Zusammenfassung
Mit der folgenden empirischen Untersuchung wird eine Beurteilung der Rechnungslegungsvorschriften des HGB 85 aus der Sicht der Anteilseigner börsennotierter Konzernspitzen angestrebt.
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Literatur
Vgl. für das AktG 65 Pellen, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 188–201, für das HGB 85 Pfeiffer, Unternehmensrankings, 1992, S. 27–55; Pellen - Linnhoff, Financial Analysis, 1993, S. 116–118.
Vgl. Pellens, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 101–108. Dagegen können die Untersuchungsergebnisse nicht mit den schon diskutierten Untersuchungsergebnissen von Harris - Lang - Möller, German Accounting Measures, 1994, S. 187–209, verglichen werden, da Harris - Lang - Möller als zu erklärende Variable eine nicht um Markteinflüsse bereinigte Aktienrendite, die sich aus einem vergangenheitsbezogenen und einem zukunftsbezogenen Teil zusammensetzt, verwenden.
Vgl. dazu die empirische Untersuchung von Weber,Bilanzrichtlinien-Gesetz, 1988, S. 1–10.
Vgl. Lück, Rechnungslegung im Konzern, 1994, S. 13; Görges - Schulte, Publizitätspolitik börsennotierter Teilkonzerne, 1994, S. 561.
Vgl. Statistisches Bundesamt,Statistisches Jahrbuch, 1990, S. 126.
Vgl. für Banken Krumnow, Kreditinstitute, 1994, S. 404–408 m.w.N., für Versicherungen Biermann, Versicherungsunternehmen, 1994, S. 647–652 m.w.N.
Zu ähnlichen überlegungen vgl. Beiker, überrenditen und Risiken, 1993, S. 176, S. 179.
Zu den unterschiedlichen Handelsarten der Effektenbörsen vgl. Süchting, Finanzmanagement, 1995, S. 61–66; Gajo, Marktsegmente, 1993, S. R 456-R 460.
In Anlehnung an Pellen, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 108 f. Privatpersonen werden nach der konzernrechtlichen Vorstellung auch als Unternehmen angesehen, vgl. Emmerich - Sonnenschein,Konzernrecht, 1993, S. 46 f. Damit werden auch Unternehmen ausgeschlossen, die sich im Mehrheitsbesitz einer natürlichen Person oder Familie befinden.
Die überprüfung wird mit Commerzbank, Wer gehört zu wem?, 1988; Hoppenstedt, Aktienführer, 1989 und anhand der Geschäftsberichte der Unternehmen fur das Geschäftsjahr 1989 vorgenommen.
Die überprüfung wird mit Commerzbank, Wer gehört zu wem?, 1991; Hoppenstedt, Aktienführer, 1990; Hoppenstedt, Aktienführer, 1991 und anhand der Geschäftsberichte der Unternehmen für die Geschäftsjahre 1990 und 1991 vorgenommen.
Vgl. Anhang 1: In die Untersuchung einbezogene Unternehmen. Mit den Geschäftsjahren 1989, 1990 und 1991 werden sowohl Baisse-als auch Haussephasen erfaßt, vgl. Hansen, Entwicklung am Aktienmarkt, 1993, S. R 94-R 98.
Vgl. für die Mittelwertanalysen Bauer, Datenanalyse mit SPSS, 1986, S. 135, für die Korrelati-onsanalysen Sachs, Angewandte Statistik, 1992, S. 491, S. 511, für die Diskriminanzanalysen Backhaus - Erichson - Plinke - Weiber, Multivariate Analysemethoden, 1994, S. 95, S. 102.
Vgl. Pellen, Aktionärsschutz, 1994, S. 120.
Eine Zufallsstichprobe ist ein Teil einer Grundgesamtheit, der durch einen Auswahlprozeß mit Zufallsprinzip aus dieser entnommen und stellvertretend (repräsentativ) fur die Grundgesamtheit ist. Eine Stichprobe kann auch dann als repräsentativ angesehen werden, wenn das die Stichprobe bestimmende Auswahlprinzip zwar nicht zufällig, jedoch wie in dem vorliegenden Fall von den auszuwertenden Merkmalen stochastisch unabhängig ist. Vgl. Sachs, Angewandte Statistik, 1992, S. 99.
