Zusammenfassung
Der vorliegende Aufsatz untersucht den Einfluss von Aufsichtsratsvernetzungen auf die Entwicklung der Vorstandsbezüge von DAX-Unternehmen. Die kombinierte Anwendung von Methoden der sozialen Netzwerkanalyse und der Panelökonometrie erleichtert die Erfassung der Struktur der Aufsichtsratsverflechtungen, die Identifikation der daraus resultierenden Verhandlungsmacht sowie die Messung ihrer Wirkung auf Vorstandsgehälter. Die Aufsichtsratsnetze bilden die Datenbasis zur Erstellung von direkten und indirekten Netzwerkvariablen. Anhand von Fixed- und Time-Effects Panel-Schätzungen wird die Performance der Unternehmen berücksichtigt und der Einfluss von Netzwerkvariablen auf die Höhe der Vorstandsbezüge getestet. Die Vorstandsgehälter eines Unternehmens steigen mit der Zahl der wahrgenommenen Aufsichtsratsmandate in anderen Unternehmen und sinken mit der Zahl fremder Vorstände im eigenen Aufsichtsrat. Der Wechsel eines ehemaligen Vorstandsvorsitzenden an die Aufsichtsratsspitze führt nicht zu signifikant höheren Vorstandsgehältern.
Abstract
This article examines the development of executive compensation of the German DAX corporations from 2001 to 2006. A higher executive compensation requires an approval of the supervisory board. Accordingly, we investigate the social network of the board of directors of these companies and use several variables describing the structure of this network as covariates of the development of the executive compensation in a panel analysis. Fixed and time effects panel estimations imply that a rising number of executives in the supervisory board of other companies results in increasing compensation. By contrast, executive compensation decreases when the supervisory board of the respective company is controlled by a growing number of executives from foreign companies.
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Notes
Vgl. z. B. Wooldridge (2002) für die Herleitung des „Omitted Variable Bias“ und die Berücksichtigung unbeobachtbarer Heterogenität mittels Panelökonometrie.
Bebchuk und Fried (2005) nennen als Gründe für Machtgewinn und Gehaltszuwächse unter anderem „Freundschaft und Loyalität“, „Kollegialität und Autorität“, „kognitive Dissonanz und Solidarität“ und „Sperrklinkeneffekte“ (Ratcheting), wobei insbesondere bei den Punkten „Kollegialität und Autorität“ sowie „kognitive Dissonanz und Solidarität“ auf die Aufsichtsratverflechtung mit fremden Vorständen im eigenen Aufsichtsrat hingewiesen wird (die in der vorliegenden Arbeit im Mittelpunkt steht).
Wörtlich heisst es bei Bebchuk und Fried (2005, S. 15): „The managerial power approach predicts that executives who have more power should receive higher pay – or pay that is less sensitive to performance – than their less powerful counterparts“. In Abgrenzung zu der Kollusionshypothese bedeutet entsprechend eine steigende Zahl von fremden Vorstandsmitgliedern im Aufsichtsrat nicht unbedingt einen gehaltsrelevanten Vorteil sondern eventuell im Gegenteil einen Nachteil, da die eigenständige Gegenposition des Aufsichtsrats gegenüber dem Vorstand gestärkt wird.
„For us, the ‚smoking gun‘ of managerial influence over pay is not high levels of pay, but rather such things as the correlation between power and pay […]“ (Bebchuk and Fried, 2005, S. 15). Die Autoren untermauern ihre Vermutung mit anekdotischer Evidenz, z. B. hinsichtlich der Mehrzahlung bei „schwachen“ Aufsichtsräten, oder umgekehrt, bei relativ geringer Entlohnung in Gegenwart starker Aufsichtsräte oder bei effektiver Kontrolle durch einflussreiche Anleger.
Im Appendix in Tab. 8 sind die im Text verwendeten Abkürzungen der Unternehmensnamen ausgeschrieben.
