Risikoberichterstattung in der deutschen Versicherungswirtschaft: Eine empirische Untersuchung von Konzernlageberichten

Deutsche Versicherungsunternehmen unterliegen rechtsform- und größenunabhängig der Pflicht, einen Konzernabschluss und Konzernlagebericht aufzustellen (§ 341i Abs. 1 Satz 1 HGB) und von einem Abschlussprüfer prüfen zu lassen (§ 341k Abs. 1 Satz 1 HGB). Die Inhalte des Konzernlageberichts sind in den §§ 315–315d HGB, 60 RechVersV verankert und werden durch DRS 20 konkretisiert (Freiling 2018, Tz. 143–155). Im gegebenen Kontext ist § 315 Abs. 1 Satz 4 HGB von zentraler Bedeutung, wonach „im Konzernlagebericht die voraussichtliche Entwicklung mit ihren wesentlichen Chancen und Risiken zu beurteilen und zu erläutern“ ist.¹ Angesprochen sind damit Prognose‑, Chancen- und Risikoberichterstattung. Letztgenannte steht als Berichterstattung über Risiken im engen Sinn im Zentrum der weiteren Betrachtung.

Die konkrete Ausgestaltung der Risikoberichterstattung ist nicht gesetzlich, sondern in DRS 20 „Konzernlagebericht“ geregelt. Der Standard ging aus den früheren Standards DRS 5 „Risikoberichterstattung“, DRS 5-10 „Risikoberichterstattung von Kredit- und Finanzdienstleistungsinstituten“, DRS 5-20 „Risikoberichterstattung von Versicherungsunternehmen“ und DRS 15 „Lageberichterstattung“ hervor und war erstmals auf Geschäftsjahre anzuwenden, die nach dem 31.12.2012 beginnen (Müller et al. 2012). Seither wurde er dreifach an das sich wandelnde Handelsrecht angepasst. Als vom privatrechtlichen Standardsetzer DSR verabschiedeter Standard entfaltet DRS 20 keine gesetzliche Bindungswirkung. Auch stellt er selbst – wie teils fälschlich unterstellt – keinen Grundsatz ordnungsmäßiger Buchführung dar, sondern birgt mittels Bekanntmachung durch das Bundesministerium der Justiz und für Verbraucherschutz lediglich die Vermutung, die „die Konzernrechnungslegung betreffenden Grundsätze ordnungsmäßiger Buchführung“ (§ 342 Abs. 2 HGB) zu beachten.² Eine Durchsetzung der Regelungen des DRS 20 ergibt sich – trotz differenzierter Bedenken (Lorson et al. 2015) – schon aufgrund ihrer Bedeutung im Rahmen der Abschlussprüfung (IDW PS 201.12 (IDW 2000); IDW PS 350.14, .116 n. F. (IDW 2006)) und des Enforcement durch die als „Bilanzpolizei“ bekannte Deutsche Prüfstelle für Rechnungslegung (DPR). Letztgenannte hat mehrfach Prüfungsschwerpunkte im Bereich der Konzernlageberichterstattung nach DRS 20 gelegt (Prüfungsschwerpunkte 2014 (DPR 2013), Prüfungsschwerpunkte 2015 (DPR 2014), Prüfungsschwerpunkte 2016 (DPR 2015)).

DRS 20.11 definiert Risiko wirkungsbezogen im engen Sinn als „[m]ögliche künftige Entwicklungen oder Ereignisse, die zu einer negativen Abweichung von Prognosen bzw. Zielen des Konzerns führen können“. Die Berichterstattung über Risiken kann im Konzernlagebericht getrennt oder integriert mit der Berichterstattung über Chancen und Prognosen der voraussichtlichen Entwicklung erfolgen (DRS 20.117). Die geforderten Angaben betreffen (DRS 20.135)

