Auszug
Ein wesentlicher Kritikpunkt an Managerbezügen ist deren „Unverhältnismäßigkeit“. An der exorbitanten Höhe von Managergehältern haben in jüngerer Zeit Manageroptionen einen hohen Anteil.1 Zudem wird hinsichtlich der Festlegung der Managervergütung beklagt, dass Manager gegenüber den Aktionären eine zu große Verhandlungsmacht besitzen.2
Vgl. Murphy (1999), S. 2486–2487, 2490–2495, 2515–2516; vgl. Hall/Liebman (2000), S. 4–6 für die USA und vgl. Adams (2003), S. 296 FN 1 m.w.N., S. 301–303, 306–308 für Deutschland bzw. weltweit.
Vgl. Bebchuk/Fried/Walker (2002), S. 765–786, 837–842; vgl. Adams (2003), S. 319, 325, 339, 356–357; vgl. Sautner/Weber (2006b), 30–37.
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References
Dabei ist allerdings darauf hinzuweisen, dass es kein allgemeingültiges (analytisches) Verfahren gibt, die Güte eines Optionsplans zu bestimmen, vgl. auch Winter (2000), S. 69.
Vgl. Winter (2000), S. 61–67 m.w.N.; vgl. Simons (2002), S. 166-169 m.w.N.
Vgl. Winter (2000), S. 67–75.
Vgl. Arthur Andersen (1998), S. 3–4, 13–15, 18 wonach — bei Aktien-und Aktienoptionsplänen für Führungskräfte — von 23% der nordamerikanischen und britischen sowie 53% der kontinentaleuro-päischen (von 1250 befragten) Unternehmen die gesetzlichen und sonstigen Vorschriften hinsichtlich der Ausgestaltung dieser Anreizinstrumente nicht berücksichtigt werden. Vgl. allerdings Arthur Andersen (2001), S. 26–27 zu einer Verbesserung dieser Situation.
Vgl. Winter (2000), S. 226–228. Vgl. auch Winter (2001), S. 85–91 zu einer Ausweitung seiner Stichprobe auf 130 Optionspläne durch Einbeziehung insbesondere des Jahres 1999.
Vgl. Winter (2000), S. 248–249.
Vgl. allerdings Wenger/ Knoll (2003), S. 34–40 zu einer kritischen Betrachtung der Beurteilung einzelner Kriterien durch Union-Invest.
Vgl. Moerschen (2002), S. 29; vgl. Wilhelm/Drees (2002), S. 16.
Vgl. Winter (2003), S. 140.
Vgl. Gliederungspunkt G.I.1.2.
Vgl. Wilhelm/ Drees (2003), S. 8 i.V.m. Wilhelm/Drees (2002), S. 16.
Vgl. hierzu DWS (2001), S. 34.
Dort sind die Leistungsziele häufig an den Gewinn je Aktie geknüpft, vgl. Pendleton/ Blasi/ Kruse/ Poutsma/ Sesil (2002), S. 33–34 m.w.N.
Vgl. Arthur Andersen (2001), S. 23. Der geringe Anteil in den USA dürfte an der (damaligen) Aufwandswirksamkeit von Variable Awards im Jahresabschluss liegen, vgl. auch Murphy (1999), S. 2514–2515.
Vgl. Watson Wyatt (2002), S. 39; vgl. auch Eisenhauer (2000), S. 32.
Vgl. Eisenhauer (2000), S. 32, der Fälle mit Kapitalverwässerung von bis zu ca. 58% beschreibt.
Vgl. Eisenhauer (2000), S. 32.
Vgl. Murphy (1999), S. 2554; vgl. Bebchuk/Fried/Walker (2002), S. 787.
Vgl. Martin/ Thomas (2005), S. 67–72.
Vgl. Binz/ Sorg (2002), S. 1277 FN 47; vgl. Adams (2003), S. 321 m.w.N. Dieser Mechanismus liegt der Verhaltensrisiko-Hypothese zugrunde. Insbesondere Manager in Unternehmen mit nicht anreizkompatiblen Optionsplänen versuchen, den Optionswert im Jahresabschluss nach FAS 123 durch geeignete Wahl der Bewertungsparameter nach unten zu verzerren und auch sonst nur spärliche Angaben zu den Optionsplänen zu machen. Vgl. auch Wenger/Knoll (1999), S. 586 m.w.N., die Unterbewertungsspielräume anprangern.
Vgl. Bebchuk/ Fried/ Walker (2002), S. 756, 789–791.
