. (2003) und Entwistle et al. (2012). Christensen et al. (2014) untersuchen die Handelsvolumina innerhalb eines 2-Tages-Fensters. Vgl. Christensen et al. (2014), S. 67–102.

Je nach Untersuchung werden verschiedene Bereinigungen vorgenommen, um eine abnormale Rendite zu ermitteln. Coenenberg (2021) unterscheidet Differenzmodelle, Marktmodelle und Branchenmodelle. Vgl. Coenenberg (2021), S. 1417–1421.

Vgl. Lindemann (2004), S. 110–116.

Vgl. Coenenberg et al. (2021), S. 1417–1421.

Vgl. z. B. Bhattacharya et al. (2003), S. 285–319; vgl. auch Ball/P. Brown (1968), S. 159–178; Coenenberg et al. (2021), S. 1417–1421; Bhattacharya et al. (2003); Entwistle et al. (2012).

Vgl. Nichols/Wahlen (2004), S. 263–286; vgl. auch Lindemann (2006), S. 967–1003.

Vgl. Lindemann (2006), S. 967–1003.

Vgl. Ohlson (1995), S. 661–687.

Für eine Übersicht über die Messung von Kapitalmarktrelevanz einschließlich der Darstellung von Event Studies, Association Studies, Balance Sheet Model, Earnings Modell, Earnings Response Coefficient, Ohlson Modell und Erweiterungen, siehe Lindemann (2004), S. 102–139.

Beim Earnings Response Coefficient geht es um die Intensität des Zusammenhangs. Vgl. Lindemann (2004), S. 125–129.

Vgl. Scott (2015), S. 189–251.

Vgl. Lindemann (2006), S. 969–973.

Vgl. Ball/P. Brown (1968), S. 159–178.

Vgl. Francis et al. (2002), S. 515–546.

Vgl. z. B. Healy/Palepu (1988), S. 149–175 (Management); Lys/Sohn (1990), S. 341–363 (Analysten); für weitere Veröffentlichungen zu diesem Thema vgl. Coenenberg et al. (2021), S. 1425.

Vgl. Arena et al. (2021), S. 655–684.

Vgl. L. D. Brown/Sivakumar (2003), S. 561–572; Bhattacharya et al. (2003), S. 285–319; vgl. auch Beyer et al. (2010), S. 296–343.

Vgl. Bhattacharya et al. (2003); Lougee/Marquardt (2004); Aubert (2010); Entwistle et al. (2012); Christensen et al. (2014); L. D. Brown/Sivakumar (2003).

Es werden ausschließlich US-amerikanische Unternehmen untersucht, die Pro-forma-Kennzahlen berichten und zu denen Daten in Compustat, CRSP und I/B/E/S verfügbar sind. Die Pro-forma-Kennzahlen werden den Pressemitteilungen entnommen und nicht wie bei anderen Studien I/B/E/S-Kennzahlen als Proxy verwendet. Des Weiteren werden als regulierte Kennzahlen ‚US GAAP Operating Earnings‘ verwendet. Die abnormalen Renditen werden für ein 3-Tages-Fenster berechnet. Zudem werden in der Studie die Prognoseänderungen der Analysten untersucht. Vgl. Bhattacharya et al. (2003), S. 285–319.

Zu Einschränkungen, siehe Beyer et al. (2010), S. 296–343.

Vgl. Bhattacharya et al. (2003), S. 285–319.

Vgl. L. D. Brown/Sivakumar (2003), S. 561–572.

Vgl. Aubert (2010), S. 1–14.

Vgl. Entwistle et al. (2012), S. 229–257.

Vgl. Lougee/Marquardt (2004), S. 769–795.

Vgl. Bhattacharya et al. (2003), S. 285–319.

Vgl. Abschnitt 4.2.

Vgl. hierzu beispielsweise Entwistle et al. (2006b), S. 355–372.

Vgl. Choi et al. (2007); Entwistle et al. (2010); Venter et al. (2014); Curtis et al. (2014); Clinch et al. (2018); vgl. auch Abarbanell/Lehavy (2007), S. 675–723.

Berücksichtigt werden nur die jährlichen Pressemitteilungen mit Ergebniskennzahlen von Unternehmen, die Pro-forma-Kennzahlen in der Pressemitteilung berichten und für die auch CRSP-, I/B/E/S- und Compustat-Daten zur Verfügung stehen. Hieraus ergibt sich eine Stichprobe von N = 1486. Die Pro-forma-Kennzahlen und regulierten Kennzahlen werden der Pressemitteilung entnommen, die I/B/E/S-Kennzahlen aus der I/B/E/S-Datenbank. Vgl. Entwistle et al. (2010), S. 261–288.

Vgl. Abschnitt 5.2.2; vgl. auch die Darstellung bei Lindemann (2004), S. 102–139.

Als Aktienkurs wird der Kurs der Aktie drei Monate nach Veröffentlichung der Pressemitteilung verwendet. Bezogen aus der CRSP-Datenbank. Als Aktienrendite werden die Monatsrenditen über einen 12-Monats-Zeitraum kumuliert, der drei Monate nach Geschäftsjahresende endet. Bezogen aus der CRSP-Datenbank. Vgl. Entwistle et al. (2010), S. 261–288.

Vgl. Entwistle et al. (2010), S. 261–288.

Vgl. Isidro/Marques (2015), S. 95–128; vgl. auch Clinch et al. (2018), S. 1–37.

Vgl. Venter et al. (2014), S. 1–24.

Vgl. Clinch et al. (2018), 1–37.

Curtis et al. (2014) untersuchen anhand einer US-amerikanische Stichprobe (Jahre 2004 bis 2009), ob Unternehmen mit Einmalerträgen diese analog zu Einmalaufwendungen in den Pro-forma-Kennzahlen bereinigen, um Rückschlüsse auf die Motivation für die Pro-forma-Berichterstattung zu ziehen. Vgl. Curtis et al. (2014), S. 933–958.

Vgl. Choi et al. (2007), S. 595–622.

Vgl. Doyle et al. (2003), S. 145–174.

Vgl. z. B. Francis/Schipper (1999), S. 319–352; Collins et al. (1997), S. 39–67; vgl. auch Francis et al. (2002), S. 515–546.

Vgl. z. B. Francis et al. (2002), S. 515–546.

Zu diesem Zeitpunkt begann das I/B/E/S, welches diese Daten zur Verfügung stellt, in den sogenannten ‚actual earnings‘ größere Bereinigungen zu berücksichtigen. Es ist daher nicht ganz klar, ob dieses Ergebnis auf primär auf die veränderte Erfassungsmethode oder die doch auf die tatsächliche Praxis zurückzuführen ist. Vgl. Bradshaw/Sloan (2002), S. 41–66.

Vgl. Lindemann (2004), S. 125.

Vgl. Bradshaw/Sloan (2002), S. 41–66; vgl. auch Beyer et al. (2010), S. 296–343.

In jüngeren Jahren sind zusätzlich zur Konsensus-Prognose (die sich auf eine ggf. bereinigtes Ergebnis bezieht) immer mehr Analystenprognosen verfügbar, die eine regulierte Kennzahl enthalten. Vgl. Bradshaw et al. (2018), S. 46–66.

Vgl. Bradshaw et al. (2018), S. 46–66.

Vgl. Bentley et al. (2018), S. 1039–1081.