Wegen eines extremen Ausreißers -Verlust bei der Deutschen Telekom im Jahre 2002 – wird jedoch für das betroffene Unternehmen in der ökonometrischen Analyse (s. u.) auf diese Datenstruktur verzichtet.
Hierzu hat maßgeblich der bis dato historisch höchste Verlust beigetragen, den jemals ein DAX-Unternehmen vermeldet hat, nämlich der Verlust der Deutschen Telekom im Jahre 2002 in Höhe von rund 27 Mrd. Euro (in Folge der Börsenkrise 2001/02 und vor allem aufgrund der Sonderabschreibungen für UMTS-Lizenzen und Auslandstöchter).
Unternehmen, deren Vorstände in die Aufsichtsräte anderer Unternehmen berufen wurden.
Die exakten Dichtewerte betragen 0,0736 im Jahr 2001, 0,0747 im Jahr 2003 und 0,0609 im Jahr 2005. Erfahrungsgemäß weisen viele soziale Netzwerke kleinere Dichtewerte auf.
Die Korrelationskoeffizienten betragen 0,8482 bzw. 0,8383. Die OutDegree-Closeness-Zentralität von Person i ist definiert als
\( {C_i} = {{(g - 1)} \mathord{\left/ {\vphantom {{(g - 1)} {\sum\limits_{j = 1}^g {d(i,\,j)} }}} \right. \kern-\nulldelimiterspace} {\sum\limits_{j = 1}^g {d(i,\,j),} }} \), wobei g die Zahl der Akteure im Netzwerk angibt und d(i, j)den kürzesten Weg zwischen Person i und Person j repräsentiert (vgl. Wasserman u. Faust 1994).
Es ist bei der Interpretation zu beachten, dass es sich bei der abhängigen Variablen stets um das durchschnittliche Vorstandsgehalt eines DAX-Unternehmens handelt, nicht um individuelle Gehälter.
Der einfache Vergleich der Mittelwerte zeigt einen deutlichen Gehaltsvorsprung der Vorstände der NYSE-notierten Unternehmen, der im Durchschnitt der Jahre 2001 bis 2006 404,6 Tsd. Euro betrug.
Vgl. dazu ausführliche Darstellungen in Lehrbüchern zur Ökonometrie wie z. B. Wooldridge (2002).
F-Tests ergeben die Signifikanz der Fixed-Effects.
Zu beachten ist jedoch, dass der Hausman-Test ein asymptotischer Test ist, so dass bei lediglich 30 Querschnittseinheiten die asymptotischen Verteilungen (Normalverteilung bei direktem Parametervergleich, Chi-Quadrat-Verteilung bei Vektorvergleich) nicht unbedingt gültig sind (vgl. Wooldridge, 2002, S. 288 ff.). Umso stärker wiegt deshalb die auch sichtbar große Ähnlichkeit und Robustheit der FE- und RE-Schätzungen.
Auch die allgemeine Entwicklung des DAX kommt als Begründung der unerklärten Jahreseffekte nicht in Frage, da schon allein die Jahresdurchschnitte des DAX der Jahre 2001 bis 2003 fallend waren, die Jahreskonstanten hingegen einen kontinuierlich ansteigenden Verlauf aufwiesen. Zum Vergleich hier die Durchschnittswerte des DAX-Performance-Index der Jahre 2001 bis 2006: 5.612 (2001), 4111 (2002), 3205 (2003), 3984 (2004), 4706 (2005) und 5962 (2006) (Quelle: Online-Service der Deutschen Bundesbank).
Der Appendix enthält die Schätzungen als FE-Modell, in der die zentralen Schlussfolgerungen in konsistenter Weise bestätigt werden.
Von den insgesamt 180 Beobachtungen (30 Unternehmen verteilt auf 6 Jahre) weisen 142 Beobachtungen keine Zyklen auf, bei 31 Beobachtungen ist ein Zyklus, bei 6 sind 2 und bei 3 ist ein Zyklus feststellbar.