Hinsichtlich des Risikomanagementsystems beschränken sich die Angabepflichten (DRS 20.K137–K145) allgemein auf Konzernmutterunternehmen, die gemäß § 264d HGB kapitalmarktorientiert sind (DRS 20.6). Diese haben die Merkmale des konzernweiten Risikomanagementsystems mitsamt den Zielen, Strategien, Strukturen und Prozessen darzustellen. Damit geht DRS 20 über die gesetzlichen Berichtspflichten hinaus. DRS 20.146–159 befassen sich mit Angaben zu einzelnen Risiken. Risiken sind – einem informationsökonomischen Leitbild folgend (Dobler 2008) – berichtspflichtig, wenn sie „die Entscheidungen eines vernünftigen Adressaten beeinflussen können“ (DRS 20.146). Wesentliche Risiken sind einzeln darzustellen; die Auswirkungen von Risiken – sei es in einer Brutto- oder Nettobetrachtung – und deren Schadenpotenzial sind zu beurteilen (DRS 20.149, .157). Eine Quantifizierung ist nur unter bestimmten Voraussetzungen erforderlich (DRS 20.152–153). Bestandsgefährdende Risiken sind als solche zu kennzeichnen (DRS 20.148). Insgesamt muss aus der Darstellung die Bedeutung der Risiken für den Konzern oder bedeutsame Konzernunternehmen deutlich werden (DRS 20.150). Zusammenfassend gilt es, ein Gesamtbild der Risikolage darzulegen, indem die einzelnen Risiken in eine Rangfolge geordnet, segmentspezifisch gebündelt oder in Kategorien zusammengeführt werden (DRS 20.160–164).

Anlage 2 des DRS 20 umfasst ergänzende und branchenspezifisch vorrangige Sonderregelungen für die Risikoberichterstattung von Versicherungsunternehmen. Diese sind in den drei oben genannten Bereichen strenger als die branchenunabhängigen Regelungen. So müssen alle – also nicht nur kapitalmarktorientierte – Versicherungsunternehmen, die Mutterunternehmen sind, die Merkmale des konzernweiten Risikomanagementsystems darstellen (DRS 20.A2.1). Statt einer Rangfolge von Risiken ist eine Kategorisierung von Risiken obligatorisch (DRS 20.A2.3–A2.19). Diese umfasst mindestens (i) versicherungstechnische Risiken, getrennt nach Schaden‑/Unfallversicherung und Lebensversicherung, (ii) Risiken aus dem Ausfall von Forderungen aus dem Versicherungsgeschäft, (iii) Risiken aus Kapitalanlagen sowie (iv) operationelle Risiken. Dabei sind auch weitergehende und quantitative Angaben gefordert. Schließlich muss die Darstellung des Gesamtbilds der Risikolage Angaben zu aufsichtsrechtlichen Solvabilitätsanforderungen sowie vorhandene Eigenmittel zu deren Deckung unter Angabe der Berücksichtigung von Bewertungsreserven umfassen (DRS 20.A2.20).³

Letztgenanntes spannt den Bogen zu der 2016 in Kraft getretenen Solvency II-Richtlinie (Richtlinie 2009/138/EG). Im Rahmen der dritten Säule zur Transparenz und Berichterstattung von Versicherungsunternehmen wurden zwei vom handelsrechtlichen (Konzern‑)Lagebericht getrennte Berichtsinstrumente mit stark risikoorientiertem Charakter implementiert (Heep-Altiner und Rohlfs 2018; May 2018): (i) ein an die Versicherungsaufsicht gerichtetes RSR sowie (ii) ein an die Öffentlichkeit gerichteter SFCR.⁴ Deren Anforderungen an die Risikodarstellung weisen zwar einige Parallelen zu DRS 20 Anhang 2 auf, gehen aber auch darüber hinaus (Kraft 2019).

Im Wesentlichen über die letzten zwei Dekaden hat sich ein reichhaltiger Bestand empirischer Forschung zur Risikoberichterstattung entwickelt, der sich – branchenunabhängig – in drei Stränge gliedern lässt (Höring und Gründl 2011; Dobler und Luckner 2018):

Das Gros der bestehenden Untersuchungen ist – wie auch die vorliegende Analyse – den Strängen (1) und (2) zuzurechnen. Auffällig ist, dass selbst hier die Untersuchungen üblicherweise auf kapitalmarktorientierte Unternehmen abstellen und ein Gutteil der Untersuchungen die regulatorischen Rahmenbedingungen in Deutschland nutzt (Dobler und Luckner 2018; zu einem Überblick über deutsche Untersuchungen Velte et al. 2011).

