Auszug
Ziel dieser Untersuchung ist es festzustellen, ob sich zu Ankündigungen des FASB, die planmäßige Abschreibung des Goodwills abzuschaffen, bei Unternehmen des Neuen Marktes und des DAX100, die nach US-GAAP bilanzieren, eine Kursreaktion feststellen lässt und die Ankündigung damit einen Informationsgehalt für die Kapitalmarktteilnehmer hat.1 Die Untersuchung lässt sich damit in den Bereich von Untersuchungen einordnen, die sich mit Kapitalmarktreaktionen auf Änderungen von Rechnungslegungsvorschriften und speziell mit Änderungen bezüglich der Bilanzierung des Goodwills beschäftigen. In diesem Bereich finden sich bisher zwei Untersuchungen, die Untersuchung von Day/Hartnett (1999)2 und die Untersuchung von Barnes/Servaes (2002).3 Day/Hartnett (1999) beschäftigen sich mit Ankündigungen des australischen Standardsetters in Bezug auf die Abschaffung der progressiven Abschreibungsmethode für den Goodwill. Barnes/Servaes (2002) untersuchen mit einer US-amerikanischen Stichprobe unter anderem die Kapitalmarktreaktionen auf Ankündigungen des FASB, die planmäßige Abschreibung des Goodwills abzuschaffen. Diese Themenstellung wird in der vorliegenden Arbeit mit einer Stichprobe von Unternehmen, die in Deutschland am Neuen Markt oder im DAX100 notiert sind und nach US-GAAP bilanzieren, untersucht. Neben der Studie von Krämling (1998), der sich mit dem langfristigen Zusammenhang zwischen dem Goodwill bzw. dessen Abschreibung und Kapitalmarktdaten in einer Value Relevance Untersuchung befasst, handelt es sich um die zweite empirische Untersuchung für den deutschen Kapitalmarkt, die sich mit dem Zusammenhang zwischen Kapitalmarktdaten und Rechnungslegungsinformationen in Bezug auf den Goodwill beschäftigt.
Vgl. zur Definition des Informationsgehalts Abschn. 5.2.
Vgl. dazu auch Abschn. 4.2.2 und 4.2.3.
Vgl. dazu noch genauer Abschn. 5.9.
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Literatur
Vgl. z.B. Schmidt/Terberger (1997), S. 211f.
Vgl. Elton et al. (2003), S. 431.
Vgl. Schmidt/ Terberger (1997), S. 212 oder Scott (2003), S. 96.
Vgl. Tinic (1990), S. 781f.
Vgl. Tinic (1990), S. 782f. Auch wenn die Erwartungen ursprünglich nicht aufgrund von Rechnungslegungsinformationen gebildet wurden, so können solche Informationen zumindest zur Bestätigung oder auch zur Korrektur der Erwartungen herangezogen werden.
Fama (1970), S. 383.
Vgl. z.B. Hecker (1993), S. 22 und dazu auch Schmidt/Terberger (1997), S. 215ff. und Pranke/Hax (2004), S. 400.
Vgl. dazu Schmidt/ Terberger (1997), S. 217 und auch Wagenhofer/Ewert (2003), S. 114f. mit einem Beispiel.
Vgl. Pranke/ Hax (2004), S. 399 oder Elton et al. (2003), S. 402. Vgl. zu den Formen der Informationseffizienz auch Schremper (2002b), S. 687.
Vgl. zur technischen Analyse beispielsweise Perridon/ Steiner (1999), S. 230ff.
Vgl. Pranke/ Hax (2004), S. 399f. oder Elton et al. (2003), S. 402f.
Vgl. Fama (1970), S. 387f. In einem späteren Aufsatz ergänzt Fama allerdings: „Since there are surely positive information and trading costs, the extreme version of the market efficiency hypothesis is surely false.“; Fama (1991), S. 1575.
InformationseffIzienz ist eine notwendige, jedoch nicht hinreichende Bedingung für die Allokationseffizienz; vgl. Wagner (1982), S. 763. Informationseffizienz und Allokationseffizienz sind keinesfalls gleichzusetzen; vgl. dazu genauer Schildbach (1986), S. 16.
Vgl. z.B. Neus (1999), S. 422 oder Möller (1985), S. 501. Entscheidend hierfür ist auch die Verlässlichkeit der verfügbaren Informationen. Auch wenn der Markt effizient ist, können die Preise von denjenigen Gleichgewichtspreisen abweichen, die sich einstellen würden, wenn die Marktteilnehmer bessere Informationen zur Verfügung hätten. Zudem führt ein hoher Grad an Informationseffizienz zwar zu einer schnellen Verarbeitung von Informationen, was jedoch nicht gleichzeitig bedeuten muss, dass die Informationen auch korrekt verarbeitet werden; vgl. Bierman (1974), S. 558.
Vgl. Franke/ Hax (2004). S. 416.
„With few exceptions, the evidence is supportive“; Fama (1991), S. 1602.
Vgl. Kothari (2001), S. 208.
Vgl. zu einem überblick Röder (1999), S. 6. Zu einem weiteren überblick Über deutsche Studien vgl. auch Garz (2004), S. 129–149.