In einer weiteren Sensitivitätsanalyse (ohne Tabelle) wurde eine etwaige Sonderrolle der Untergruppe der Banken und Versicherungen untersucht, die laut deskriptiver Analyse eine besonders starke Verflechtung aufweisen. Schätzungen auf der Grundlage der RE-Spezifikation (5) in Tab. 6, in der abweichend von der Basisspezifikation eine Indikatorfunktion für Banken und Versicherungen (bestehend aus Allianz, Commerzbank, Deutsche Bank, HypoVereinsbank und Münchener Rück) eingeführt wurde, ergaben keine signifikante Abweichung von den Ergebnissen der Gruppe der übrigen Unternehmen. Schätzungen von Tab. 6 und Tab. 7 in alternativer semilogarithmischer Form (Vorstandsgehälter werden logarithmiert, die erklärenden Variablen hingegen nicht, so dass sich die Effekte der Veränderungen der erklärenden Variablen in prozentualen Gehaltssteigerungen ablesen lassen) weisen gleichfalls auf die Robustheit der Ergebnisse hin.
Wir danken Stefan Winter und Bahareh Gondani sowie zwei anonymen Gutachtern für zahlreiche Hinweise und Kommentare.
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Appendices
Appendix
Zur Gehaltsentwicklung von Vorständen, wenn ehemalige Vorstandsvorsitzende als Aufsichtsratsvorsitzende fungieren („ARV = VV“)
Im Text wird argumentiert, dass eine ökonometrische Spezifikation ohne Zeiteffekte fehlspezifiziert ist, so dass Resultate mit einem signifikanten Koeffizienten der Indikatorvariablen „ARV = VV“ als Scheinkorrelation zu interpretieren sind. Um dieses Ergebnis zu untermauern, werden in Tab. 11 die zeitlichen Entwicklungen der durchschnittlichen Vorstandsgehälter dargestellt, und zwar einmal für jene Unternehmen, in denen ehemalige Vorstandsvorsitzende als Aufsichtsratsvorsitzende fungieren, und zum anderen für jene Unternehmensgruppe, für die das nicht der Fall war. Weiterhin wird die generelle, im Zeitablauf zunehmende Tendenz, den Aufsichtsratsvorsitz mit dem ehemaligen Vorstandsvorsitzenden zu besetzen, dargestellt, und zwar als absoluter Anteil an allen 30 DAX-Unternehmen.
Es ist leicht ersichtlich, dass sowohl die Anzahl der Unternehmen mit ARV = VV als auch die Gehälter steigen, so dass in der Tat ein (vordergründiger) Zusammenhang zwischen der Tendenz, den Vorsitz des Aufsichtsrates mit einem ehemaligen Vorstandsvorsitzenden zu besetzen, und der Gehaltsentwicklung besteht. Jedoch zeigen die beiden letzten Spalten der Tab. 11, dass es zumindest im Niveau der Gehälter keinen Vorteil für die betreffende Gruppe von Unternehmen mit ehemaligen Vorständen im Aufsichtsrat gibt.
Ein FE-Modell bzw. eine „Within-Regression“ ohne Berücksichtigung von Zeiteffekten, vgl. Gleichung (1), würde folglich die Gehaltssteigerungen „innerhalb“ der Unternehmen der Variablen „ARV = VV“ zuschreiben. Bei Vernachlässigung jeglicher sonstiger erklärender Variablen ergäbe sich so das FE-Ergebnis:
wobei in Klammern zugehörige Standardfehler aufgelistet sind. Der vermutete Einfluss des ehemaligen Vorstandsvorsitzenden im Aufsichtsrat, der höhere Gehälter begünstigt, wäre somit hochsignifikant bestätigt. Nimmt man jedoch als konkurrierende Erklärung unspezifische allgemeine Gehaltssteigerungen hinzu, die als jährlicher Durchschnittswert wohlgemerkt nicht nur bei den Unternehmen mit der Sonderrolle der ehemaligen Vorstandsvorsitzenden anfallen, sondern auch bei den übrigen Unternehmen in der selben Weise und in gleicher Höhe zur Varianzerklärung herangezogen werden, so ergibt sich folgende FE-Regression – wie zuvor unter Verzicht jeglicher weiterer Erklärungsfaktoren:
Die (weggelassene) Referenzdummy t01 indiziert das Jahr 2001, die einbezogenen Jahresdummies t02 bis t06 messen den durchschnittlichen Zuwachs in Tsd. Euro gegenüber dem Jahre 2001. Offensichtlich hat die Dominanz der gemeinsamen Gehaltssteigerung die Signifikanz von „ARV = VV“ unterdrückt, deren t-Wert nun nahezu null ist.