Hinsichtlich der Messung von Risikoberichterstattung ist der Bestand empirischer Forschung von zwei Ansätzen geprägt (Buckby et al. 2015; Khlif und Hussainey 2016). Der erste misst den Umfang der Risikoberichterstattung im Sinn von „Quantität“. Dies erfolgt überwiegend auf Basis der als Risikoberichterstattung – etwa nach Linsley und Shrives (2006) – identifizierten Anzahl von Sätzen, seltener auf Basis der Anzahl von (Schlüssel‑)Wörtern. Der zweite Ansatz misst die Güte der Risikoberichterstattung im Sinn von „Qualität“. Dies erfolgt üblicherweise anhand eines Offenlegungsindex’, der auf definierten risikobezogenen Items beruht, die gegebenenfalls nach der Spezifität der Offenlegung gewichtet werden.⁵ Während der bloße Umfang nicht voraussetzungsfrei auf Güte der Risikoberichterstattung schließen lässt, hängt die Güte mithin vom Umfang ab (Botosan 2004; Dobler 2008). Selten verwenden Untersuchungen zur Risikoberichterstattung sowohl umfangs- als auch gütebezogene Maße (z. B. Ewelt et al. 2009; Elshandidy et al. 2018b).

Anders als für Kreditinstitute (z. B. Helbok und Wagner 2006; Maffei et al. 2014; Schlüter et al. 2014; Scannella und Polizzi 2019; zum Überblick Elshandidy et al. 2018a) sind für Versicherungsunternehmen empirische Befunde zur Risikoberichterstattung ausgesprochen dünn gesät. Während einige branchenübergreifende Studien am Rande Ergebnisse zu Versicherungsunternehmen liefern (z. B. für Deutschland Vielmeyer 2004; Filipiuk 2008),⁶ fokussieren die in Tab. 1 gebündelten Untersuchungen speziell auf die Risikoberichterstattung von Versicherungsunternehmen.

Wie Tab. 1 zu entnehmen ist, existieren zu allen drei oben genannten Forschungssträngen empirische Untersuchungen zu Versicherungsunternehmen. Dabei überwiegen deskriptive und auf Determinanten bezogene Analysen (Stränge (1) und (2)), die sich der Risikoberichterstattung anhand der Güte widmen. Keine der Untersuchungen umfasst aktuelle Geschäftsjahre nach 2012. Vorrangig werden börsennotierte Versicherungsunternehmen herangezogen. Nur Kraft und Nolte (2005) untersuchen speziell die branchenspezifische Risikoberichterstattung in Deutschland, wobei die Analyse im Jahr 2003 endet und rein deskriptiv ausgerichtet ist. Insofern bestehen branchenspezifisch erhebliche Forschungslücken. In diese stößt die vorliegende Untersuchung mit dem Ziel, erstmals die Ausgestaltung und die Determinanten der Risikoberichterstattung von – nicht nur kapitalmarktorientierten – Versicherungsunternehmen in Deutschland nach DRS 20 hinsichtlich Umfang und Güte empirisch zu analysieren.

Als üblicher Einflussfaktor auf die Unternehmensberichterstattung gilt die Profitabilität. Agency-theoretisch wird zum einen argumentiert, dass niedrigere Profitabilität mit einem höheren wahrgenommenen Risiko und höheren Agency-Kosten einhergehen, welche Anreize zu ausgeweiteter Offenlegung bedingen, um Informationsasymmetrien zu reduzieren (Helbok und Wagner 2006). Andererseits implizieren die Agency-Theorie und ebenso die Legitimacy-Theorie, dass Versicherungsunternehmen mit hoher Profitabilität ausgeprägte Risikoberichterstattung betreiben, um ihre derzeitige Ertragslage zu rechtfertigen (Elzahar und Hussainey 2012). Auch die Signaling-Theorie legt nahe, dass Versicherungsunternehmen mit hoher Profitabilität durch ausgeweitete Risikoberichterstattung Qualität und Fähigkeit im Umgang mit Risiken signalisieren und das Vertrauen nicht zuletzt der Versicherungsnehmer stärken möchten (Elshandidy et al. 2013; Malafronte et al. 2016). Die empirischen Befunde sind gemischt. Während branchenspezifisch bislang kein signifikant positiver Zusammenhang dokumentiert ist (Höring und Gründl 2011; Malafronte et al. 2016), zeigt die Metaanalyse von Khlif und Hussainey (2016) einen Zusammenhang zwischen Profitabilität und Risikoberichterstattung, der übergreifend positiv ist. Das erste Hypothesenset lautet daher:

Verschiedene Theoriestränge legen einen positiven Zusammenhang zwischen der Unternehmensgröße und der Risikoberichterstattung nahe (Healy und Palepu 2001; Linsley und Shrives 2006). So sind z. B. für größere Versicherungsunternehmen die mit der Risikoberichterstattung verbundenen Kosten relativ geringer. Auch stehen größere Versicherungsunternehmen eher im Fokus und unter dem Druck der Öffentlichkeit, Regulierungsbehörden und Politik. Beides schafft Anreize zu ausgeprägter Risikoberichterstattung gegenüber kleineren Versicherungsunternehmen. Die Ergebnisse der empirischen Forschung zur Risikoberichterstattung sind im Wesentlichen konsistent mit diesem sog. Size-Effekt (Khlif und Hussainey 2016); das gilt auch für branchenspezifische Befunde für Versicherungsunternehmen (Höring und Gründl 2011; Klumpes et al. 2014; Malafronte et al. 2016). Dies führt zum zweiten Hypothesenset:

Die zum Einfluss der Unternehmensgröße angeführten Argumente implizieren ferner, dass kapitalmarktorientierte Versicherungsunternehmen ausgeprägter über Risiken berichten als andere (Dobler und Luckner 2018). Speziell werden kapitalmarktorientierte Versicherungsunternehmen regelmäßig von Finanzanalysten beobachtet und unterliegen dem Druck der Informationsinteressen des Kapitalmarkts, die Anreize zu ausgeprägter Risikoberichterstattung schaffen (Bhushan 1989). Zudem unterliegen kapitalmarktorientierte Versicherungsunternehmen strengerer Regulierung mit Blick auf die Publizität, Abschlussprüfung, Aufsicht und Enforcement durch die DPR. Allgemein hat die empirische Forschung zur Risikoberichterstattung auf kapitalmarktorientierte Unternehmen fokussiert (Dobler und Luckner 2018). Daher sind Befunde zum Zusammenhang zwischen Kapitalmarktorientierung bzw. Börsennotierung und Risikoberichterstattung sehr dünn gesät. So finden Oliveira et al. (2011) für portugiesische Nichtfinanzdienstleister einen positiven Zusammenhang mit der Börsennotierung. Für Versicherungsunternehmen ist ein solcher Zusammenhang bislang nicht untersucht worden. Das dritte Hypothesenset lautet:

Typischerweise unterscheidet sich die Risikoberichterstattungspraxis zwischen Branchen, was auf uneinheitliche ökonomische und rechtliche Rahmenbedingungen sowie Imitationsverhalten innerhalb einzelner Branchen zurückgeführt werden kann (Dobler 2008; Khlif und Hussainey 2016). Auch innerhalb der Versicherungsbranche vermuten Höring und Gründl (2011) Unterschiede zwischen den vorrangigen Sparten und argumentieren wie folgt. Einerseits scheinen im Lebensversicherungsgeschäft aufgrund der Langfristigkeit, der Komplexität und des besonderen öffentlichen Interesses Agency- und Informationskosten eher hoch zu sein. Das legt ausgeprägte Risikoberichterstattung von Versicherungsunternehmen nahe, die stark im Lebensversicherungsgeschäft engagiert sind. Andererseits schafft die proprietäre Natur von Risikoinformation im Lebensversicherungsgeschäft – konsistent mit analytischen Befunden von Dobler (2008) – Anreize zu zurückhaltender Risikoberichterstattung. Trotz teilweise unterschiedlicher Risikoberichtsanforderungen für Schaden‑/Unfall- und Lebensversicherung erscheint der mögliche Einfluss spartenbezogen differenzierter Regelungen auf die Risikoberichterstattungspraxis nach DRS 20 a priori gering. Während Höring und Gründl (2011) empirisch zeigen, dass sich die Risikoberichterstattung mit der Bedeutung des Schaden‑/Unfallgeschäfts für ein Versicherungsunternehmen sogar ausweitet, finden Malafronte et al. (2016) keinen Zusammenhang zwischen der Risikoberichterstattung und der vorrangigen Versicherungssparte. Vor diesem Hintergrund wird das letzte Hypothesenset ungerichtet formuliert:

Ausgangspunkt der Abgrenzung der Stichprobe bildet die „Statistik der Bundesanstalt für Finanzdienstleistungsaufsicht – Erstversicherungsunternehmen und Pensionsfonds“ für das Jahr 2016, die 208 Schaden‑/Unfall- und 87 Lebensversicherungsunternehmen führt (BaFin 2018). Davon können 111 Schaden‑/Unfall- und 67 Lebensversicherungsunternehmen – unter Berücksichtigung fehlender Konzernierung und Befreiungstatbeständen (§§ 290 Abs. 5, 296 Abs. 2 HGB) – 49 Versicherungskonzernen zugeordnet werden, deren Mutterunternehmen ihren Sitz in Deutschland haben und deren Konzernlagebericht für das nach dem 31.12.2015 beginnende Geschäftsjahr im Bundesanzeiger verfügbar ist.⁹ Diese 49 Mutterunternehmen bilden die Stichprobe der Untersuchung. Die Stichprobe umfasst mehr unterschiedliche Versicherungsunternehmen als jede bisherige Studie zur Risikoberichterstattung.