Vgl. auch Adams (2003), S. 342: „Stünde. die Leistungsverbesserung im Vordergrund, wäre der Gang in die öffentlichkeit der von der Unternehmensverwaltung gewählte Weg.“ Vgl. allerdings Jensen/Murphy (1990), S. 144–145, wonach auch anreizkompatible Vergütungsstrukturen öffentlicher Kritik ausgesetzt sein können.
Aus Sorge, dass Bilanzersteller die erwartete Laufzeit zum Zweck einer Reduzierung der ausgewiesenen Optionswerte systematisch unterschätzen könnten, sah der Exposure Draft von FAS 123 zunächst sogar vor, die erwartete an die tatsächlich realisierte Laufzeit der Optionen ex post anzupassen. Da dies jedoch zu inkonsistenten Ergebnissen geführt hätte, wurde diese Vorgehensweise nicht in die endgültige Version von FAS 123 aufgenommen, vgl. FAS 123.171–123.173; vgl. Huddart/Lang (1996), S. 8 FN 3, S. 26,41.
Vgl. auch Bell/ Landsman/ Miller/ Yeh (2002), S. 995, die eine solche Vorgehensweise der Bilanzersteller — wenngleich nur für die ersten beiden Jahre nach In-Kraft-Treten von FAS 123 — vermuten.
Vgl. noch Kirchner (2001), S. 58–64 zu einer empirischen Erhebung des absoluten Differenzgewinns bzw. Differenzaufwands. Vgl. auch Hess/Lüders (2001), S. 15 FN 18.
Vgl. auch Alford/ Boatsman (1995), S. 615; vgl. Botosan/Plumlee (2001), S. 321–322; vgl. Balsam/Mozes/Newman (2003), S. 36. Statt des Optionsgesamtwerts könnte unter FAS 123 bei (Pre-) IPO Optionen auch der Minimum Value angesetzt werden, vgl. Gliederungspunkt C.III.6.1.(c).
Vgl. dazu aber Hess/ Lüders (2000), S. 20–23; vgl. Hess/Lüders (2001), S. 14; vgl. Balsam/ Mozes/Newman (2003), S. 36.
Vgl. dazu Hess/ Lüders (2000), S. 20–21. Vgl. auch Foster/Koogler/Vickrey (1991), S. 606.
Vgl. Botosan/ Plumlee (2001), S. 320–323.
Vgl. auch Dyckman/ Davis/ Dukes (2001), S. 1102. Empirisch sind in-the-money Optionen international jedoch eher selten.
Die Fortschreibung des inneren Werts nach FAS 123, bis der Gesamtwert erstmals verlasslich gemessen werden kann, sei hier vernachlässigt, vgl. dazu Gliederungspunkt C.III.5.
Vgl. Baumeister/ Freisleben (2001), S. 262. Bei fallenden Kursen bis zum Measurement Date würde sich durch Ertragsbuchungen unter APB 25 / FIN 28 das Verhältnis gegebenenfalls wieder umkehren.
Vgl. Gliederungspunkt C.III.3.4. Virtuelle Optionen nehmen in der zugrundeliegenden Stichprobe jedoch nur einen verschwindenden Anteil ein.
Dasselbe gilt für Optionen, die nicht an Mitarbeiter des betrachteten Unternehmens (sondern z.B. an Berater) ausgegeben werden, vgl. FAS 123.8–123.10.
Vgl. FIN 44.24–44.29, 44.116–44.118; vgl. Dyckman/Davis/Dukes (2001), S. 1090.
Vgl. beispielhaft Coller/ Higgs (1997), S. 31, 33; vgl. Pellens/Crasselt (1998a), S. 221; vgl. O.V. (2002c), S. 12 m.w.N.; vgl. Balsam/Mozes/Newman (2003), S. 34, 39–40.
Vgl. auch Dyckman/ Davis/ Dukes (2001), S. 1104. Dieser Ausdruck ist (bei positiven Gewinnen unter APB 25) in der Regel positiv. Dies betrifft insbesondere den Fall von Fixed Awards, weil der Optionsgesamtwert den inneren Wert übersteigt. Im Fall eines Verlustes unter APB 25 und eines noch höheren Pro-forma-Verlustes ist zwar der Zähler von rel Dif fGni positiv, aber der Nenner negativ. Dies würde eine prozentuale Erhöhung des Verlustes kennzeichnen. Wenn sich ein Gewinn unter APB 25 in einen Pro-forma-Verlust umkehrt, vgl. Murphy (2003), S. 145, so ist rel Dif fGnipositiv und ergibt eine Reduktion des Gewinns um mehr als 100%.
Vgl. auch Oser/ Vater (2001), S. 1262.
Vgl. Hess/ Lüders (2001), S. 15.
