Auszug
In diesem Abschnitt werden die Mitarbeiteroptionspläne der US-GAAP Bilanzierer in der vorliegenden Stichprobe anhand der eingesetzten Leistungsziele einem Ranking gemäß den Überlegungen in Gliederungspunkt B.III.5. unterzogen. Bei Untersuchungen über Vergütungsstrukturen ist es wichtig, die konkrete und vielfach komplizierte Struktur von Vergütungsverträgen explizit zu berücksichtigen.1 Anschließend wird die Güte der Optionspläne zum Publizitätsniveau im Jahresabschluss hinsichtlich der Angaben zu diesen Mitarbeiteroptionen nach FAS 123 in eine regressionsanalytische Beziehung gesetzt.
Vgl. Kole (1997), S. 80–81, 103–104; vgl. Murphy (1999), S. 2488–2489, 2491. Vgl. auch Winter (2001), S. 103, wonach bei einer statistischen Analyse mindestens eine grobe Unterscheidung zwischen guten (anreizkompatiblen) und schlechten (nicht anreizkompatiblen) Optionsplänen nötig ist.
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References
Für die 136 Optionspläne aus dem deutschsprachigen Raum ergeben sich zusammen folgende Werte: 3,78/3, 54.
Am häufigsten wird dabei der NEMAX all-Share verwendet, gefolgt von individuell definierten Indices aus Vergleichsunternehmen und der Verwendung eines Branchenindex, vgl. auch Winter (2000), S. 240.
Vgl. auch Leuner/ Lehmeier/ Rattler (2004), S. 262–263. Vgl. außerdem Towers PERRIN (2004)
Vgl. auch Scholes/ Wolfson/ Erickson/ Maydew/ Shevlin (2005), S. 237, die (für die USA) von einer Quote der APB 25 Anwender von nahezu 100% ausgehen (für den Zeitraum, in dem das Wahlrecht noch ausgeübt werden konnte).
Vgl. Gliederungspunkt C.III. l.
Vgl. Gliederungspunkt G.II.2 zu solchen Manipulationsmöglichkeiten.
Vgl. Gliederungspunkt B.III.1.3 a.E.
Botosan/ Plumlee (2001), S. 321; Beams/Amoruso/Richardson (2005), S. 228.
Vgl. auch Hess/ Lüders (2000), S. 20–21; vgl. Hess/Lüders (2001), S. 15.
Vgl. empirisch auch Botosan/ Plumlee (2001), S. 324. Vgl. auch Vater (2004b), S. 1247 m.w.N. zu dieser Einschätzung; vgl. ebenso KPMG (2004), S. 10. Von den Unternehmen mit (Pre-) IPO Optionen konnte in der vorliegenden Stichprobe für 22,83% die Verwendung des Minimum Value zur Optionsbewertung ermittelt werden.
In den restlichen Fällen wird nicht explizit auf ein bestimmtes Bewertungsmodell Bezug genommen, vgl. auch Aboody/ Barth/ Kasznik (2004a), S. 22.
Vgl. Gliederungspunkt D.II.l. zu den theoretischen Vorarbeiten zu diesem und den folgenden Abschnitten.
Ein Unternehmen mit Aufwand unter APB 25 in Höhe von null wurde ausgeschlossen, da dort ein stark negativer absoluter Differenzgewinn ausgewiesen ist, ohne dass dafür ein Grund erkennbar war. Dieses Unternehmen geht jedoch aufgrund anderer fehlender Werte nicht in die endgültige Regression ein.
Bei drei Unternehmen (jeweils mit Aufwand unter APB 25 in Höhe von null) kehrt sich ein positives Net Income unter APB 25 in ein negatives Net Income unter FAS 123 um.
Vgl. dazu auch Hess/ Lüders (2001), S. 15–16. Aus Gründen der Vergleichbarkeit mit anderen Studien wird diese Größe trotz der mit ihr verbundenen theoretischen Probleme hier untersucht.