Vgl. Wagenhofer/ Ewert (2003), S. 118.
Vgl. dazu Tinic (1990), S. 782f. Vgl. zu dieser Hypothese auch Kothari (2001), S. 196f. oder Hand (1990), S. 740f.
Vgl. Watts/ Zimmerman (1986), S. 74f. und Auer (1994), S. 350.
Vgl. Hand (1990), S. 743.
Vgl. hierzu Tinic (1990), S. 784–787.
Für einen Überblick vgl. beispielsweise Kothari (2001), S. 197–200.
Kothari (2001), S. 197.
Vgl. Graham/ Harvey/ Rajgopal (2005), S. 65f. Weitere Ergebnisse anderer Studien deuten darauf hin, dass Unternehmen auch bereit sind, einen höheren Kaufpreis bei Zusammenschlüssen zu zahlen, die mit der Pooling of Interests Methode bilanziert werden, weil bei der Methode keine stillen Reserven und auch kein Goodwill aufgedeckt werden und somit in den Folgejahren auch keine Abschreibungen hierfür anfallen; vgl. dazu Abschn. 4.1.3.
Vgl. May (1991), S. 313f. oder auch Bowman (1983), S. 562.
Nach der Einteilung von Bowman (1983) bieten sich Ereignisstudien unter anderem für die Untersuchung dieser Fragestellungen an; vgl. Bowman (1983), S. 562. Beispiele für Untersuchungen, die sich mit diesen Fragestellungen beschäftigen, sind schon die ersten Ereignisstudien von Ball/Brown (1968) und Fama/Fisher/Jensen/Roll (1969). Ball/Brown (1968) untersuchen, ob die Veröffentlichung von Jahresergebnissen zu einer signifikanten Kursreaktion führt und damit, ob diese einen Informationsgehalt aufweisen. Fama et al. (1969) untersuchen hingegen, ob der Markt informationseffizient hinsichtlich Aktiensplits reagiert.
Vgl. für eine Übersicht May (1991), S. 322, Röder (1999), S. 23–33 oder MacKinlay (1997), S. 17–19.
Vgl. Hecker (1993), S. 26.
Vgl. May (1991), S. 328.
Vgl. Fama (1976), S. 142.
Bei anderen Einteilungen werden einige dieser Schritte zusammengefasst bzw. auf mehrere Schritte ausgedehnt, was jedoch nichts an der grundsätzlichen Vorgehensweise ändert; vgl. zu anderen Einteilungen Röder (1999), S. 17 oder May (1991), S. 322f.
Vgl. Barnes/ Servaes (2002), S. 10.
Vgl. z.B. Börsenzeitung vom 23.04.1999, S.4: „Goodbye, ‘Pooling of Interests’“.
Vgl. z.B. Börsenzeitung vom 10.09.1999, S.3: „Geänderte US-Bilanzierung bei Fusionen ab 2001: FASB schafft ‘Pooling of Interests’ ab — Goodwill-Abschreibungen obligatorisch“.
So z.B. Dow Jones News Service vom 03. Oktober 2000: „Lawmakers Want FASB To Hold Off on Pooling Proposal“; vgl. auch Barnes/ Servaes (2002), S. 10.
Vgl. Dow Jones News Service: „FASB Makes Decision On Accounting For Purchased Goodwill“; vgl. auch Barnes/ Servaes (2002), S. 10.
Vgl. FAZ vom 08.12.2000, S. 18: „Fusionsbilanzierung bleibt in Amerika freundlicher Natur: Firmenwert ist nach der Abschaffung der Pooling-Methode nicht über zwanzig Jahre abzuschreiben“.
Vgl. Dow Jones News Service: „FASB to Consider Changing View on Merger Accounting“; vgl. dazu auch Barnes/ Servaes (2002), S. 11.
Vgl. Barnes/ Servaes (2002), S. 10.
Vgl. Dow Jones News Service: „FASB May Retroactively Apply Goodwill Accounting Decision“; vgl. auch Barnes/ Servaes (2002), S. 10.
Vgl. zu möglichen Hypothesen bezüglich einer Kursreaktion auf die Abschaffung der Pooling of Interests Methode Barnes/ Servaes (2002), S. 5f.
Vgl. auch z.B. Day/ Hartnett (1999), S. 9.
In die Stichprobe können nur Unternehmen eingehen, die ihren Konzernabschluss nach US-GAAP aufstellen. Ein eventuell freiwillig aufgestellter Einzelabschluss nach US-GAAP befreit die Unternehmen nicht von der Pflicht, weiterhin einen Einzelabschluss nach HGB aufzustellen. Mit der Aufnahme des § 292a in das HGB durch das Kapitalaufnahmeerleichterungsgesetz (Ka-pAEG) wurde es einem bestimmten Kreis deutscher Mutterunternehmen ermöglicht, anstelle der Regelungen in §§ 290 bis 315 HGB einen Konzernabschluss nach international anerkannten Grundsätzen aufzustellen. Neben den US-amerikanischen Generally Accepted Accounting Principles (US-GAAP) kommen hier gemäß der Feststellung des Rechtsausschusses des Deutschen Bundestages als international anerkannte Rechnungslegungsvorschriften die International Accounting Standards bzw. zukünftig die International Financial Reporting Standards (IFRS) in Betracht; vgl. Deutscher Bundestag (1998), S. 12. § 292a HGB wurde inzwischen durch das Bilanzrechtsreformgesetz (BilReG) abgeschafft. Kapitalmarktorientierte Unternehmen im Sinne der EU-Verordnung Nr. 1606/2002 sind nach § 315a HGB verpflichtet, ab dem 01.01.2005 einen Konzernabschluss nach den IFRS aufzustellen. Für bestimmte US-GAAP-Bilanzierer kann § 292a HGB jedoch nach Art. 57 S.1 Nr.1 EGHGB i.V.m. Art. 58 Abs. 5 EGHGB noch in einer Übergangsfrist bis zum 31.12.2006 angewendet werden.