Weiterhin müsste bei Zutreffen der Hypothese, dass die Situation „ARV = VV“ mit höheren Vorstandsgehältern assoziiert ist, bei jenen Unternehmen, für die innerhalb des Beobachtungszeitraums eine Neubesetzung des Aufsichtsratsvorsitzes mit einem ehemaligen Vorstandsvorsitzenden stattgefunden hat, nach dem Wechsel ein höheres Gehalt messbar sein. Für die Überprüfung dieser Frage dient eine Dummyvariable, die sich auf alle Unternehmen konzentriert, für die innerhalb der 6 Jahre zwischen 2001 und 2006 ein Wechsel des Aufsichtsrats von „ARV = VV“ = 0 zu ARV = VV“ = 1 stattgefunden hat. Diese Dummyvariable, „Antritt“, nimmt für alle Beobachtungen des Unternehmens nach dem Jahr des Wechsels (inklusive des Wechseljahres) den Wert 1 an, alle anderen Beobachtungen erhalten den Wert 0 (das gilt selbstverständlich auch für jene Unternehmen, bei denen während des gesamten Zeitraums keine Änderung anfällt, also auch für jene mit durchgehend „ARV = VV“ = 1). Von der Indizierung bzw. von der Situation nach einem solchen Wechsel des AR-Vorsitzenden sind immerhin 18.9% aller 180 Beobachtungen betroffen. Das FE-Ergebnis bestätigt auf den ersten Blick die strittige Hypothese:
Jedoch relativiert eine Gegenprobe unter Verwendung einer Dummyvariable „Abtritt“, die sich analog zum vorherigen Vorgehen nun auf alle Unternehmen konzentriert, für die innerhalb der 6 Jahre zwischen 2001 und 2006 ein Abtritt des ehemaligen Vorstands als Aufsichtsratsvorsitzenden von „ARV = VV“ = 1 zu ARV = VV“ = 0 stattgefunden hat, die Tragfähigkeit des Ergebnisses, wobei diese Situation für 8 Beobachtungen in zwei Unternehmen zutrifft:
Entgegen der Erwartung eines im Sinne der zu überprüfenden Hypothese signifikant negativen Vorzeichens ist der Schätzkoeffizient von „Abtritt“ gleichfalls positiv, wenn auch nur in schwach signifikanter Weise.
Wie anhand der vorherigen Resultate zu vermuten, werden beide „Antritt-„ und „Abtritt“-Indikatoren insignifikant, sobald für unbeobachtete Zeiteffekte kontrolliert wird. Nachfolgend exemplarisch nur das Ergebnis für „Antritt“:
Es hat also zweifellos eine starke Aufwärtsbewegung der Vorstandsgehälter stattgefunden, man findet jedoch kein Indiz dafür, dass der Wechsel ehemaliger Vorstandsvorsitzender an die Spitze des Aufsichtsrates ein signifikanter treibender Faktor dieser Gehaltsentwicklung sein könnte.
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Entorf, H., Gattung, F., Möbert, J. et al. Aufsichtsratsverflechtungen und ihr Einfluss. Z Betriebswirtsch 79, 1113–1141 (2009). https://doi.org/10.1007/s11573-009-0309-y
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