Vgl. auch Aboody (1996), S. 369; vgl. Core/Guay (2001), S. 266 zu dem empirischen Verhältnis der Optionsgesamtwerte (für alle ausgegebenen Optionen) zum Marktwert des Eigenkapitals (und zum Net Income) für Stichproben aus den USA.
Vgl. analog Botosan (1997), S. 329–334. 2 Andere Adressaten, wie Gläubiger, werden in der Regressionsanalyse über Kontrollvariablen berücksichtigt.
Dabei ist wiederum zu unterstellen, dass alle Eigner homogen sind, also z.B. denselben Informationsstand besitzen, dieselben Informationsverarbeitungsmöglichkeiten und-fähigkeiten sowie dasselbe Entscheidungsfeld haben, vgl. Marston/ Shrives (1991), S. 196, 201–203; vgl. Möller (2005), S. 134.
Vgl. auch Botosan (1997), S. 331–334. Ob die angegebenen Informationen auch der Wahrheit entsprechen, kann so freilich nicht überprüft werden, vgl. auch Glaum/Street (2003), S. 93–94.
Dies stellt eine weitere (implizite) Form der subjektiven Gewichtung dar, vgl. Marston/ Shrives (1991), S. 204, 207.
Vgl. Schildbach (2002), S. 59–61, 64.
Vgl. Ahmed/ Courtis (1999), S. 36; vgl. Möller (2005), S. 131–133. Vgl. auch Marston/Shrives (1991), S. 203 zu der Kontroverse um die Notwendigkeit einer Gewichtung des Publizitätsindex.
Vgl. Möller (2005), S. 135.
Eine Verhältnisskala dürfte nicht erreicht werden, da die betrachteten Anhangangaben erst dann entscheidungsnützlich sind, wenn sie ein gewisses Mindestniveau aufweisen, vgl. Möller (2005), S. 164–165.
Vgl. Marston/ Shrives (1991), S. 199–200; vgl. Nagar/Nanda/Wysocki (2003), S. 305 FN 8.
Vgl. auch Marston/ Shrives (1991), S. 204–205; vgl. Möller (2005), S. 135, 153–154.
Vgl. Marston/ Shrives (1991), S. 204–205; vgl. Botosan (1997), S. 334 FN 14.
Vgl. auch Möller (2005), S. 166–167.
Im Gegensatz hierzu werden in der Literatur die unternehmensindividuell ermittelten Punkte durch die maximal erreichbare Anzahl an Punkten abzüglich derjenigen Punkte geteilt, zu denen ein Unternehmen keine Angaben macht, weil hierzu (vermutlich) kein Sachverhalt vorliegt, vgl. Marston/ Shrives (1991), S. 204; vgl. Glaum/Street (2003), S. 79; vgl. Möller (2005), S. 153–154, 166–167. Dies erscheint jedoch nicht adäquat. Ein einfaches Beispiel zeigt die Verzerrung durch diese Vorgehensweise: Ein Unternehmen, dass 75 von 100 Punkten erzielt, weil es 25 Punkte durch böswilliges Verschweigen nicht erhält, erzielt einen Indexwert von \( \frac{{75}} {{100}} \) = 0,75. Ein Vergleichsunternehmen, dass nur 70 Punkte erreicht, weil es Angaben im Umfang von ebenfalls 25 Punkten böswillig verschweigt und weil zu 5 Punkten keine Sachverhalte vorliegen, erzielt bei der Vorgehen s weise in der Literatur einen Indexwert von \( \frac{{70}} {{100\user1{ - }5}} \) was kleiner ist als der in der vorliegenden Arbeit gewählte adäquate Vergleichsmaßstab in Höhe von \( \frac{{70 \user1{ + } 5}} {{100}} \). Insofern wird das Vergleichsunternehmen nur durch letztere Vorgehensweise nicht schlechter gestellt.