Vgl. dazu Pellens et al. (2003), S. 318–320.
Vgl. z.B. Beatty/ Weber (2005).
Vgl. Barnes/ Servaes (2002), S. 4.
Vgl. Barnes/ Servaes (2002), S. 4. Es muss jedoch nicht zwangsläufig zu einer außerplanmäßigen Abschreibung kommen, wenn auf der ersten Stufe des Testverfahrens der Fair Value der Reporting Unit unter deren Buchwert liegt; vgl. dazu Abschn. 3.2.5.4.2.
Vgl. Barnes/ Servaes (2002), S. 4.
Vgl. dazu auch Barnes/ Servaes (2002), S. 3f.
Vgl. dazu McGoldrick (1997), S. 146f., Day/Hartnett (1999), S. 10f. oder auch die Fallstudie des Zusammenschlusses von AT&T und NCR von Lys/Vincent (1995).
Vgl. Graham/ Harvey/ Rajgopal (2005), S. 65f.
Vgl. Deutsche Börse (2001): Regelwerk Neuer Markt Abschnitt 7.2.2.
Vgl. z.B. Börsenzeitung vom 23.11.2000, Nr. 227, S. 10: „Der Antreiber der Siemens-Metamorphose“.
Vgl. Brooks (2002), S. 8 oder Dorfleitner (2002), S. 220f.
Vgl. dazu z.B. Wulff (2001), S. 114.
Vgl. Röder (1999), S. 13f. Werden diskrete Rendite berechnet, darf nur das geometrische Mittel verwendet werden, um durchschnittliche Renditen zu berechnen.
Vgl. Poddig/ Dichtl/ Petersmeier (2003), S. 104.
Vgl. z.B. Dorfleitner (2002), S. 222, Röder (1999), S. 13 und Fama/Fisher/Jensen/Roll (1969), S. 4, Fn. S. Diskrete Renditen haben eine untere Grenze von-1 bzw.-100%, jedoch keine obere Grenze, während logarithmierte Rendite auch nach unten nicht beschränkt sind. vgl. Röder (1999), S. 14.
Vgl. Strong (2000), S. 41 und Padberg (1995), S. 196. Dies liegt daran, dass logarithmierte Renditen systematisch unter den diskreten Renditen liegen. Je höher die Kurssprünge von einem Zeitpunkt zum anderen sind, desto stärker tritt dies auf. Die diskrete Rendite bei einer Kurssteigerung von 100 auf 200 beträgt beispielsweise 100%, die logarithmierte Rendite jedoch nur 69,31%.
Der Wachstumsfaktor ist das Verhältnis Kurs zum Zeitpunkt t zu Kurs zum Zeitpunkt t-1. Dies entspricht unter Vernachlässigung kursbeeinflussender Tatsachen auch 1 + Ri,t da \( R_{i,t} = \frac{{P_{i,t} - P_{i - t - 1} }} {{P_{i,t - 1} }} = \frac{{P_{i,t} }} {{P_{i,t - 1} }} - 1 \) ; vgl. Dorfleitner (2002), S. 217 u. 221.
Vgl. Thompson (1988), S. 81.
Vgl. Fama/ Fisher/ Jensen/ Roll (1969), S. 4, Fn. 8. Auch Ball/Brown (1968) konnten keine unterschiedlichen Ergebnisse feststellen; vgl. Ball/Brown (1968), S, 162, Fn. 11.
Vgl. Dorfleitner (2002), S. 218 oder Fama (1976), S. 20. Da in kürzeren Zeiträumen eher kleine Kursänderungen eintreten, ist die Differenz der beiden Renditeformen bei kürzeren Zeiträumen nicht so sehr problematisch wie bei Untersuchung von längeren Zeiträumen; vgl. Loistl (1994), S. 202.
Vgl. Thompson (1988), S. 78. Vgl. dazu auch Röder (1999), S. 14f.
Vgl. dazu May (1991), S. 321.
Vgl. MacKinlay (1997), S. 35 oder Campbell/Lo/MacKinlay (1997), S. 176f.
Vgl. Brown/ Warner (1985), S. 12.
Vgl. dazu auch Fahrmeir et al. (2003), S. 76 u. 96f.
Vgl. Brown/ Warner (1985), S. 10.
Vgl. Möller (1985), S. 501.
Vgl. Röder (1999), S. 21.
Vgl. zu Letzteren z.B. Steiner/ Uhlir (2001), S. 186–214.