Vgl. Pellen, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 108–111, S. 269. Von den 50 von Pellens untersuchten Unternehmen sind 32 noch im Untersuchungssample für das HGB 85 enthalten, 18 Unternehmen können aus den folgenden Gründen nicht mehr berücksichtigt werden: Konkurs (zwei Unternehmen), inzwischen Tochterunternehmen (sechs Unternehmen), Konzernabschluß 1989 nach AktG 65 (drei Unternehmen), Rumpfgeschäftsjahr während des Untersuchungszeitraums (zwei Unternehmen), sonstige Gründe (fünf Unternehmen), zu weiteren Einzelheiten vgl. Anhang 1: In die Untersuchung einbezogene Unternehmen.
Vgl. Pellen, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 190–201 (Ergebnisse der Korrelationsanalysen), S. 214–224 (Ergebnisse der univariaten Diskriminanzanalysen) und S. 250256 (Ergebnisse der multivariaten Diskriminanzanalysen).
Die Zuordnung folgt der Veröffentlichung der Commerzbank, Wer gehört zu wem?, 1991, zu Einzelheiten vgl. Anhang 2: Unternehmenscharakterisierung sowie Anhang 3: Bei der Unternehmenscharakterisierung verwendeter Branchenschlüssel.
Vgl. Cordes, Erfolg von Mischkonzernen, 1993, S. 1–3.
Vgl. Francfort - Rudolph, Entwicklung der Kapitalstrukturen, 1992, S. 1070, die anhand der Umsatzzahlen eine Größeneinteilung der Unternehmen ihres Untersuchungssamples vornehmen, sowie Pellens, Aktionärsschutz, 1994, S. 126, der das Verhältnis „Konzernumsatz zu Umsatz des Mutterunternehmens“ zur Charakterisierung seines Untersuchungssamples verwendet.
Der Variationskoeffizient ist der Quotient aus Standardabweichung und (arithmetischem) Mittelwert und wird insbesondere zum Vergleich der Streuungen von Verteilungen mit erheblich voneinander abweichenden Mittelwerten verwendet, vgl. Sachs, Angewandte Statistik, 1992, S. 139 f.
Entsprechendes gilt für Gildemeister mit einem Umsatzquotienten zwischen 3% und 5% für die Geschäftsjahre 1989, 1990 und 1991.
Zu ähnlichen Vorgehensweisen - ohne weitere Erläuterung - vgl. u.a. Harris - Lang - Müller, German Accounting Measures, 1994, S. 196–208; Pellens, Aktionärsschutz, 1994, S. 147–161.
Vgl. Wallace, Accounting Research Methods, 1991, S. 30 f., die dies als „Multiple-TreatmentInterference“ bezeichnet. Vgl. auch die entsprechenden Ergebnisse der empirischen Untersuchungen von Alford, Set of Comparable Firms, 1992, S. 94–108; Kern - Morris, Potential Impact on Empirical Research, 1994, S. 274–284.
Zum Aufbau der Kapitalmarktdatenbank vgl. Göppl - Lüdecke - Sauer, Datenbank-Handbuch, 1992. Handelt es sich bei dem Dienstag nicht um einen Börsentag, wird der vorangegangene Börsentag zur Berechnung der wöchentlichen Renditen herangezogen.
Bei diesem Verfahren wird unterstellt, daß sämtliche Ein-und Auszahlungen, die aus dem Besitz der Aktie resultieren, direkt in die gleiche Aktie reinvestiert werden und somit keine Kapitalzuflüsse und Kapitalabflüsse während des Betrachtungszeitraums erfolgen. Zu Einzelheiten des Bereinigungsverfahrens vgl. Sauer, Bereinigung von Aktienkursen, 1991, S. 2–10.
Vgl. Beiker, überrenditen und Risiken, 1993, S. 121, zur empirischen überprüfung für den deutschen Aktienmarkt vgl. ausführlich Frantzmann, Bewertung am deutschen Aktien-und Rentenmarkt, 1989, S. 108–218; Krämer - Runde, Wochentagseffekte, 1991, S. 2–20; Runde, Renditeverteilungen deutscher Aktien, 1993, S. 2–17; Zimmermann,Intervaling-Effekt, 1993, S. 2–61; Zwirner,Saisonmuster, 1994, S. 1–45.
Vgl. Möller,Bewertung risikobehafteter Anlagen, 1988, S. 788.
Vgl. Pellens,Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 207.
Vgl. Keller - Möller, Auswirkungen der Zwischenberichterstattung, 1993, S. 46.
Vgl. u.a. Coenenberg, Jahresabschlußinformation und Aktienkursentwicklung, 1984, S. 315.