Vgl. auch Botosan (1997), S. 334. Es geht nicht darum zu ermitteln, ob die freiwilligen Informationen besonders nützlich sind oder welche zusätzlichen Angaben neben den Vorschriften in FAS 123 wünschenswert wären.
Vgl. auch Glaum/ Street (2003), S. 83 zu einem Publizitätsniveau im Durchschnitt (Median) von 86,6% (90,4%) bei US-GAAP Unternehmen am Neuen Markt für alle Anhangangaben im Konzernjahresabschluss für das Jahr 2000. Das Minimum liegt dort bei 52,4%.
Vgl. zu diesen Unterpunkten Gliederungspunkt C.III.7. Als Bezugsbasis für jeden Subindex wurde dabei die jeweilige Summe der maximalen Punkte für Pflichtangaben der betrachteten Kategorien gewählt.
Hier liegen zwar verbundene Stichproben vor, was aber bei den verwendeten Testverfahren, die auf unabhängige Stichproben ausgerichtet sind, konservativ auf das Ergebnis wirkt, vgl. Schaich/ Hamerle (1984), S. 215–217.
Vgl. auch Botosan/ Plumlee (2001), S. 324, die ein Fehlen dieser Angaben beklagen, da der Bilanzleser somit gezwungen wird, den Wert selbst abzuschätzen.
Vgl. Wagenhofer/ Ewert (2003), S. 368, die die Festlegung des Untersuchungsdesigns hinsichtlich Ausweisstrategien für ganz bestimmte Informationen als „besondere Herausforderung“ bezeichnen.
Vgl. ähnlich LaPorta/ Lopez-de-Silanes/ Shleifer/ Vishny (1998), S. 1149. Der Einüuss steuerlicher überlegungen auf den Einsatz bzw. die Angaben zu Mitarbeiteroptionen kann vernachlässigt werden, da die steuerliche Ausgestaltung der Optionspläne in der vorliegenden Stichprobe auf Unternehmensebene überwiegend ineffizient ist. Genauso unterliegen praktisch alle Stichprobenunternehmen Liquiditätsrestriktionen, da sie so gut wie keine Dividenden zahlen. Insofern wird auch die Liquidität der Unternehmen hinsichtlich der Publizitätsentscheidungen ihrer Manager vernachlässigt.
Vgl. Wagenhofer/ Ewert (2003), S. 361, 366–367. Als Surrogatgrößen kommen hierfür die Umsatzerlöse (UE) in Mio. € (aus Jahresabschlüssen), die Bilanzsumme (Datastream Variable 392), die Marktkapitalisierung (Datastream Variable MV) in Mio. €, die Mitarbeiterzahl (Durchschnitt während des betrachteten Geschäftsjahrs oder Bestand am Jahresende aus Hoppenstedt oder Jahresabschlüssen), der Marktanteil in der jeweiligen Branche (bestehend aus US-GAAP und IFRS Bilanzierern) gemessen duch die relativen Umsatzerlöse (eine Anpassung der Buchwerte zwischen IFRS und US-GAAP Unternehmen findet nicht statt) sowie der Logarithmus dieser Größen zum Einsatz. Bezugszeitpunkt ist der jeweilige Bilanzstichtag. Für die Ermittlung des Marktanteils werden jedoch die Umsatzerlöse aus dem Kalenderjahr 2001 herangezogen. Die Motivation für die Verwendung des Marktanteils liegt in einer möglichen Vorreiterrolle relativ großer Unternehmen hinsichtlich hoher Publizität zu Mitarbeiteroptionen, vgl. Aboody/Barth/Kasznik (2004b), S. 141.
Vgl. Marston/ Shrives (1991), S. 205 m.w.N.; vgl. Ahmed/Courtis (1999), S. 37, 44, 49, 53; vgl. Wagenhofer/Ewert (2003), S. 361.
Vgl. Conyon/ Mallin/ Sadler (2002), S. 97.