Inhaltsanalytisch erhoben wird die Risikoberichterstattung aus den im Bundesanzeiger veröffentlichten Konzernlageberichten in deutscher Sprache. Dies erfolgt händisch und – ergänzt durch einzelne formale Kriterien – bezogen auf den Umfang und die Güte.

Der Umfang der Risikoberichterstattung wird auf Basis der veröffentlichten risikobezogenen Sätze erhoben. Dies erfolgt im Einklang mit Linsley und Shrives (2006) und den Anforderungen von DRS 20. Sätze statt Wörter werden gewählt, weil ein Wort nicht ohne den Kontext des Satzes interpretiert werden kann (Srnka und Koeszegi 2007). Statt der absoluten Anzahl der Sätze (#Sätze) wird deren natürlicher Logarithmus in den Regressionsanalysen als Maß für den Umfang der Risikoberichterstattung verwendet (RD^Umfang).

Die Güte der Risikoberichterstattung wird in dieser Studie auf Basis eines Offenlegungsindex’ gemessen, der teils nach der Spezifität der von DRS 20 vorgesehenen Angaben gewichtet ist. Wie im Anhang dargelegt, umfasst dieser Index insgesamt 63 Items, die aus den Anforderungen des DRS 20 für Versicherungsunternehmen abgeleitet sind. Die Items werden entweder binär oder ordinal nach der Spezifität der Offenlegung bewertet. Bei binärer Bewertung wird einem Item der Wert 1 zugewiesen, wenn es offengelegt ist, ansonsten der Wert null. Bei ordinaler Bewertung wird einem Item der Wert 2 zugewiesen, wenn eine ausführliche, unternehmensspezifische Offenlegung erfolgt, der Wert 1, wenn eine knappe oder allgemeine Offenlegung erfolgt, und ansonsten der Wert null. Im Übrigen verzichten wir auf eine Gewichtung der einzelnen Items des Offenlegungsindex’. Insofern unterstellen wir zwar implizit, dass jedes Item gleich wichtig ist, vermeiden aber subjektive Einflüsse, die einer anderen Gewichtung zwangsläufig innewohnen würden. All das folgt üblichen Vorgehensweisen der empirischen Offenlegungsforschung, auch im Bereich der branchenspezifischen Risikoberichterstattung (Höring und Gründl 2011; Malafronte et al. 2016). Durch Addition der Bewertungen über alle Items kann der – im Anhang dargestellte – Offenlegungsindex (unstandardisiert) absolute Werte zwischen null und 102, für Versicherungsunternehmen, die ausschließlich im Schaden‑/Unfall- oder Lebensversicherungsgeschäft engagiert sind, absolute Werte zwischen null und 92 annehmen. Zur Vergleichbarkeit des Maßes der Güte der Risikoberichterstattung wird der Offenlegungsindex für die Regressionsanalysen so normiert, dass er spartenunabhängig Werte zwischen null und 1 annehmen kann. Dabei repräsentiert ein Indexwert von null die Offenlegung keines Items und ein Indexwert von 1 die vollständige Offenlegung aller Items mit jeweils hoher Spezifizität im Fall ordinal kodierter Items.¹⁰

Die inhaltsanalytische Erhebung erfolgt händisch und birgt daher unweigerlich Probleme der Reliabilität (Linsley und Shrives 2006). Diese Probleme erscheinen in der vorliegenden Studie jedoch begrenzt. Denn aufbauend auf einem ursprünglichen Kategorienschema haben beide Autoren unabhängig voneinander die Risikoberichterstattung von fünf Versicherungsunternehmen kodiert, alle Divergenzen diskutiert und ein Kodierhandbuch erstellt. Auf dieser Basis hat einer der Autoren alle Risikoberichte kodiert und Einzelfragen mit dem anderen Autor geklärt.¹¹ Insofern ist davon auszugehen, dass die Erhebung üblichen Maßstäben der Reliabilität genügt.