Vgl. u.a. Keller, Entscheidungswirkungen, 1992, S. 186.
Vgl. u.a. Berndsen, Unternehmenspublizität, 1979, S. 274, S. 280.
Vgl. u.a. Coenenberg - Schmidt - Werhand, Bilanzpolitische Entscheidungen, 1983, S. 338. 53 Vgl. Keller - Möller, Auswirkungen der Zwischenberichterstattung, 1993, S. 46
Vgl. u.a. Pellen, Aktionärsschutz, 1994, S. 154; Keller - Möller, Auswirkungen der Zwischenberichterstattung, 1993, S. 53; Keller, Entscheidungswirkungen, 1992, S. 187–192; Pellens,Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 208 f.; Coenenberg, Jahresabschlußinformation und Aktienkursentwicklung, 1984, S. 315; Coenenberg - Schmidt - Werhand, Bilanzpolitische Entscheidungen, 1983, S. 338; Berndsen, Unternehmenspublizität, 1979, S. 274, S. 280; Coenenberg - Brandi, Annual Accounting Income Numbers, 1979, S. 11.
Bilanzsitzung des Aufsichtsrats und Hauptversammlung der 40 untersuchten Unternehmen liegen für das Geschäftsjahr 1989 durchschnittlich 62 Tage, mindestens 42 Tage und höchstens 106 Tage auseinander, für das Geschäftsjahr 1990 durchschnittlich 63 Tage, mindestens 42 Tage und höchstens 106 Tage auseinander, für das Geschäftsjahr 1991 durchschnittlich 60 Tage, mindestens 44 Tage und höchstens 125 Tage auseinander. Damit wird über die drei Geschäftsjahre durchschnittlich ein elfwöchiger Zeitraum für die Berechnung der zu bereinigenden Aktienrenditen verwendet.
Zu ähnlichen überlegungen vgl. Lachnit,Systemorientierte Jahresabschlußanalyse, 1979, S. 346–350.
Vgl. Pellens, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 206 f.
Vgl. Keller, Entscheidungswirkungen, 1992, S. 168. Einen überblick über die verschiedenen Bereinigungsverfahren geben Brown - Warner, Security Price Performance, 1980, S. 205–258.
Vgl. Coenenberg, Jahresabschluß und Jahresabschlußanalyse, 1994, S. 700.
Vgl. Keller, Entscheidungswirkungen, 1992, S. 168 f. Einen überblick über die Untersuchungen, die das Mittelwertverfahren verwenden, geben May - Schweder-Weber, Informationsverarbeitung am Aktienmarkt, 1990, S. 44 f.
Vgl. Cordes, Erfolg von Mischkonzernen, 1993, S. 90. Einen überblick über die Untersuchungen, die das Marktverfahren verwenden, geben May - Schweder-Weber, Informationsverarbeitung am Aktienmarkt, 1990, S. 50, Fn. 106.
Vgl. Sharpe, Portfolio Analysis, 1963, S. 277–293. Einen überblick über die Untersuchungen, die das Marktmodellverfahren verwenden, geben May - Schweder-Weber, Informationsverarbeitung am Aktienmarkt, 1990, S. 44 f. Mehrfaktorenmodelle führen nicht zu wesentlich besseren Ergebnissen als das Marktmodellverfahren, sind aber mit zusätzlichen Schwierigkeiten verbunden und werden deshalb nicht weiter betrachtet, vgl. Keller,Entscheidungswirkungen, 1992, S. 175 sowie die Ergebnisse der empirischen Untersuchungen von Frantzmann, Messung des Marktrisikos, 1990, S. 80–83; Winkelmann,Aktienbewertung, 1984, S. 151 f., S. 169 f., S. 189 f., S. 220–230.
Vgl. die Ergebnisse der empirischen Untersuchungen für den deutschen Aktienmarkt u.a. von Steiner - Bauer, Prognose des Marktrisikos, 1992, S. 347–368 sowie Steiner - Beiker - Bauer, Aktienrisiken, 1993, S. 95–129.
Zur Begründung für die Verwendung des Marktmodells als Bereinigungsverfahren vgl. Keller - Möller,Auswirkungen der Zwischenberichterstattung, 1993, S. 48; Keller, Entscheidungswirkungen, 1992, S. 170 f.; Hörnstein, Kapitalmarkttheorie, 1990, S. 30–33.
Vgl. ausführlich Möller, Bilanzkennzahlen, 1986, S. 50–63.