Vgl. Foster/ Koogler/ Vickrey (1991), S. 601, 603–606. Vgl. auch Alford/Boatsman (1995), S. 615 FN 23; vgl. Robinson/Burton (2004), S. 105, die 5% als Grenze wählen. Vgl. hingegen Boto-San/Plumlee (2001), S. 320 zu 5–10%. Letztlich bleiben diese Schwellenwerte natürlich Konvention.
Vgl. auch Aboody (1996), S. 369, 372.
Vgl. auch Ferri/ Markarian/ Sandino (2004), S. 19 FN 39.
Vgl. auch Aboody (1996), S. 369, 372; vgl. Aboody/Barth/Kasznik (2004b), S. 132; vgl. Ferri /Markarian/Sandino (2004), S. 19; vgl. Robinson/Burton (2004), S. 105–106. Vgl. Abschnitt G.I.2.3 für die vorliegende Stichprobe.
Vgl. z.B. Botosan/ Plumlee (2001), S. 317–318; vgl. Gillan (2001), S. 117. Dies ist insbesondere abhängig von der theoretischen Fragestellung, die empirisch überprüft werden soll.
Vgl. Ferri/ Markarian/ Sandino (2004), S. 18.
Vgl. Egginton/ Forker/ Grout (1993), S. 369.
Vgl. dazu auch Gliederungspunkt C.III.7.
Vgl. Botosan/ Plumlee (2001), S. 312, 324–325.
Vgl. Botosan/ Plumlee (2001), S. 323–326.
Dies liegt vor allem daran, dass US-amerikanische Studien die Ausgestaltung von Manageroptionen nicht explizit berücksichtigen bzw. berücksichtigen können, da dort praktisch ausschließlich at-themoney Fixed Awards vorliegen. Die mit der Verhaltensrisiko-Hypothese im engen Sinn im Zusammenhang stehenden empirischen Befunde der Literatur hinsichtlich der Manipulation der Optionswerte im Jahresabschluss über die zugrunde liegenden Bewertungsparameter werden in Gliederungspunkt G.II.2 näher vorgestellt.
Und dies obwohl gegenüber Proxy Statements weniger individuelle Angaben für einzelne Top-Manager, sondern aggregierte Angaben für das gesamte Unternehmen präsentiert werden, vgl. Baker/ Martin/ Reitenga (2002), S. 3–4, 5, 17, 21.
Vgl. Baker/ Martin/ Reitenga (2002), S. 15–20.
Vgl. auch Baker/ Martin/ Reitenga (2002), S. 21–22.
Vgl. Forker (1992), S. 117.
Vgl. jedoch Annahme A4, wonach die Kosten der Produktion dieser Informationen in folgendem Signaling-Modell in Abschnitt D.III.l als vernachlässigbar unterstellt werden. Der positive Zusammenhang könnte aber auch bedeuten, dass insgesamt relativ wenige Optionen ausgegeben werden und die Entlohnung der Manager daher nicht überhöht ist und deshalb keine Notwendigkeit für deren Verschleierung besteht.
Vgl. Forker (1992), S. 115–123 ausführlich zu diesen Befunden.
Vgl. Conyon/ Mallin/ Sadler (2002), S. 95, 98.
Vgl. insgesamt Conyon/ Mallin/ Sadler (2002), S. 96–102.
Vgl. Ewert (1999), S. 40–43 m.w.N.
Vgl. hypothetisch ähnlich Robinson/ Burton (2004), S. 100–101.
Vgl. Fischer (2002), S. 71–75.
Vgl. auch Aboody/ Barth/ Kasznik (2004a), S. 12; vgl. Hodder/Mayew/Mcanally/Weaver (2006), S. 14–15.
Vgl. Baker (1999), S. 129.
Vgl. Murphy (1996), S. 498.
Vgl. Gliederungspunkt G.I.2.1.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004b), S. 127.
Vgl. Bastian/ Rajgopal/ Venkatachalam (2003), S. 9–10; vgl. KPMG (2003), S. 250; vgl. auch Gliederungspunkt C.II.
Vgl. auch Bastian/ Rajgopal/ Venkatachalam (2003), S. 4–5, 16–17. Insbesondere Unternehmen (die nicht dem Finanzsektor zuzurechnen sind), die ihre Corporate Governance verbessern wollen, relativ wenig Mitarbeiteroptionen ausgegebenen haben und in hohem Maß gewinnerhöhende Bilanzierungsmethoden einsetzen, erfassen Aktienoptionen freiwillig mit deren Gesamtwert am Grant Date erfolgswirksam im Jahresabschluss. Vgl. außerdem Kieso/Weygandt/Warfield (2004), S. 783.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004b), S. 142–148.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004b), S. 135–140.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004b), S. 127–128, 132, 135–140, 142. Vgl. allerdings Chance (2004), S. 4–5 m.w.N., wonach eine freiwillige erfolgswirksame Erfassung von Mitarbeiteroptionen zum Optionsgesamtwert am Grant Date mit geringeren Agency-Kost en vor einer solchen Entscheidung (und geringerer Wirkung auf das Net Income) zunimmt.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004b), S. 135–141.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004b), S. 135–140.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004b), S. 126 FN 1 m.w.N, S. 128–130, 146–147.