Das CAPM und die APT leiten sich aus Gleichgewichtsbzw. Arbitrageüberlegungen ab, während hingegen den anderen Modellen keine solchen Überlegungen zugrunde liegen. MacKinlay bezeichnet das CAPM und die APT auch als ökonomische Modelle und Modelle wie das Marktmodell als statistische Modelle, weil sie auf statistischen Annahmen über das Verhalten von Wertpapierrenditen als abhängige von bestimmten unabhängigen Variablen beruhen. Auch die ökonomischen Modelle beinhalten statistische Annahmen, jedoch nicht ausschließlich; vgl. MacKinlay (1997), S. 17 oder Campbell/Lo/MacKinlay (1997), S. 153f.
Armitage (1995), S. 33. So auch Brown/Warner (1980), S. 249, Cable/Holland (1999), S. 339 und Thompson (1988), S. 77.
Vgl. Steiner/ Uhlir (2001), S. 170. Da im Marktmodell nur die Rendite des Marktportfolios als einziger Faktor (Index) für die unabhängigen Variablen verwendet wird, wird es auch als Ein-Faktorbzw. Ein-Index-Modell bezeichnet.
Vgl. zu dieser Darstellung Fama (1976), S. 66ff. Vgl. dazu auch Watts/Zimmerman (1986), S. 33f., Steiner/Uhlir (2001), S. 170 oder Elton/Gruber/Brown/Goetzmann (2003), S. 132f. Zufallsvariablen werden mit~gekennzeichnet.
Vgl. z.B. Koop (2000), S. 39 oder Gujarati (1995), S. 5.
Vgl. Brooks (2002), S. 45.
Vgl. z.B. Poddig/ Dichtl/ Petersmeier (2003), S. 271 oder Steiner/Uhlir (2001), S. 171.
Vgl. dazu Poddig/ Dichtl/ Petersmeier (2003), S. 273–275 und Steiner/Uhlir (2001), S. 171f. Beim systematischen Risiko oder auch Marktrisiko handelt es sich um das Risiko, das alle in einem Markt gehandelten Wertpapiere und nicht nur einzelne Wertpapiere betrifft. Es kann nicht durch Diversifikation innerhalb des Marktes verringert werden. Ein hohes marktbezogenes Risiko bewirkt, dass ein Wertpapier überproportional auf eine Veränderung der Rendite des Marktindex reagiert. Das β oder Beta-Faktor des Marktmodells gilt als Maßzahl für das systematische Risiko. Das unsystematische Risiko hingegen ist ein wertpapierbezogenes Risiko, dass sich durch eine geeignete Mischung verschiedener Wertpapiere des Marktes wegdiversifizieren lässt.
Der Unterschied zwischen Störvariable und Residuum liegt darin, dass die Störvariable graphisch den Abstand eines bestimmten Datenpunktes von der wahren Regressionsgerade darstellt, das Residuum jedoch den Abstand des Datenpunktes von der geschätzten Regressionsgerade, die durch die geschätzten \( \hat \alpha _i {\text{ und }}\hat \beta _i \) bestimmt wird, darstellt; vgl. Koop (2000), S. 40.
Vgl. zu einer ausführlichen Darstellung des OLS-Verfahrens z.B. Wooldridge (2003), S. 22ff.
Vgl. dazu auch Campbell/ Lo/ MacKinlay (1997), S. 159.
Vgl. Elton et al. (2003), S. 133.
Vgl. Hecker (1993), S. 159. Firmenspezifische Einflüsse spiegeln sich zwar auch in α wider, da aber α konstant ist, können sich neue unternehmensspezifische Informationen nur in der Störvariable niederschlagen.
Vgl. dazu z.B. Gujarati (1995), S. 72 oder Poddig/Dichtl/Petersmeier (2003), S. 190.
Vgl. zum Gauß-Markov-Theorem z.B. Gujarati (1995), S. 73.
Vgl. zu diesen Annahmen Brooks (2002), S. 56, Poddig/Dichtl/Petersmeier (2003), S. 293 oder Gujarati (1995), S. 60–68. Eine weitere Voraussetzung zu den hier aufgeführten ist, dass kein perfekter linearer Zusammenhang zwischen den unabhängigen Variablen besteht. Diese Annahme kann jedoch für Schätzungen des Marktmodells vernachlässigt werden, da es nur eine unabhängige Variable, die Marktrendite, enthält.
Vgl. dazu auch Poddig/ Dichtl/ Petersmeier (2003), S. 271f.
Vgl. Brooks (2002), S. 56.
Vgl. Gujarati (1995), S. 317 und Poddig/Dichtl/Petersmeier (2003), S. 333.
Vgl. Gujarati (1995), S. 361f. Auch die ermittelten Prüfgrößen für den t-und F-Test sind dann nicht mehr gültig. Beim t-Test beispielsweise geht die geschätzte Standardabweichung (SE(\( \hat \beta \) )), d.h. die Wurzel der geschätzten Varianz in den Zähler der Prüfgröße ein: \( t = \frac{{\hat \beta - \beta _{H_0 } }} {{SE\left( {\hat \beta } \right)}} \) ; vgl. dazu Poddig/Dichtl/Petersmeier (2003), S. 311.