Vgl. ausführlich Brandi, Informationswirkungen, 1977, S. 40 f.
Vgl. Keller - Möller,Auswirkungen der Zwischenberichterstattung, 1993, S. 53.
Vgl. Möller, Bilanzkennzahlen, 1986, S. 67.
Zur Problematik der Indexauswahl bei empirischen Untersuchungen vgl. ausführlich Steiner - Kleeberg, Problem der Indexauswahl, 1991, S. 171–182, die vorschlagen, das Marktportefeuille durch ein internationales Portfolio aus verschiedenen Anlageformen (u.a. Aktien, Anleihen, Edelmetalle, Immobilien) nachzubilden, die Verwendung von Aktienindizes bei der Beurteilung von Anlagealternativen jedoch als ausreichend ansehen. Vgl. ergänzend Beiker,überrenditen und Risiken, 1993, S. 236 f. m.w.N.
Zu Einzelheiten der verschiedenen Indexkonzepte vgl. Göppl - Schütz, Konzeption eines Deut- schen Aktienindex, 1992, S. 20 f.; Janßen - Rudolph,Der deutsche Aktienindex, 1992, S. 34–36.
Vgl. ausführlich Keller,Entscheidungswirkungen, 1992, S. 194 f., Fn. 524 sowie Ebel, Performance-Index, 1989, S. 28; Brandi, Informationswirkungen, 1977, S. 129. Dem steht nicht entgegen, daß die relative Einschätzung des Marktrisikos von Aktien kaum vom verwendeten Aktienindex beeinflußt wird, vgl. Frantzmann,Messung des Marktrisikos, 1990, S. 73.
Vgl. Janßen - Rudolph, Der deutsche Aktienindex, 1992, S. 6 f.
Vgl. Pellens, Aktionärsschutz, 1994, S. 150; Keller, Entscheidungswirkungen, 1992, S. 193. Zu ähnlichen überlegungen vgl. Keller - Möller, Auswirkungen der Zwischenberichterstattung, 1993, S. 53; Berndsen, Unternehmenspublizität, 1979, S. 274.
Vgl. Keller,Entscheidungswirkungen, 1992, S. 193; Frantzmann, Messung des Marktrisikos, 1990, S. 76; Möller, Bilanzkennzahlen, 1986, S. 118 f.
Vgl. Pellens,Aktionärsschutz, 1994, S. 149 m.w.N.
So auch Pellens,Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 206; Berndsen, Unternehmenspublizität, 1979, S. 273 f.; Brandi, Informationswirkungen, 1977, S. 135.
Diese Werte liegen um zehn bis fünfzehn Prozentpunkte über den Werten vergleichbarer Untersuchungen, vgl. u.a. Pellens,Aktionärsschutz, 1994, S. 150; Pellens, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 274; Berndsen,Unternehmenspublizität, 1979, S. 276.
Zu Einzelheiten des F-Tests vgl. Bleymüller - Gehlert - Gülicher, Statistik, 1994, S. 152 f.
„Zu kleine Stichprobenumfänge sind nicht einmal in der Lage, große Unterschiede zwischen zwei Parametern zu erfassen; zu große Stichprobenumfänge entdecken winzige Unterschiede, die praktisch bedeutungslos sind.“ Sachs, Angewandte Statistik, 1992, S. 197.
Zur additiven Zusammenfassung vgl. u.a. Cordes, Erfolg von Mischkonzernen, 1993, S. 82; Bühner,Aktionärsbeurteilung, 1992, S. 450, zur multiplikativen Zusammenfassung vgl. u.a. Pellen, Börseneinführung, 1993, S. 865; Berndsen, Unternehmenspublizität, 1979, S. 280.
Vgl. Kleine-Doepke,Informationsökonomische Analyse, 1981, S. 172.
Vgl. Pellens, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 209.
Vgl. Leker, Frühdiagnose von Unternehmenskrisen, 1994, S. 743 f.
Vgl. Pellens, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 205.
Vgl. Pellen, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 207 f.
Vgl. Gebhardt, Insolvenzprognosen, 1980, S. 133 m.w.N.
Vgl. Pellen, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 162 m.w.N.
Coenenberg, Jahresabschluß und Jahresabschlußanalyse, 1994; Born, Bilanzanalyse international, 1994; Küting - Weber, Bilanzanalyse, 1994.
Pellen, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989.
