3D-Diversifikation und Unternehmenserfolg : die Erfolgswirkung der horizontalen, geografischen und vertikalen Diversifikation deutscher Aktiengesellschaften 9783835091238, 3835091239 [PDF]

Zitiervorschau

Axel Jansen 3D-Diversifikation und Unternehmenserfolg

GABLER EDITION WISSENSCHAFT

Axel Jansen

3D-Diversifikation und Unternehmenserfolg Die Erfolgswirkung der horizontalen, geografischen und vertikalen Diversifikation deutscher Aktiengesellschaften

Miteinem Geleitwortvon Prof. Dr. Johannes Schneider

Deutscher Universitats-Verlag

Bibliografische information Der Deutschen Bibliothek Die Deutsche Bibliothek verzeichnet diese Publikation in der Deutschen Nationalbibliografie; detaillierte bibliografische Daten sind im Internet uber abrufbar.

Dissertation Kath. Universitat Eichstatt-lngolstadt 2005

I.Auflage April 2006 Alle Rechte vorbehalten © Deutscher Universitats-Verlag I 6WV Fachverlage GmbH, Wiesbaden 2006 Lektorat: Ute Wrasmann / Stefanie Brich Der Deutsche Universitats-Verlag ist ein Unternehmen von Springer Science+Business Media, www.duv.de Das Werk einschliel^lich ailer seiner Teile ist urheberrechtlich geschiitzt. Jede Verwertung auBerhalb der engen Grenzen des Urheberrechtsgesetzes ist ohne Zustimmung des Verlags unzulassig und strafbar. Das gilt insbesondere fiir Vervielfaltigungen, Ubersetzungen, Mikroverfilmungen und die Einspeicherung und Verarbeitung in elektronischen Systemen. Die Wiedergabe von Gebrauchsnamen, Handelsnamen, Warenbezeichnungen usw. in diesem Werk berechtigt auch ohne besondere Kennzeichnung nicht zu der Annahme, dass solche Namen im Sinne der Warenzeichen- und Markenschutz-Gesetzgebung als frei zu betrachten waren und daher von jedermann benutzt werden diirften. Umschlaggestaltung: Regine Zimmer, Dipi.-Designerin, Frankfurt/Main Druck und Buchbinder: Rosch-Buch, ScheSlitz Gedruckt auf saurefreiem und chlorfrei gebleichtem Papier Printed in Germany ISBN-10 3-8350-0294-5 ISBN-13 978-3-8350-0294-4

Geleitwort In der vorliegenden Dissertationsschrift hat Herr Dr. Jansen eine umfassende Untersuchung uber die Erfolgswirkung von Diversifikationsstrategien vorgelegt. Seine Analyse erstreckte sich auf Strategien der horizontalen, vertikalen und geographischen Diversifikation. Die Untersuchung greift die Erkenntnisse der einschlSgigen, insbesondere auch der angelsachsischen Forschung zu diesem Thema auf und kann sowohl in theoretischer als auch in empirischer Hinsicht eine Reihe interessanter und origineller neuer Erkenntnisse bieten. In theoretischer Hinsicht muB man insbesondere seine Ansatze zur Erfassung der Erfolgswirkung hervorheben. Die empirische Analyse iibertrifft die vorliegenden Untersuchungen zum deutschen Markt nach Umfang der beriicksichtigten Diversifikationsstrategien, aber auch nach Quantitat und Qualitat des vorbildlich und akribisch aufgearbeiteten Datensatzes deutlich. Die aufgrund des umfangreichen Datensatzes mogliche Segmentierung der Untersuchung auf verschiedene Industriesektoren zeigt, daB die Erfolgswirkungen der Diversifikationsstrategien keineswegs homogen sind. Neben diesen sektoralspezifischen Effekten zeigt die Arbeit auch auf aggregiertem Niveau eine Reihe von keineswegs trivialen und selbstverstandlichen Effekten auf Abgesehen von einigen gewichtigen Nuancierungen und Differenzierungen bestatigt die Arbeit den finanztheoretischen Skeptizismus gegentiber Diversifikationsstrategien, die in Theorie und Praxis haufig zu optimistisch beurteilt werden.