Die Hypothesen werden getestet, indem jeweils die Variable für den Umfang (RD^Umfang) bzw. die Güte (RD^Güte) der Risikoberichterstattung auf die Forschungsvariablen und Kontrollvariablen regressiert wird. Dazu findet folgendes OLS-Modell Anwendung:¹²

Signifikant positive Koeffizienten β₁, β₂ bzw. β₃ wären dabei jeweils konsistent mit dem ersten, zweiten bzw. dritten Hypothesenset; signifikant von Null verschiedene Koeffizienten β₄ wären konsistent mit dem vierten Hypothesenset. Profitabilität (PROF) wird als Eigenkapitalrendite im Sinn des Return on Equity und Unternehmensgröße (SIZE) als natürlicher Logarithmus der Bilanzsumme gemessen. LIST und LIFE sind binäre Variablen. LIST nimmt den Wert 1 an, wenn das Mutterunternehmen kapitalmarktorientiert im Sinn von § 264d HGB ist, ansonsten Null. LIFE nimmt den Wert 1 an, wenn für ein Versicherungsunternehmen das Verhältnis der Bruttobeiträge aus dem Lebensversicherungsgeschäft zu den gesamten Bruttobeiträgen über dem Median des Verhältnisses der gesamten Stichprobe liegt, also das Versicherungsnehmen einen höheren Erlösanteil in der Lebensversicherungssparte erzielt als der Stichprobendurchschnitt. Diese Forschungsvariablen gründen auf den in den Konzernabschlüssen des Jahres 2016 veröffentlichten Daten.

Das Regressionsmodell kontrolliert für das Risiko (RISK) sowie die Konzernabschlussprüfergröße (BIG4). RISK stellt die aus den SFCR erhobene Solvabilitätsquote auf Gruppenebene dar.¹³ Aufgrund widerstreitender theoretischer (Linsley und Shrives 2006) und uneinheitlicher empirischer Zusammenhänge (Khlif und Hussainey 2016; Malafronte et al. 2016) zwischen Risikoberichterstattung und Risiko, postulieren wir keine Erwartung hinsichtlich des Koeffizienten β₅. BIG4 ist eine aus den Bestätigungsvermerken erhobene binäre Variable, die den Wert 1 annimmt, wenn der Konzernabschlussprüfer eine Big-4-Wirtschaftsprüfungsgesellschaft ist, ansonsten null. Auch im Bereich der Risikoberichterstattung wird diese in der empirischen Rechnungslegungsforschung gängige Variable als Maß für die „Prüferqualität“ verwendet und lässt positive Koeffizienten β₆ erwarten (Mokhtar und Mellett 2013; Dobler und Luckner 2018).¹⁴

Tab. 2 bündelt Charakteristika der untersuchten Stichprobe bezogen auf die im Regressionsmodell verwendeten Regressoren. Anhand der Unternehmensgröße (SIZE) zeigt sich, dass die Konzernbilanzsumme der einbezogenen Versicherungsunternehmen breitgefächert zwischen 179 Mio. € und 883 Mrd. € liegt. Im Durchschnitt beträgt die Eigenkapitalrendite (PROF) 7 % und die Solvabilitätsquote (RISK) 314 %. Während die Stichprobe hinsichtlich der vorrangigen Versicherungssparte ausgewogen erscheint, ist jeweils die Mehrheit der 49 Mutterunternehmen nicht kapitalmarktorientiert (45) und hat eine Big-4-Wirtschaftsprüfungsgesellschaft als Konzernabschlussprüfer (42). Letztgenannter Befund impliziert eine starke Konzentration von Konzernabschlussprüfern in der Versicherungsbranche.¹⁵

Formal weist die Mehrheit (also 37 oder 76 %) der untersuchten Konzernlageberichte die Risikoberichterstattung in einem separaten Abschnitt aus.¹⁶ Innerhalb der Konzernlageberichte nimmt die Risikoberichterstattung einen wesentlichen Teil des Umfangs ein. Gemessen an der Anzahl an Seiten sind 38 %, gemessen an der Anzahl an Sätzen 36 % des Konzernlageberichts der Risikoberichterstattung gewidmet. Der gegenüber früheren branchenunabhängigen Befunden deutscher börsennotierter Unternehmen (Eisenschmidt 2011; Lackmann et al. 2015) höhere relative Anteil scheint dem branchenspezifisch immanenten Geschäft mit dem Risiko geschuldet.