Gibson, Chartered Financial Analysts, 1987, S. 74–76 (Befragung von 400 Mitgliedern des US-amerikanischen Finanzanalystenverbandes); WestCapital, Aktienführer, 1992; Schröder Münchmeyer Hengst & Co, Microscope, 1993; J.P. Morgan, Aktien-Analyse, 1993; Morgan Stanley, Aktien-Analyse, 1993; Degab, Company Report, 1993.
Baden - Wilhelm, Unternehmen des Jahres, 1993, S. 80–159 (RSW-Verfahren); Capital, Capitalyse, 1989 (Capitalyse); Zdral, Fitness-Test, 1993, S. 20–30 sowie Baetge,Rating von Unternehmen, 1994, S. 1–10 (Top Business-Rating); Küting,Die Ertragsstarken, 1993, S. 7–8 (Saarbrücker Modell der Unternehmensbeurteilung).
Meyer, Kunden-Bilanz-Analyse, 1989 (Bayerische Vereinsbank, Commerzbank, Deutsche Bank,Dresdner Bank); Bald - Blanik - Determann - Hien - Knauth - Wachsmuth - Wickenkamp - Wildhagen,Kreditleitfaden, 1992 (BAV).
Frankenberg, Jahresabschlüsse im internationalen Vergleich, 1993.
AK EU, Analyse von Geschäftsberichten, 1995.
Zur Zuordnung einzelner Kennzahlen zu den jeweiligen Untersuchungen oder Quellen vgl. Anhang 7: Auswahl der Kennzahlen.
So hat sich z.B. die Kennzahl Statischer Verschuldungsgrad II (K08) bei Pellens, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 255, bei der Untersuchung für das AktG 65 als prognosestark hinsichtlich der unternehmensspezifischen Aktienrenditeentwicklung erwiesen. Dagegen wird vom BAV die Kennzahl Statischer Verschuldungsgrad V (K09) zur Beurteilung der Bonität von Kreditnehmern verwendet, vgl. Bald - Blanik - Determann - Hien - Knauth - Wachsmuth - Wickenkamp - Wildhagen, Kreditleitfaden, 1992, S. 11, S. 27.
In der Literatur finden sich Argumente für beide Vorgehensweisen, vgl. z.B. für die Kennzahl Eigenkapitalrentabilität vor Gewinnsteuern (K30) Coenenberg, Jahresabschluß und Jahresabschlußanalyse, 1994, S. 612, nach Gewinnsteuern (K31) Born, Bilanzanalyse international, 1994, S. 449.
Der (gesamte) Cash Flow wird ausgehend vom Jahresüberschuß vor Gewinnsteuern abgeleitet. Dagegen wird der betriebsbedingte Cash Flow ausgehend vom Betriebsergebnis abgeleitet, zu Einzelheiten vgl. Coenenberg, Jahresabschluß und Jahresabschlußanalyse, 1994, S. 529–531, S. 592 f. Zu ähnlichen überlegungen vgl. Feidicker, Kreditwürdigkeitsprüfung, 1992, S. 63 f. sowie Krause,Kreditwürdigkeitsprüfung, 1993, S. 218, die zwischen einem eher finanzwirtschaftlich und einem eher ertragswirtschaftlich zu interpretierenden Cash Flow unterscheiden.
So auch Pellens, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 162 f., für die Kennzahlen VR Jahresergebnis je Aktie (K52), VR Betriebsergebnis je Aktie (K54) und VR Betriebs-und Finanzergebnis je Aktie (K58).
Vgl. Coenenberg, Jahresabschluß und Jahresabschlußanalyse, 1994, S. 488, S. 491. Damit werden die kurzfristigen Verbindlichkeiten zu hoch ausgewiesen, wenn einzelne offen von den Vorräten abgesetzte erhaltene Anzahlungen am Bilanzstichtag eine Restlaufzeit von mehr als einem Jahr ausweisen.
Vgl. Busse von Colbe, Genußrecht, 1994, S. 237; Riebell, Konzernbilanzanalyse, 1992, S. 235.
Vgl. zur Behandlung der Kernbrennelemente Riebell,Konzernbilanzanalyse, 1992, S. 211, zur Behandlung der vermieteten Fahrzeuge Küting, Rechnungslegung im Umbruch, 1991, S. 5.
So auch Frankenberg,Jahresabschlüsse im internationalen Vergleich, 1993, S. 289.