Prof Dr. Johannes Schneider

Vorwort Ich mochte an dieser Stelle all jenen meinen Dank aussprechen, die mir die Umsetzung der Promotionsarbeit erleichtert haben. Mein ausdrucklicher Dank gilt der Boston Consulting Group fiir die Inspiration zu diesem Projekt, der Deutsche Bank Consult ftir die Unterstutzung bei der Erstellung des Datensatzes und vor allem Professor Dr. Johannes Schneider fur die intellektuelle Begleitung und seine selbstlose Unterstiitzung. Die Promotion wurde daruber hinaus von der Friedrich-Naumann-Stiftung mit Mitteln des Bundesministeriums ftir Bildung und Forschung gefordert.

Axel Jansen

Inhaltsverzeichnis Inhaltsverzeichnis

IX

Abbildungsverzeichnis

XIII

Abkiirzungsverzeichnis

XVII

Symbolverzeichnis 1 Einleitung

XIX I

1.1 Uberblick tiber die Diversifikationsforschung

1

1.2 Einordnung des Untersuchungsgegenstandes

4

1.3 Die weitere Vorgehensweise

6

2 Konzeptionelle Grundlagen: Diversiflkation und Unternehmenserfolg

7

2.1 Der Begriff der Diversiflkation

7

2.1.1 Traditionelle Konzepte

7

2.1.2 Eine umfassende Interpretation

10

2.2 Die Quellen des Untemehmenserfolges

13

2.2.1 Vollstandiger Wettbewerb als Referenzmodell

13

2.2.2 Marktimperfektionen und ubemormaler Unternehmenserfolg

16

3 Erklarungsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien 3.1 Das Streben nach leistungswirtschaftlicher Effizienz 3.1.1 Statische Subadditivitaten