Tab. 3 zeigt deskriptive Befunde zum Umfang und zur Güte der Risikoberichterstattung. Insgesamt wurden 11.124 Sätze Risikoberichterstattung identifiziert. Der absolute Umfang beträgt durchschnittlich 227 Sätze (RD^Umfang = 5,223) in einer breiten Spanne zwischen 68 und 893 Sätzen. Im Durchschnitt räumen die Versicherungsunternehmen der Darstellung einzelner Risiken mit 165 Sätzen das Gros der Risikoberichterstattung und umfangsbezogen deutlich den Vorrang vor der Darstellung des Risikomanagements ein (53 Sätze).¹⁷ Mit durchschnittlich nur neun Sätzen fällt die zusammenfassende Darstellung des Gesamtbilds der Risikolage recht knapp aus. In sieben Fällen umschließt sie weniger als drei Sätze. In zwei Fällen fehlt sie gänzlich. Letztgenanntes dürfte aus Adressatensicht ein erhebliches Defizit darstellen und ist selbst unter Wesentlichkeitsgesichtspunkten nur schwer mit den Angabepflichten gemäß DRS 20 in Einklang zu bringen.

Die durch RD^Güte gemessene Güte der Risikoberichterstattung beträgt durchschnittlich 0,422 in einer Spanne zwischen 0,225 und 0,667. Das legt nahe, dass die von DRS 20 vorgesehenen Angaben – möglicherweise aufgrund von Wesentlichkeitserwägungen – übergreifend nicht vollständig erbracht werden.¹⁸ Für die Berichterstattung über das Risikomanagement und über die einzelnen Risiken nimmt RD^Güte ähnliche Mittelwerte an.

Die Häufigkeiten der Kodierung der einzelnen Items des verwendeten Offenlegungsindex’ sind dem Anhang zu entnehmen. Etliche der von DRS 20 vorgesehenen Angaben spiegeln sich in der tatsächlichen Berichtspraxis selten wider. So werden 18 Items in weniger als der Hälfte der Fälle ausgewiesen. Das betrifft mithin die Darstellung der wesentlichen Veränderungen gegenüber dem Vorjahr (Items I.12 und II.6.6, DRS 20.K139, .159). Ob die Darstellung unterbleibt, weil keine oder keine wesentlichen Änderungen gegenüber dem Vorjahr bestehen, ist aus der Außenperspektive schwerlich zu beurteilen.¹⁹ Auffällig sind ferner die seltenen Angaben zu nicht erfassten bzw. vermiedenen Risiken (Item I.2, DRS 20.K140) und zum Beurteilungszeitraum (Item I.13, DRS 20.156). Innerhalb der einzelnen Risikokategorien finden sich selten ausgewiesene Items, die in den Kategorien operationelle Risiken, aber auch der versicherungstechnischen Risiken gehäuft auftreten. Diese Beispiele können auf mögliche Defizite in der Erfüllung von DRS 20 hindeuten. Allerdings gebietet schon der Wesentlichkeitsgrundsatz, der der Risikoberichterstattung nach DRS 20 ausdrücklich unterliegt, eine vorsichtige Interpretation des Nichtausweises einzelner Items.

Insgesamt erweist sich die Risikoberichterstattungspraxis in der deutschen Versicherungswirtschaft trotz der detaillierten Vorgaben des DRS 20 in Umfang und Güte als recht heterogen. Dies leitet zur Frage über, welchen Determinanten die branchenspezifische Risikoberichterstattung selbst im stark regulierten deutschen Setting unterliegt.

Tab. 4 zeigt die Pearson-Korrelationen zwischen den Variablen des Regressionsmodells. Alle vier Forschungsvariablen sind positiv – und mit Ausnahme von LIFE auch signifikant – sowohl mit dem Umfang (RD^Umfang) als auch der Güte (RD^Güte) der Risikoberichterstattung korreliert. Einige Korrelationen zwischen den erklärenden Variablen sind bemerkenswert hoch. Gleichwohl beträgt der maximale Varianzinflationsfaktor (VIF) nur 1,885. Das deutet – entsprechend gängiger Forschung – darauf hin, dass Multikollinearität kein ausgeprägtes Problem darstellt (Backhaus et al. 2018, S. 100).

In Tab. 5 sind die Ergebnisse der Regressionsanalysen dargestellt. Interessanterweise fallen diese für die beiden abhängigen Variablen – Umgang (RD^Umfang) und Güte (RD^Güte) der Risikoberichterstattung – zum Teil unterschiedlich aus.