Vgl. Hecker (1993), S. 162f.
Vgl. dazu z.B. Brooks (2002) S. 70f.
Für eine genaue Erläuterung anhand der Streuungszerlegung vgl. z.B. Fahrmeir et al. (2003), S. 156–160, Schlittgen (2003), S. 420–422 oder Koop (2000), S. 45–49.
Da bei einer gegebenen Zahl von Beobachtungen und einer steigenden Anzahl an unabhängigen Variablen das Bestimmtheitsmaß allein aufgrund der steigenden Anzahl der unabhängigen Variablen steigt, sollte ein korrigiertes Bestimmtheitsmaß verwendet werden. Das korrigierte \( \bar R^2 \) ermittelt sich mit: \( \bar R^2 = 1 - \left[ {\frac{{S - 1}} {{S - k}}\left( {1 - R^2 } \right)} \right] \) , wobei k der Anzahl der unabhängigen Variablen inklusive der Konstanten entspricht; vgl. dazu z.B. Brooks (2002), S. 137f.
Vgl. Poddig/ Dichtl/ Petersmeier (2003), S. 304–309.
Vgl. dazu Poddig/ Dichtl/ Petersmeier (2003), S. 307 oder dazu auch Gujarati (1995), S. 134–136.
Vgl. dazu Schneeweiß (1990), S. 46 oder Poddig/Dichtl/Petersmeier (2003), S. 272.
Vgl. z.B. Röder (1999), S. 31. Auch das marktbereinigte Modell ist ein Einfaktormodell wie das Marktmodell.
Vgl. z.B. Peterson (1989), S. 42.
Vgl. Campbell/ Lo/ MacKinlay (1997), S. 156.
Vgl. z.B. für deutsche Studien Prantzmann (1990), S. 70–76 und Bauer (1992), S. 143f.
Vgl. dazu Zimmermann (1997), S. 79–208.
Vgl. Brown/ Warner (1980), S. 239ff.
Vgl. Brown/ Warner (1980), S. 241.
Vgl. z.B. Röder (1999), S. 29. Auch hier wird also Stationarität vorausgesetzt; vgl. Oerke (1999), S. 73.
Vgl. Röder (1999), S. 29 oder Oerke (1999), S. 73.
Vgl. zu diesem Ergebnis Brown/ Warner (1980), S. 224.
Vgl. Chandra/ Moriarity/ Willinger (1990), S. 400. Brown/Warner benutzen für das mittelwertbereinigte Modell andere Testmethoden als für die restlichen Modelle und daraus schließen Chandra et al., dass die Vorteilhaftigkeit der Tests nicht am mittelwertbereinigten Modell liegt, sondern an deren Testprozeduren, was auch ihre Simulationen ergeben; vgl. dazu auch Brown/Warner (1980), S. 250.
Vgl. Klein/ Rosenfeld (1987), S. 345 u. S. 350f.
Vgl. Brown/ Warner (1980), S. 234f. und Brown/Warner (1985), S. 15.
Vgl. Schipper/ Thompson (1983). Vgl. dazu auch Schremper (2002a), S. 155–157.
Vgl. z.B. Karafiath (1988), S. 352.
Vgl. dazu Binder (1985b), S. 371 oder Karafiath (1988), S. 352. S steht hierbei für die Anzahl der Tage in der Schätzperiode und T für die Anzahl der Tage in der Ereignisperiode.
Vgl. Malatesta (1986), S. 29 oder Salinger (1992), S. 42. Für eine Darstellung der entsprechenden Koeffizienten in Matrixschreibweise vgl. Karafiath (1988), S. 354.
Vgl. Karafiath (1988), S. 352f.
Vgl. für einen formalen Beweis Karafiath (1988), S. 353f.
Vgl. Bernard (1987), S. 4 oder Teets/Parks (1992), S. 4. Die SUR-Modelle gehen auf Zellner (1962) zurück.
Vgl. Teets/ Parks (1992), S. 4f. oder Thompson (1985), S. 160.
Vgl. Judge et al. (1988), S. 445f. oder Binder (1985b), S. 372.
Vgl. Judge et al. (1988), S. 446f., Binder (1998), S. 125 oder Thompson (1985), S. 161.
Aufgrund dieser Annahme tragen die SUR-Modelle ihren Namen, da sie über die korrelierten Residuen miteinander verbunden sind; vgl. Greene (2003), S. 342.
Vgl. Brown/ Warner (1985), S. 20, Armitage (1995), S. 37 oder Ingram/Ingram (1993), S. 151.
Ist die Voraussetzung der konstanten Varianz (Homoskedastizität) und das Fehlen von Autokorrelation verletzt, sind die OLS-Schätzer nicht mehr effizient; vgl. Gujarati (1995), S. 362 und S. 408f. Zu diesem Problem im Rahmen der SUR-Modelle vgl. Greene (2003), S. 341f.