Vgl. Aboody/ Barth/ Kasznik (2004b), S. 127, 128–130,144-147. Vgl. auch Healy/Palepu (1993), S. 2, 3, 5–6, 9.
Vgl. auch O.V. (2002a), S. 20, wonach z.B. Investmentbanken lediglich als Vorbilder vorangehen wollen, um ein Beispiel für ihre Firmenkunden zu setzen.
Vgl. Robinson/ Burton (2004), S. 98, 101–103.
Vgl. Robinson/ Burton (2004), S. 98, 103–107.
Vgl. Healy/ Palepu (1993), S. 2, 3, 5–6, 9.
Es besteht Qualitätsunsicherheit darüber, wie groß das Ausmaß an Moral Hazard (Verhaltensunsicherheit) in den betrachteten Unternehmen ist, vgl. Schizer (2000), S. 500 FN 244 m.w.N.
Vgl. Forker (1992), S. 112. Vgl. auch empirisch Nagar/Nanda/Wysocki (2003), S. 295–307 zu Anreizen von Managern auf einem halbstreng informationseffizienten Kapitalmarkt Informationen zu publizieren, wenn sie aktienkursorientiert entlohnt werden.
Aus der Verschleierung der Informationen kann gegebenenfalls auf besonders schlechte Optionspläne geschlossen werden (unraveling-Prinzip), vgl. Wagenhofer/ Ewert (2003), S. 287–292 m.w.N. Für diese Unternehmen müsste dann der Kursabschlag steigen, so dass wieder ein Teil dieser Unternehmen auf die Verschleierungsstrategie verzichtet, und so weiter, bis alle Unternehmen transparente Angaben machen. Hier soll nun davon ausgegangen werden, dass Unternehmen mit schlechten Optionsplänen generell durch eine schlechte Corporate Governance gekennzeichnet sind und überproportional hohe Kosten der Informationsproduktion besitzen. Diese Kosten können aus schlampiger Dokumentation entstehen oder aber auf Arbeitsleid unengagierter Manager bei der Informationsproduktion beruhen (diese Manager sind in Optionen ohnehin überentlohnt). Dies wird hier durch ein einmaliges Festlegen des generellen (durchschnittlichen) Kursabschlags für jedes Unternehmen durch den Markt modelliert. Vgl. auch Wagenhofer/Ewert (2003), S. 292–294 zum Zusammenbruch des unraveling-Prinzips bei Auftreten von Kosten der Publizität.
Vgl. Nagar/ Nanda/ Wysocki (2003), S. 286 m.w.N.
In der empirischen Analyse wird durch RankT und RankP (vgl. Abschnitt B.III.5) operationalisiert. Mit steigendem Rang (höherer Zahl) reduziert sich die Anreizkompatibilität ordinal.
Vgl. Spence (1973), S. 361–363; vgl. auch Ewert (1999), S. 40–41. Vgl. auch modelltheoretisch Forker (1992), S. 114–116 allerdings ohne explizite Unterscheidung der Ausgestaltung der Optionspläne. Insofern wird dort nur ein generell optimales Publizitätsniveau zu Mitarbeiteroptionen aber kein Separating Gleichgewicht ermittelt. Vgl. ebenso verbal Conyon/Mallin/Sadler (2002), S. 96–97.
Vgl. auch Spence (1973), S. 363–367.
Vgl. Wagenhofer/ Ewert (2003), S. 252–254 zu diesen Gleichgewichtsbegriffen.
Vgl. auch Wagenhofer/ Ewert (2003), S. 291–292.
Hinsichtlich des Mißtrauens dürfte diese Bedingung für die vorliegende Stichprobe gegeben sein, vgl. Gliederungspunkt D.I.
Diese Bedingung ist für die vorliegende Stichprobe erfüllt, vgl. Gliederungspunkt G.I.1.2.
Vgl. Marston/ Shrives (1991), S. 196; vgl. Botosan (1997), S. 325, 335.
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(2007). Begründung der Verhaltensrisiko-Hypothese. In: Verhaltens- und Modellrisiken bei der Bewertung von Executive Stock Options. DUV. https://doi.org/10.1007/978-3-8350-5433-2_4
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