Als große Prüfungsgesellschaften gelten: Arthur Andersen, BDO, Deloitte Touche, Ernst & Young, Grant Thornton, KPMG und PwC, vgl. Wagenhofer/ Ewert (2003), S. 494 zu dieser Einteilung. Eine Zuordnung von Tochtergesellschaften zu ihren großen Muttergesellschaften findet nicht statt. Dafür spricht, dass es bei der Untersuchung des Enforcements von Rechnungslegung (im Gegensatz zur Ermittlung von Marktanteilen der großen Prüfungsgesellschaften) auf das „Standing“ der Prüfer vor Ort ankommt. Die gefundenen empirischen Ergebnisse lassen diese Argumentation plausibel erscheinen.
Vgl. Wagenhofer/ Ewert (2003), S. 363, 485–488, 492–508 jeweils m.w.N. jedoch auch mit deutlicher theoretischer Kritik an diesen unterstellten Zusammenhängen. Vgl. auch empirisch bestätigend Ahmed/Courtis (1999), S. 38–39, 53 m.w.N., S. 55 zumindest für Püichtangaben.
Vgl. auch Blacconiere/ Frederickson/ Johnson/ Lewis (2004), S. 12.
Vgl. empirisch Glaum/ Street (2003), S. 83–84, 92–93. Vgl. auch Marston/Shrives (1991), S. 206 m.w.N.
Vgl. aber auch Botosan (1997), S.335 m.w.N.; vgl. Ewert (1999), S. 43 m.w.N., wonach das allgemeine Publizitätsniveau in Jahresabschlüssen — wegen der dadurch leichteren Auswertung — Analysten anzieht. In der vorliegenden Arbeit wird jedoch nur das Publizitätsniveau hinsichtlich Mitarbeiteroptionen untersucht, was nicht mit dem allgemeinen Publizitätsniveau korreliert sein muss.
Vgl. Hodder/ Mayew/ McAnally/ Weaver (2006), S. 14. Alternativ wird der Wert des Pro-forma-Net Income verwendet. Wegen zu geringer Fallzahl kann nicht berücksichtigt werden, ob ein Net Income unter APB 25 zu einem Pro-forma-Verlust wird, vgl. dazu Ferri/Markarian/Sandino (2004), S. 20.
Vgl. Ahmed/ Courtis (1999), S. 38, 51 m.w.N., S. 54–55; vgl. Wagenhofer/Ewert (2003), S. 362, 367 FN 59. Dies kann auch der Fall sein, wenn der Ausweis von Manageroptionen auf Leistungsanreize hindeutet, die auch den Fremdkapitalgebern zugute kommen, vgl. Conyon/Mallin/Sadler (2002), S. 98.
Vgl. dazu Kirchner (2006b), S. 84–88. Vgl. jedoch Yermack (1995), S. 262, wonach in den USA kein Zusammenhang zwischen dem Verschuldungsgrad und dem Einsatz von Manageroptionen festgestellt werden kann.
Da am Neuen Markt nur Stammaktien zugelassen waren, vgl. Ziff. 3.4 ZulBedNM in der Fassung vom 01.07.2002, sind Stimm-und Kapitalanteile gleichzusetzen.
Vgl. Wagenhofer/ Ewert (2003), S. 362, 366.
Vgl. auch Aboody/ Barth/ Kasznik (2004b), S. 131.
Vgl. auch Nagar/ Nanda/ Wysocki (2003), S. 296, 299; vgl. empirisch Aboody/Barth/Kasznik (2004a), S. 28 FN 24.
Vgl. Beasley (1996), S. 445, 454–455, 461–462.
Vgl. dazu auch Beasley (1996), S. 445–448, 455–456, 460–462; vgl. Wagenhofer/Ewert (2003), S. 506.
Vgl. dazu auch Beasley (1996), S. 454, 455. Der Einfluss ist dort aber nicht signifikant.
Vgl. auch LaPorta/ Lopez-de-Silanes/ Shleifer/ Vishny (1998), S. 1125, 1145–1146.