Die Varianz-Kovarianz-Matrix der Residuen enthält sowohl die Varianzen der einzelnen Residuen als auch die Kovarianzen zwischen den verschiedenen Residuen. Durch die Annahmen des OLS-Regressionsmodells der konstanten Varianz (Homoskedastizität) und dem Fehlen von Autokorrelation reduziert sich die Varianz-Kovarianz-Matrix auf eine Diagonalmatrix, bei der auf der Hauptdiagonalen die (konstante) Varianz der Residuen abgebildet ist. Die Kovarianzen nehmen bei der Annahme von fehlender Autokorrelation den Wert Null an. Die Varianz-Kovarianz-Matrix bei OLS-Schätzung lässt sich auch in der Matrixschreibweise mit σ2I darstellen, wobei σ2 ein Skalar ist und I die Einheitsmatrix; vgl. dazu z.B. Gujarati (1995), S. 285f. oder Greene (2003), S. 15f.
Voraussetzung dafür ist, dass Ω eine positiv definite symmetrische Matrix ist; vgl. Greene (2003), S. 207. Vgl. zur Erfüllung dieser Voraussetzung bei der Varianz-Kovarianzmatrix auch Rinne (2004), S. 149.
Vgl. Greene (2003), S. 207 oder Rinne (2004), S. 152.
Vgl. von Auer (2003), S. 356 oder S. 365.
Vgl. Greene (2003), S. 207 oder Rinne (2004), S. 152.
Vgl. Rinne (2004), S. 153 oder von Auer (2003), S. 367f. Die aus dieser Schätzung resultierenden Schätzer werden auch als Estimated Generalized Least Squares Schätzer (EGLS-Schätzer) oder Feasible-GLS-Schätzer (FGLS-Schätzer) bezeichnet.
Vgl. Malatesta (1986), S. 29 und dazu auch Rinne (2004), S. 180.
Vgl. für einen formalen Beweis des zweiten Falls Judge et al. (1988), S. 450 und dazu auch Greene (2003), S. 342f. oder Rinne (2004), S. 180.
Vgl. dazu Greene (2003), S. 344–347 oder Judge et al. (1988), S. 451f.
Vgl. Teets/ Parks (1992), S. 6.
Vgl. dazu auch Binder (1998), S. 125.
Vgl. dazu Teets/ Parks (1992), S. 10f., Binder (1985a), S. 172 oder Karafiath (1988), S. 356.
Vgl. dazu Binder (1985b), S. 374 und dazu auch de Jong/Thompson (1990), 65.
Zu einem Überblick vgl. z.B. Röder (1999), S. 42–44 oder Wulff (2001), S. 134–138.
Vgl. dazu Röder (1999), S. 42 oder Wulff (2001), S. 134f.
Vgl. Barber/ Lyon (1997), S. 344.
Vgl. dazu z.B. Kothari/ Warner (1997), S. 317, die auch noch weitere Modelle zur Ermittlung der BHAR heranziehen.
Vgl. Wulff (2001), S. 137.
Vgl. Röder (1999), S. 44 oder Wulff (2001), S. 136. In den meisten Untersuchungen, die die BHAR verwenden, werden längere Ereigniszeiträume und monatliche Renditen verwendet; vgl. Kothari/Warner (1997), S. 304 oder Wulff (2001), S. 137. Ausnahmen sind hierbei z.B. Wulff (2001) oder Michaely/Thaler/Womack (1995). Ein weiteres Kumulationsverfahren, der Abnormal Performance Index (API), wird auch nur noch selten verwendet, weil es unter anderem keine sinnvoll interpretierbare Anlagestrategie unterstellt; vgl. dazu Hecker (1993), S. 176f., Wulff (2001), S. 135f. oder Röder (1999), S. 242f.
Vgl. Mitchell/ Stafford (2000), S. 296 oder dazu auch Wulff (2001), S. 138.
Vgl. Barber/ Lyon (1997), S. 358 und dazu auch Kothari/Warner (1997), S, 314–316.
Vgl. zur Unterscheidung z.B. Fahrmeir et al. (2003), S. 436. Bei nicht-parametrischen Tests stehen nicht die Parameter der Verteilung im Vordergrund, sondern generelle Charakteristika wie Median oder Quantile.
Vgl. Brown/ Warner (1980), S. 232f., Brown/Warner (1985), S. 20, Armitage (1995), S. 37 oder Ingram/Ingram (1993), S. 151.
Vgl. Jaffe (1974), S. 417f., Mandelker (1974), S. 331–333, Brown/Warner (1985), S. 7 und dazu auch Armitage (1995), S. 35f.
Vgl. Armitage (1995), S. 36f. oder Binder (1998), S. 114.
Vgl. Lee/ Varela (1997), S. 223.
Vgl. Campbell/ Wasley (1993), S. 88f.
Vgl. Basier (1994), S. 179.
Vgl. zum zentralen Grenzwertsatz Fahrmeir et al. (2003), S. 313–316 oder Bleymüller/Gehlert/Jülicher (2002), S. 78. Voraussetzung dafür ist, dass die Residuen unabhängig und identisch normalverteilt sind. Brown/Warner bestätigen ab einer Stichprobe von 50 eine Konsistenz mit der Normalverteilung; vgl. Brown/Warner (1985), S. 10.
Vgl. zu ein-und zweiseitigen t-Tests Fahrmeir et al. (2003), S. 433f.