Hinsichtlich der Profitabilität (PROF) zeigt sich zwar – wie erwartet – ein signifikant positiver Zusammenhang mit dem Umfang, jedoch kein signifikanter Zusammenhang mit der Güte der Risikoberichterstattung. Das stützt die Hypothese H1a, wohingegen H1b abzulehnen ist. Inwiefern die untersuchten Versicherungsunternehmen die von DRS 20 vorgesehenen Angaben erfüllen, scheint insofern nicht mit ihrer Profitabilität zusammenzuhängen. Dies ist konsistent mit in internationalen Settings erarbeiteten Befunden von Höring und Gründl (2011) sowie Malafronte et al. (2016), die jedoch den Umfang der Risikoberichterstattung nicht untersucht haben.

Für beide abhängigen Variablen ergibt sich jeweils ein signifikant positiver Zusammenhang mit der Unternehmensgröße (SIZE). Das stützt die Hypothesen H2a und H2b und passt zum Size-Effekt, den Höring und Gründl (2011), Klumpes et al. (2014) sowie Malafronte et al. (2016) für internationale Stichproben börsennotierter Versicherungsunternehmen bereits dokumentiert haben.

Die Koeffizienten von LIFE sind für beide abhängigen Variablen nicht signifikant von null verschieden. Insoweit scheint ceteris paribus kein wesentlicher Unterschied in Umfang und Güte der Risikoberichterstattung zwischen Versicherungskonzernen mit überwiegenden Lebensversicherungsgeschäft und anderen zu bestehen. Anders als bei Höring und Gründl (2011) scheinen sich insoweit für Versicherungsunternehmen im deutschen Setting keine spartenabhängigen Unterschiede zu ergeben. Die Hypothesen H4a und H4b sind abzulehnen.

In Bezug auf die Kontrollvariablen ergibt sich nur ein signifikanter Zusammenhang. Dieser besteht zwischen der Güte der Risikoberichterstattung und der Prüfung durch eine Big-4-Wirtschaftsprüfungsgesellschaft (BIG4). Das mag darauf hindeuten, dass große Abschlussprüfer in besonderem Maße auf die Einhaltung der Regelungen zur Risikoberichterstattung gemäß DRS 20 drängen. Hingegen scheint das mittels der Solvabilitätsquote gemessene Risiko (RISK) nicht mit dem Ausmaß und der Güte der Risikoberichterstattung deutscher Versicherungsunternehmen zusammenzuhängen. Dies mag an widerstreitenden Publizitätsanreizen liegen. Mit adjustierten Bestimmtheitsmaßen von 0,500 bzw. 0,336 weisen die empirischen Modelle einen im Forschungsfeld gängigen Erklärungsgehalt auf.

Um die Robustheit der dargestellten Ergebnisse der Regressionsanalysen zu prüfen, werden (i) alternative Variablen verwendet, (ii) zusätzliche unabhängige Variablen zur Verantwortlichkeit für das Risikomanagement ergänzt und (iii) die Stichprobe angepasst.²⁰ Keine qualitativen Änderungen der Befunde ergeben sich, wenn die Gesamtkapitalrendite als Return on Assets als Maß für Profitabilität, der natürliche Logarithmus der gesamten Bruttobeiträge als Maß für Unternehmensgröße oder der Verschuldungsgrad als Maß für Risiko verwendet wird. Das gilt auch, wenn als abhängige Variable ein standardisierter Offenlegungsindex verwendet wird, in dem zur Beschränkung des subjektiven Einflusses bei der Kodierung alle Items binär kodiert sind.

Weitergehend wird der Zusammenhang mit der Verantwortlichkeit für das Risikomanagement in der Governance der Versicherungsunternehmen geprüft. Dazu wird das Regressionsmodell um jeweils eine binäre Variable erweitert, die den Wert 1 annimmt, wenn die Verantwortlichkeit (i) dem Vorstandsvorsitzenden (N = 16), (ii) dem Finanzvorstand (N = 17) oder (iii) einem eigenen Risikomanagementvorstand (N = 6) der Muttergesellschaft zugewiesen ist, und ansonsten null. Für keine dieser zusätzlichen Variablen ergibt sich ein signifikant von Null verschiedener Koeffizient, während die übrigen Ergebnisse stabil bleiben.

Da nur wenige Mutterunternehmen kapitalmarktorientiert sind oder keine Big-4-Wirtschaftsprüfungsgesellschaft als Konzernabschlussprüfer haben, wird das Regressionsmodell schließlich nur für nicht-kapitalmarktorientierte Mutterunternehmen (LIST = 0; N = 45) und nur für solche mit Big-4-Wirtschaftsprüfungsgesellschaften (BIG4 = 1; N = 42) geschätzt. Wiederum zeigen sich keine qualitativen Änderungen gegenüber den in Abschn. 5.3 dargestellten Ergebnissen.