Vgl. auch LaPorta/ Lopez-de-Silanes/ Shleifer/ Vishny (1998), S. 1146.
Vgl. auch Ferri/ Markarian/ Sandino (2004), S. 20–21. Diese Identitäten können z.B. Beteiligungsgesellschaften, andere Industrieunternehmen oder die Unternehmensgründer sein.
Vgl. auch LaPorta/ Lopez-de-Silanes/ Shleifer/ Vishny (1998), S. 1150; vgl. Glaum/Street (2003), S. 73; vgl. Wagenhofer/Ewert (2003), S. 369 m.w.N.
Vgl. auch Kole (1997), S. 90–93 zum Einfluss von Gründern.
Vgl. dazu aber Baker/ Martin/ Reitenga (2002), S. 16 m.w.N.
Vgl. Wenger/ Kaserer (1998b), S. 520; vgl. Wenger/Knoll/Kaserer (1999), S. 37; vgl. Bebchuk/Fried/Walker (2002), S. 786 FN 87 zu dieser Vermutung.
Vgl. auch Yermack (1995), S. 265. Dabei handelt es sich bei C0 um den durchschnittlichen Wert einer Option, die in einem Unternehmen ausgegeben wurde. Dieser Durchschnitt wurde über alle angegebenen Tranchen und Jahre für jedes Unternehmen berechnet. Dabei wurde, wenn möglich, eine Gewichtung der Optionswerte mit der Anzahl der ausgegebenen Optionen vorgenommen. In diese Werte können auch Optionswerte eingehen, die zum Minimum Value angesetzt werden, was nicht immer transparent ist. Für 12,15% der Unternehmen wurden die Optionswerte aus den durchschnittlichen Parameterwerten mit dem Black/Scholes-Modell nachgerechnet. Der Aktienkurs wurde dafür auf den durchschnittlichen gewichteten Ausübungspreis gesetzt.
Vgl. Kirchner (2006a), S. 61.
Vgl. empirisch ambivalent Ahmed/Courtis (1999), S. 38, 51, 53 m.w.N., S. 55; vgl. Glaum/Street (2003), S. 72 m.w.N.
Vgl. Ferri/ Markarian/ Sandino (2004), S. 23. Vgl. jedoch empirisch ablehnend Murphy (1996), S. 502, 507–508.
Vgl. aber Wagenhofer/ Ewert (2003), S. 354, 364 zum Grundsatz der Ausweisstetigkeit. Insbesondere ist eine Reduktion einmal gegebener und wiederkehrender Informationen nicht plausibel. Vgl. auch BOTOSAN (1997), S. 327 zu der generellen Vermutung eines zeitinvarianten Publizitätsniveaus.
Vgl. Wagenhofer/ Ewert (2003), S. 165.
Vgl. auch Glaum/ Street (2003), S. 74.
Vgl. Glaum/ Street (2003), S. 74. Alle Surrogatgrößen für Unternehmenswachstum werden für Robust he its-Test s auch logarithmiert in die Regressionsanalyse einbezogen.
Vgl. Glaum/ Street (2003), S. 73. Dort wird argumentiert, dass mit steigender zeitlicher Entfernung vom Gründungszeitpunkt das Publizitätsniveau steigt, weil kaufmännische Belange gegenüber dem Erfindergeist des Gründers in der Unternehmensführung stärker an Gewicht gewinnen. Eine analoge Argumentation lässt vermuten, dass mit steigender zeitlicher Entfernung vom Erstemissionszeitpunkt das Publizitätsniveau aufgrund von Lerneffekten hinsichtlich kapitalmarktrechtlicher Vorschriften zunimmt, vgl. auch Beasley (1996), S. 453, 455. Der Einüuss ist dort jedoch nicht signifikant. Die Verwendung des IPO im Gegensatz zum Gründungszeitpunkt erscheint bei den sehr speziellen Vorschriften zu Mitarbeiteroptionen plausibler. Außerdem wird die Ausgabe von Aktienoptionen prinzipiell erst mit dem IPO relevant. 1 Vgl. dazu Gliederungspunkt F.1.2.