Vgl. dazu Campbell/ Wasley (1993), S. 77, Entrup (1995), S. 160, Heiden (2002), S. 171f. oder Armitage (1995), S. 35f.
Vgl. Entrup (1995), S. 160 oder Armitage (1995), S. 36.
Vgl. dazu Armitage (1995), S. 36.
Vgl. Armitage (1995), S. 35.
Vgl. dazu auch Armitage (1995), S. 36f.
Vgl. z.B. die Untersuchungen von Lee (1992), S. 1070, Mikkelson/Partch (1988), S. 122f. oder Mann/Sicherman (1991), S. 219f. und dazu auch Entrup (1995), S. 161, Wulff (2001), S. 130f. oder Armitage (1995), S. 39.
Vgl. dazu z.B. Armitage (1995), S. 39.
Vgl. Wulff (2001), S. 135.
Vgl. Barber/ Lyon (1997), S. 358 oder Kothari/Warner (1997), S. 313f.
Vgl. Barber/ Lyon (1997), S. 358.
Vgl. dazu auch Mitchell/ Stafford (2000), S. 305f.
Vgl. Armitage (1995), S. 42. Vgl. zu diesem Testverfahren z.B. auch Fahrmeir et al. (2003), S. 439ff. oder Basler (1994), S. 204ff.
Vgl. Fahrmeir et al. (2003), S. 440.
Differenzen, die den Wert Null annehmen, d.h. bei denen sich der Median und der jeweilige Beobachtungswert entsprechen, werden aus dem Datensatz gestrichen, da sie nichts zur Beurteilung beitragen können, ob die Verteilung verschoben ist; vgl. Schlittgen (2003), S. 340.
Vgl. Tabelle XI in Schaich (1998), S. 331.
Vgl. Padberg (1995), S. 221 oder Oerke (1999), S. 86. Die Verwendung von W+ oder W- hat für den Absolutbetrag der Prüfgröße keine Auswirkung. Es ändert sich lediglich deren Vorzeichen. Die Prüfgröße müsste angepasst werden, wenn sogenannte Bindungen vorliegen. Diese liegen vor, wenn mehrere Differenzen den gleichen Absolutbetrag haben. Dann wird ihnen der entsprechende durchschnittliche Rang zugeteilt; vgl. Fahrmeir et al. (2003), S. 441f. In dieser Untersuchung tritt dieses Problem jedoch nicht auf, da die Anzahl der zu berücksichtigenden Nachkommastellen beliebig ausgedehnt werden kann.
Vgl. Fahrmeir et al. (2003), S. 441 oder Padberg (1995), S. 221f.
Vgl. Sheskin (2000), S. 125.
Vgl. Schaich (1998), S. 250. Bei der Approximation der Normalverteilung ist in der Prüfgröße eine Stetigkeitskorrektur zu berücksichtigen, weil hier eine diskrete Verteilung durch die stetige Normalverteilung approximiert wird. Diese Korrektur wurde bereits in Form von-0,5 in den Zähler der obigen Formel aufgenommen.
Vgl. Brown/ Warner (1980), S. 219–222 und Armitage (1995), S. 42. Brown/Warner dokumentieren in ihrer Simulationsstudie das schlechtere Abschneiden des Tests von Wilcoxon gegenüber parametrischen Testverfahren; vgl. Brown/Warner (1980), S. 222 und S. 249.
Anhand von Simulationen zeigt Corrado die Überlegenheit des Testverfahrens insbesondere bei nicht-normalverteilten Überrenditen gegenüber parametrischen Tests auf; vgl. Corrado (1989), S. 394f. und dazu auch Entrup (1995), S. 164. Corrado zeigt auch, dass sich dieser Test für kleinere Untersuchungsgruppen besonders eignet; vgl. Corrado (1989), S. 391f.
Vgl. zum Folgenden Corrado (1989), S. 387f.
Vgl. dazu auch Röder (1999), S.50. Liegen z.B. die folgenden abnormalen Renditen vor: 1%; 2%; 2%; 3%, dann werden die Rangplätze 1; 2,5 \( \left( {\frac{{2 + 3}} {2}} \right) \) ; 2,5; 3 zugeteilt. Wie auch beim Wilcoxon-Vorzeichen-Rangtest wird dieses Problem in dieser Untersuchung nicht auftreten, da die Anzahl der zu berücksichtigenden Nachkommastellen beliebig erhöht werden kann.
Vgl. Corrado (1989), S. 388.
Vgl. Corrado (1989), S. 388 oder Oerke (1999), S. 87.
Vgl. dazu Padberg (1995), S. 225.
Vgl. Campbell/Wasley (1993), S. 78 oder Maynes/Rumsey (1993), S. 151.
Vgl. dazu Entrup (1995), S. 163. Er zeigt, dass sich bei Gültigkeit der Nullhypothese und unter der Annahme, dass die Rangplatzreihen der Überrenditen der Unternehmen voneinander unabhängig sind, sich die Varianz der Reihe der durchschnittlichen Rangplätze unabhängig von den empirischen Renditen darstellen lässt. Die Standardabweichung bei einer eintägigen Ereignisperiode lautet dann: \( s\left( {AAK_t } \right) = \sqrt {\frac{1} {{S + T}}\left[ {\left( {\frac{{1^2 + 2^2 + ... + \left( {S + T} \right)^2 }} {{S + T}}} \right) - \bar K^2 } \right]} \cdot \) .