Auf diese Problematik wird in vielen Lehrbüchern zur Jahresabschlußanalyse nicht hingewiesen, so z.B. bei Küting - Weber, Bilanzanalyse, 1994, die lediglich die Erstellung einer Strukturbilanz (S. 55–75) und die Aufbereitung der Gewinn-und Verlustrechnung (S. 192–215) diskutieren, ohne die Verbindungen der Aufbereitungsmaßnahmen klar herauszustellen.
Diese Informationen müßten so umfangreich sein, daß die Korrekturen nicht nur im Berichtsjahr, sondern auch in den Folgejahren vorgenommen werden können, vgl. Schulte, Gewinn je Aktie, 1994, S. 254.
Vgl. Born,Bilanzanalyse international, 1994, S. 321; Busse von Colbe - Geiger - Haase - Reinhard - Schmitt, Ergebnis nach DVFA/SG, 1991, S. 19, obgleich der getrennte Ausweis vermutlich informativer ist.
Vgl. Coenenberg, Jahresabschluß und Jahresabschlußanalyse, 1994, S. 486 f., S. 515 f.
Die kapitalmarktbezogenen Kennzahlen K59 bis K66, K69 und K70 werden bei der Datenaufbereitung zunächst ausgeklammert, da sie nicht aus den vorliegenden Einzel-und Konzernabschlußdaten berechnet, sondern einem Börsenführer entnommen werden.
Vgl. Busse von Colbe - Ordelheide, Konzernabschlüsse, 1993, S. 20.
Vgl. Pellens, Konzernabschlußanalyse, 1994, S. 376. Zu Analyseansätzen, die die rechtliche Selbständigkeit der Tochterunternehmen berücksichtigen, vgl. Pellens,Spaltung von Konzernabschlüssen, 1991, S. 490–509.
Vgl. Küting - Weber, Bilanzanalyse, 1994, S. 475.
Vgl. Pellens, Konzernabschlußanalyse, 1994, S. 377.
Vgl. Born,Bilanzanalyse international, 1994, S. 286.
Vgl. Pellen,Konzernabschlußanalyse, 1994, S. 378; Schulte, Cash-Flow je Aktie, 1994, S. 144.
Vgl. zu dieser Diskussion Busse von Colbe - Ordelheide,Konzernabschlüsse, 1993, S. 451 f. m.w.N.
Hoppenstedt, Börsenführer, 1994. lich auf Konzerndaten abstellen
Vgl. den für das AktG 65 verwendeten Kennzahlenkatalog bei Pellens, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 162–165. Zur Beschreibung der darin enthaltenen und überwiegend schon von Gebhardt verwendeten Kennzahlen vgl. Gebhardt,Insolvenzprognosen, 1980, S. 137–173.
Vgl. Bauer,Datenanalyse mit SPSS, 1986, S. 49. Pellen, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, untersucht mit multivariaten linearen Diskriminanzanalysen ergänzend ein aus Unternehmen mit hoher Konsolidierungsqualität gebildetes Teilsample (S. 256–261), versäumt es jedoch, zuvor für dieses Teilsample Normalverteilungstests durchzuführen (S. 240–244).
Die Untersuchungsergebnisse sind vorsichtig zu interpretieren, da eine Nichtablehnung der Nullhypothese (Normalverteilung der Kennzahlen) nicht bedeutet, daß sie richtig ist, sondern lediglich bedeutet, daß sie richtig sein könnte, vgl. Sachs, Angewandte Statistik, 1992, S. 185.
Vgl. u.a. Deakin, Financial Accounting Ratios, 1976, S. 95; Schönbrodt, Erfolgsprognosen, 1981, S. 94. Für das AktG 65 war die Normalverteilungsannahme in 33% aller Fälle abzulehnen, vgl. Pellens, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 242, obwohl das dort verwendete Signifikanzniveau von 5% nicht so schnell zur Ablehnung der Normalverteilungsannahme führt wie das hier verwendete Signifikanzniveau von 10%.
Pellens, Informationswert von Konzernabschlüssen, 1989, S. 242 f.
Vgl. für die linearen Diskriminanzanalysen Fahrmeir - Häußler - Tutz, Diskriminanzanalyse, 1984, S. 323, für die t-Tests Sachs, Angewandte Statistik, 1992, S. 352, S. 408.
Vgl. Bauer, Datenanalyse mit SPSS, 1986, S. 49.
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Schulte, J. (1996). Grundlagen der empirischen Untersuchung. In: Rechnungslegung und Aktienkursentwicklung. Bochumer Beiträge zur Unternehmungsführung und Unternehmensforschung. Gabler Verlag. https://doi.org/10.1007/978-3-322-89126-6_4
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