Vgl. Conyon/ Mallin/ Sadler (2002), S. 98, 102; vgl. Wagenhofer/Ewert (2003), S. 362.
Vgl. LaPorta/ Lopez-de-Silanes/ Shleifer/ Vishny (1998), S. 1117–1119, 1129–1134, 1141–1145, 1146–1152. Die hier genannten Länder sind die in der vorliegenden Stichprobe auftretenden Länder, wie sie von Laporta/Lopez-De-Silanes/Shleifer/Vishny (1998) den Rechtssystemen zugeordnet wurden.
Korrelationen von Variablen, bei denen Dummy-Variablen beteiligt sind, sollten jedoch eher deskriptiv aufgefasst werden, vgl. Glaum/ Street (2003), S. 82 FN 18.
Vgl. ähnlich LaPorta/ Lopez-de-Silanes/ Shleifer/ Vishny (1998), S. 1149.
Vgl. Conyon/ Mallin/ Sadler (2002), S. 102 zu Bestimmtheitsmaßen zwischen 19% und 26%. 2 Zudem ist die Unternehmensgröße praktisch ohne Einüuss auf das Ergebnis. Vgl. jedoch WAGENHofer/Ewert (2003), S. 365, die die Unternehmensgröße dafür verantwortlich machen, dass in der Literatur oft hohe adjustierte Bestimmtheitsmaße vorliegen.
Vgl. Ahmed/ Courtis (1999), S. 54.
Vgl. auch Glaum/ Street (2003), S. 85–86 zu einem solchen Ergebnis. Vgl. aber Conyon/Mallin/Sadler (2002), S. 100 zu einem signifikant negativen Einfluss.
Vgl. auch Glaum/ Street (2003), S. 86 zu einer Größenordnung von 11 Prozentpunkten.
Vgl. hingegen Glaum/ Street (2003), S. 87 zu signifikanten empirischen Befunden, die mit der Theorie im Einklang stehen.
Vgl. Conyon/ Mallin/ Sadler (2002), S. 101 zu einem schwach negativen Einüuss.
Vgl. auch Glaum/ Street (2003), S. 88.
Vgl. allerdings Conyon/ Mallin/ Sadler (2002), S. 101 zu signifikant positiven Einflüssen der Anzahl der Outside Directors und signifikant negativen Einflüssen der Größe des gesamten Boards.
Vgl. auch Kaserer/ Knoll (2002), S. 130 FN 4 m.w.N. zu dieser Idee. Vgl. außerdem empirisch Sautner/Weber (2006b), S. 30–32.
Vgl. auch Conyon/ Mallin/ Sadler (2002), S. 101–102 zu nicht eindeutigen Einflüssen des systematischen Risikos.
Vgl. Conyon/ Mallin/ Sadler (2002), S. 101 zu einem negativen Einfluss des Return on Assets.
Vgl. auch Glaum/ Street (2003), S. 88 zu einem insignifikanten Ergebnis.
Vgl. auch Glaum/ Street (2003), S. 88, 90 zu einem insignifikanten Einfluss der Zeit seit Gründung.
Vgl. Yermack (1998), S. 207–208; vgl. Balsam/Mozes/Newman (2003), S. 33–34; vgl. Aboody/ Barth/Kasznik (2004a), S. 3, 10–12. Dabei geht es im Prinzip nicht um einen Vergleich progno stizierter Werte mit realisierten Werten, sondern in erster Linie um die Plausibilität der Prognosen, gegeben die Information im Prognosezeitpunkt.