Vgl. Maynes/ Rumsey (1993), S. 151.
Vgl. Armitage (1995), S. 46.
Gerke/Fleischer/Langer (2003) verwenden beispielsweise unterschiedliche Indizes für die Wertpapiere ihrer Stichprobe; vgl. Gerke/ Fleischer/ Langer (2003), S. 291.
Vgl. Deutsches Aktieninstitut (2000), S. 41.
Vgl. Brown/ Warner (1980), S. 240f.
Der Deutsche Aktienforschungsindex (DAFOX) wird zwar auch gleichgewichtet ermittelt, enthält jedoch nur inländische Aktien, die an der Frankfurter Wertpapierbörse am amtlichen Handel zugelassen sind. Vgl. zu Informationen bezüglich des DAFOX auch Göppl/Schütz (1995). Auf die Möglichkeit, selbst einen gleichgewichteten Nemax-All-Share oder einen gleichgewichteten CDAX nachzukonstruieren, wie es beispielsweise Schremper (2002a) tut, wurde hier verzichtet; vgl. Schremper (2002a), S. 161.
Vgl. z.B. Strong (1992), S. 539 oder Steiner/Uhlir (2001), S. 170.
Vgl. Basler (1994), S. 179. Basler sieht dies schon bei einer Anzahl von zumindest mehr als 30 Beobachtungen als gegeben an. Für diese Untersuchung liegen mit der Länge des Schätzzeitraums 200 Beobachtungen vor.
Vgl. zur Interpretation von α auch Elton et al. (2003), S. 133.
Vgl. Ahlers (2003), S. 105.
Vgl. Schaffner (2002), S. 119.
Vgl. Gujarati (1995), S. 317, Brooks (2002), S. 182 oder Greene (2003), S. 104f.
Vgl. Brown/ Warner (1985), S. 10. Die Autoren ziehen aus ihrer Simulationsstudie den Schluss, dass Abweichungen von der Normalverteilung keinen größeren Einfluss auf die Ergebnisse von Ereignisstudien haben; vgl. Brown/Warner (1985), S. 25 oder Peterson (1989), S. 55. Vgl. dazu auch Dyckmann/Philbrick/Stephan (1984), S. 27f.
Im Untersuchungszeitpunkt wurden noch 19 Branchen unterschieden. Aktuell werden nur noch 18 Branchen unterschieden. Unternehmen der Sparte Machinery werden nun je nach Umsatzschwerpunkt anderen Branchen zugeordnet; vgl. dazu Deutsche Börse (2002), S. 7 und Deutsche Börse (2005), S. 38.
Vgl. zur Zusammensetzung des CDAX Deutsche Börse (2002), S. 6.
Grundlage für diese Zuordnungen bildeten die Definitionen der jeweiligen Branchen des Neuen Marktes und des CDAX; vgl. dazu Deutsche Börse (2002), S. 8.
Vgl. dazu auch schon Thompson (1988), S. 78 und Abschn. 5.5.4.
Die Autoren verwenden die Daten des Jahres 2000, weil die relevanten Ereignisse in diesem Jahr stattfinden. Sie geben auch an, dass sich bei Verwendung einer Stichprobe mit Daten aus 1999 bzw. einem Durchschnitt aus 1999 und 2000 keine unterschiedlichen Ergebnisse ergeben; vgl. Barnes/ Servaes (2002), S. 12 und zur Stichprobe Table 2 und 3, S. 21 f. Ein Auswahlkriterium für die Unternehmen war, dass sie mindestens einen Unternehmenserwerb zwischen 1992 und 1995, also vor dem Beginn des Business-Combinations-Projekts des FASB, vorgenommen haben; vgl. Barnes/Servaes (2002), S. 7.
Vgl. Barnes/ Servaes (2002), S. 16.
Vgl. zu einer Übersicht der Ereignisse Espahbodi et al. (2002), S. 353.
Die Autoren unterscheiden zwei Funktionen der Wirtschaftsprüfung, die Assurance-und die Insurance-Funktion. Assurance-Funktion bedeutet, dass der Prüfer mit seinem Testat die wahrheitsgemäße Berichterstattung bestätigt. Für Adressaten des Jahresabschlusses kann dies zu einer Abmilderung der Informationsasymmetrie gegenüber Insidern und auch der Unsicherheit bezüglich (potenzieller) Investitionen in das Unternehmen führen. Dann spricht man auch vom Assurance Value. Insurance-Funktion bedeutet, dass die durch eine fehlerhafte Prüfung geschädigten Personen gegen den Wirtschaftsprüfer klagen können und auch finanzielle Ansprüche gegen ihn erheben können. Liegt die Möglichkeit eines solchen Anspruchs vor, spricht man auch vom Insurance Value; vgl. z.B. Doogar et al (2003), 2.
Vgl. Doogar et al. (2003), S. 4f oder S. 31.
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(2008). Empirische Untersuchung. In: Goodwillbilanzierung nach US-GAAP. Gabler. https://doi.org/10.1007/978-3-8349-9643-5_5
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