Vgl. auch Cron/ Hayes (2004), S. 18 FN 4. Vgl. Gliederungspunkt B.II.5.2 zu den entsprechenden Werteinflüssen dieser Parameter auf den Optionsgesamtwert. Dabei reagiert der Optionswert am stärksten auf eine Variation der erwarteten Laufzeit und der Volatilität, vgl. Hodder/Mayew/Mcanally/Weaver (2006), S. 32.
Vgl. z.B. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004a), S. 4, 19, deren Untersuchung 3.368 Beobachtungen von 887 Unternehmen über 6 Jahre zugrunde liegen. Vgl. auch Bartov/Mohanram/Nissim (2004), S. 13, 27, die 1.991 Beobachtungen von 547 Unternehmen ebenfalls über 6 Jahre verarbeiten. Vgl. Hodder/ Mayew/Mcanally/Weaver (2006), S. 8, 37 zu 1.748 Beobachtungen bei 682 Unternehmen über 4 Jahre.
Vgl. Balsam/ Mozes/ Newman (2003), S. 42–43.
Vgl. Balsam/ Mozes/ Newman (2003), S. 37, 40–41. Dies kann an der Wahl der Service Period liegen, über die der Aufwand verteilt wird. Des Weiteren sind die erste Schätzung der Mitarbeiterfluktuation sowie Annahmen bei der Bildung latenter Steuern manipulierbar.
Vgl. Balsam/ Mozes/ Newman (2003), S. 33, 38, 40, 42, 44.
Als Referenzmaßstab, gegen den Abweichungen der Modellparameter und Optionswerte untersucht werden, wählen die Autoren die „unverzerrt“ angewandten Bewertungsvorschriften in FAS 123, vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004a), S. 2 FN 2, S. 14, 15–16, 17. Allerdings werden die Parameter im Wesentlichen lediglich aus historischen Daten geschätzt und können nicht an die Erwartungen der Unternehmen im Bewertungszeitpunkt angepasst werden.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004a), S. 29.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004a), S. 5–6, 24–26.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004a), S. 5, 18 FN 19, S. 30. Demgegenüber gelangen Baker/ Martin/Reitenga (2002), S. 12–13 zu dem Ergebnis, dass insbesondere die Dividendenrate leicht über-und der sichere Zinssatz unterschätzt werden, was die Optionswerte reduziert.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004a), S. 6, 26. Die Autoren erklären ihre „objektive“ erwartete Optionslaufzeit insbesondere aus der Vesting Period und der geschätzten Fluktuationsrate, vgl. Aboody/Barth/Kasznik (2004a), S. 14–15, 24.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004a), S. 6, 26–28.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004a), S. 2, 30.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004a), S. 23.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004a), S. 5, 16, 42–43.
Vgl. auch Chance (2004), S. 16 m.w.N.; vgl. Ferri/Markarian/Sandino (2004), S. 10 FN 17 m.w.N., wonach (insbesondere) Unternehmen, die Mitarbeiteroptionen freiwillig als Aufwand erfassen, die Volatilität der Aktienkursrendite zur Bestimmung des Optionswerts nach unten verzerren.
Vgl. Bartov/ Mohanram/ Nissim (2004), S. 2–4, 14–17.
Vgl. Bartov/ Mohanram/ Nissim (2004), S. 3–4, 17–19.
Vgl. Gliederungspunkt C.III.6.1.(c).
Vgl. Beams/ Amoruso/ Richardson (2005), S. 230–231.
Vgl. Beams/ Amoruso/ Richardson (2005), S. 232. Dies ist möglich, weil neben der Volatilität insbesondere auch der Aktienkurs und der Ausübungspreis über beide Unternehmensgruppen variieren.
Vgl. Beams/ Amoruso/ Richardson (2005), S. 225, 232–233.
Vgl. Hodder/ Mayew/ McAnally/ Weaver (2006), S. 16–18. 7 Gemessen an der Größe des Optionsplans und der relativen überentlohnung von Managern insgesamt.
Vgl. Hodder/ Mayew/ McAnally/ Weaver (2006), S. 20–28.
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