21 21 22

3.1.1.1 Verbund-und Gr6Beneffekte

22

3.1.1.2 Intemalisierung extemer Effekte

24

X

Inhaltsverzeichnis

3.1.2 Der Transaktionskostenansatz

27

3.1.2.1 Statische Subadditivitaten und Transaktionskosten

27

3.1.2.2 Die Kritik am Transaktionskostenansatz

30

3.2 Das Streben nach finanzwirtschaftlicher Effizienz

33

3.2.1 Das Motiv der Unsicherheitsreduktion

33

3.2.1.1 Unsicherheit und das Kapitalmarktgleichgewicht

34

3.2.1.2 Die Risikowirkung der Diversifikation auf Untemehmensebene

36

3.2.2 Interne vs. exteme Kapitalmarkte

38

3.2.2.1 Ressourcenallokation in intemen Kapitalmarkten

38

3.2.2.2 Die Endogenitat der Diversifikationsentscheidung

41

3.3 Erklarungsansatze fiir nicht-effiziente Diversifikationsstrategien

43

3.3.1 Das Streben nach Marktmacht

43

3.3.1.1 Marktmacht in homogenen Geschaftsfeldem

44

3.3.1.2 Marktmacht durch Diversifikation

46

3.3.2 Der Prinzipal-Agenten-Ansatz

49

3.3.2.1 Einftihrung in die Prinzipal-Agenten-Problematik

49

3.3.2.2 Prinzipal-Agenten-Ansatz und Diversifikation

52

3.4 Zusammenfassende Bewertung der vorgestellten Erklarungsansatze

54

3.4.1 Zusammenfassung der Diversifikationsmotive

55

3.4.2 Die Erfolgswirkung der einzelnen Erklarungsansatze

56

3.4.3 Der erfolgswirksame Gesamteffekt der Diversifikation

59

4 Empirische Messung von Diversifikation und Unternehmenserfolg

63

4.1 Die Messung der Untemehmensdiversifikation

63

4.1.1 Grundlagen der Diversifikationsmessung

64

4.1.1.1 Qualitativ-kategoriale Methoden

64

4.1.1.2 Quantitativ-kontinuierliche Methoden

67

Inhaltsverzeichnis

4.1.2 Messung der horizontalen und geographischen Diversifikation

XI

70

4.1.2.1 Die Identifikation der Merkmalstrager

70

4.1.2.2 MaBe der absoluten Diversitat

73

4.1.2.3 Die Erfassung der Verbundenheit von Segmenten

77

4.1.2.4 Mehrdimensionale Messung

82

4.1.3 Messung der vertikalen Diversifikation

86

4.1.3.1 Kennzahlen der JahresabschluBanalyse

86

4.1.3.2 Input-Output-Relationen

89

4.2 Die Messung des Untemehmenserfolges

92

4.2.1 StromgroBenorientierte Kennzahlen

93

4.2.1.1 Rentabilitatskennzahlen

93

4.2.1.2 Rendite-Risiko-Relationen

96

4.2.2 Wertorientierte MaBe 4.2.2.1 Tobin'sq 4.2.2.2 Das Prinzip des Excess Value 4.3 Zusammenfassende Bewertung der vorgestellten Mefitechniken

98 99 101 103

4.3.1 Qualitativ-kategorialer vs. quantitativ-kontinuierlicher Ansatz

103

4.3.2 Beispielrechnung der absoluten DiversitatsmaBe

105

4.3.3 Bewertung ausgewahlter MeBtechniken

107

5 Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

Ill

5.1 Vorbereitung der Datenanalyse

Ill

5.1.1 Erhebung der Stichprobe

Ill

5.1.2 Ermittlung des Diversifikationsgrades

114

5.1.3 Berechnung weiterer Kennzahlen

119

5.1.4 Messung des Untemehmenserfolges

121

XII

Inhaltsverzeichnis

5.2 Durchfiihrung der Datenanalyse 5.2.1 Einleitende Statistiken

123 124

5.2.1.1 GeschaftsverlaufundDiversifikationsverhalten

124

5.2.1.2 Unterscheidung von Old und New Economy

127

5.2.1.3 Rangkorrelationsanalysen der metrischen Variablen

130

5.2.2 Untersuchung der einzelnen Dimensionen

134

5.2.2.1 Erfolgswirkung in der horizontalen Dimension

134

5.2.2.2 Erfolgswirkung in der geographischen Dimension

142

5.2.2.3 Erfolgswirkung in der vertikalen Dimension

147

5.2.3 Das Zusammenwirken der Dimensionen

154

5.2.3.1 Interaktion von horizontaler und geographischer Dimension

155

5.2.3.2 Interaktion von geographischer und vertikaler Dimension

159

5.2.3.3 Interaktion von horizontaler und vertikaler Dimension

163

5.2.4 Weiterfuhrende Analysen der Erfolgswirkung

167

5.2.4.1 Die Bedeutung der GeschaftsfeldgroBe

168

5.2.4.2 Diversifikation und der Prinzipal-Agenten-Ansatz

171

5.2.4.3 Diversifikation als dynamische Strategic

173

5.2.5 Die Validitat der ErfolgsgroBe

176

5.2.5.1 Gegeniiberstellung der Rechnungslegungsstandards

176

5.2.5.2 Robustheit der empirischen Resultate

180

5.2.5.3 Gegenuberstellung der Konzepte des Excess Value

185

6 Zusammenfassung und Ausblick

191

Anhangsverzeichnis

197

Literaturverzeichnis

229

Abbildungsverzeichnis Abbildung 1:

Felder der Diversifikationsforschung

5

Abbildung 2:

Vektordarstellung der Diversifikation

8

Abbildung 3:

Die strategischen Dimensionen auf Gesamtuntemehmensebene

12

Abbildung 4:

Angebotsfunktion und Renten im vollstandigen Wettbewerb

15

Abbildung 5:

Komponenten der gleichgewichtigen Untemehmensrente

18

Abbildung 6:

Ermittlung des optimalen Diversifikationsgrades

60

Abbildung 7:

Bildung der Diversifikationskategorien nach Rumelt

66

Abbildung 8:

Bildung der Diversifikationskategorien nach Buhner

67

Abbildung 9:

Hierarchie der WZ-03-Systematik

72

Abbildung 10

Geographische Klassifikation nach Ronen/Shenkar

73

Abbildung 11

Beispielhafte Berechnung der betrieblichen Wertschopfungstiefe

87

Abbildung 12

Gegenuberstellung der absoluten Di versitatsmafie

106

Abbildung 13

Gegeniiberstellung von HH- und Entropie-Index

107

Abbildung 14

Auswahlkriterien und Stichprobenumfang

113

Abbildung 15

Die Verbundenheit der vertikalen Diversifikation

118

Abbildung 16:

Allgemeine Untemehmenskennzahlen - deskriptiv

125

Abbildung 17

Diversifikationsmafie - deskriptiv

126

Abbildung 18

Branchenstruktur der Stichprobe

128

Abbildung 19

Allgemeine Untemehmenskennzahlen in Old und New Economy

129

Abbildung 20

DiversifikationsmaBe in Old und New Economy

130

Abbildung 21

Rangkorrelationsanalysen der DiversifikationsmaBe zum EEV

131

Abbildung 22

Rangkorrelationsanalysen der allgemeinen Kennzahlen zum EEV

132

Abbildung 23

Rangkorrelationsanalysen aller metrischen MaBe in 2000

133

Abbildung 24

Haufigkeiten der horizontalen Kategorien

137

Abbildung 25

Diversifikationsgrade innerhalb der horizontalen Kategorien

137

Abbildung 26

EEVs der horizontalen Kategorien

138

Abbildung 27

Haufigkeiten der horizontalen Dummy-Variablen

139

Abbildungsverzeichnis

XIV

Abbildung 28:

EEVs fur die horizontale Dummy-Variable

140

Abbildung 29:

Regressionsanalysen in der horizontalen Dimension

141

Abbildung 30:

Haufigkeiten der geographischen Kategorien

144

Abbildung 31:

EEVs der geographischen Kategorien

145

Abbildung 32:

Regressionsanalysen in der geographischen Dimension

146

Abbildung 33:

Haufigkeiten der vertikalen Kategorien

149

Abbildung 34:

EEVs der vertikalen Kategorien

150

Abbildung 35:

Regressionsanalysen in der vertikalen Dimension

151

Abbildung 36:

Regressionsanalysen in der vertikalen Dimension - Old Economy

152

Abbildung 37:

Regressionsanalysen in der vertikalen Dimension - New Economy

153

Abbildung 38:

Haufigkeiten der horizontal-geographischen Kategorien

157

Abbildung 39:

EEVs der horizontal-geographischen Kategorien

157

Abbildung 40:

Regressionsanalysen der horizontal-geographischen Kategorien

159

Abbildung 41:

Haufigkeiten der geographisch-vertikalen Kategorien

161

Abbildung 42:

EEVs der geographisch-vertikalen Kategorien

162

Abbildung 43:

Regressionsanalysen der geographisch-vertikalen Kategorien

163

Abbildung 44:

Haufigkeiten der horizontal-vertikalen Kategorien

165

Abbildung 45:

EEVs der horizontal-vertikalen Kategorien

166

Abbildung 46:

Regressionsanalysen der horizontal-vertikalen Kategorien

167

Abbildung 47:

EEVs der GroBenkategorien - gesamte Stichprobe

169

Abbildung 48:

EEVs der GroBenkategorien - Old Economy

170

Abbildung 49:

EEVs der GroBenkategorien - New Economy

170

Abbildung 50:

Kennzahlen der Aktionarsstruktur in 2003

172

Abbildung 51:

Rangkorrelationsanalysen der Aktionarsstruktur in 2003

173

Abbildung 52:

Regressionsanalyse der StromgroBen 2001-2003

175

Abbildung 53:

Haufigkeiten der Rechnungslegungsstandards

177

Abbildung 54:

Median von MB(EK) je Rechnungslegungsstandard

179

Abbildung 55:

Mittelwert des EEV je Rechnungslegungsstandard

180

Abbildungsverzeichnis

XV

Abbildung 56

Horizontale Regressionsanalysen mit HGB-Dummy

183

Abbildung 57

Horizontale Regressionsanalyse - EEV bereinigt

184

Abbildung 58:

Horizontal-geographische Regressionsanalyse - EEV bereinigt

185

Abbildung 59

Gegentiberstellung der Excess Values im Jahr 2000 -1

188

Abbildung 60

Gegeniiberstellung der Excess Values im Jahr 2000 - II

189

Abkiirzungsverzeichnis CAPM

= Capital Asset Pricing Model

DFI

= Degree of Foreign Involvement

EBIT

= Earnings before Interest and Tax

EEntV

= Excess Enterprise Value

EEV

= Excess Equity Value

EFV

= Excess Firm Value

GAAP

= Generally Accepted Accounting Principles

HGB

= Handelsgesetzbuch

HH

= Hirschman-Herfindahl

HTR

- Hall-Tideman-Rosenbluth

IAS

= International Accounting Standard

IFRS

= International Financial Reporting Standard

KD

= Kwoka-Dominanz

MB

= Market-to-Book

RC

= Related Constrained Ratio

RR

= Related Ratio

SIC

= Standard Industrial Classification

SR

= Specialization Ratio

VR

= Vertical Ratio

WZ-03

= Klassifikation der Wirtschaftszweige - Ausgabe 2003

Symbolverzeichnis BS

= Bilanzsumme

C/GK

= Liquiditatsquote

CI

= Concentric-Index

CR

= Konzentrationsrate

CRovgeo

= Konzentrationsrate der verbundenen geographischen Diversifikation

CREIG

= Anteil des groBten Aktionars am Aktienkapital

CRFF

= Anteil des Streubesitzes am Aktienkapital

DIV

= Normierte Anzahl der Segmente

Dummyhor

= Dummy-Variable der horizontalen Diversifikation

DummysEG

== Dummy-Variable der unverbundenen vertikalen Diversifikation

E

= Entropie-Index

EBIT/GK

- EBIT-Ratio

EDT

= Entropie-Index der totalen Diversifikation

EoTHorGco

= Entropic-Indcx der totalen horizontal-geographischen Diversifikation

EDU

= Entropie-Index der unverbundenen Diversifikation

Eougco

= Entropie-Index der unverbundenen geographischen Diversifikation

Eouhor

= Entropie-Index der unverbundenen horizontalen Diversifikation

EDV

= Entropie-Index der verbundenen Diversifikation

Eovgco

= Entropie-Index der verbundenen geographischen Diversifikation

Eovhor

= Entropie-Index der verbundenen horizontalen Diversifikation

EEntV

= Excess Enterprise Value

EEV

= Excess Equity Value

EFV

= Excess Firm Value

EK/FV

= Eigenkapitalquote zu Buchwerten (ohne Minderheitenanteile)

EK*^Bw

= Buchwert des Eigenkapitals (ohne Minderheitenanteile)

EK^Mw

= Marktwert des Eigenkapitals (ohne Minderheitenanteile)

EK*^Bw

= Buchtwert der Minderheitenanteil a m Eigenkapital

XX

Symbolverzeichnis

EKMW

= Marktwert des Eigenkapitals

EKR

= Eigenkapitalrendite

FK/GK

= Fremdkapitalquote

FKBW

= Buchwert des Fremdkapitals

FV

= Firm Value

GK

= Gesamtkapital

GKR

= Gesamtkapitalrendite

HH

= Hirschman-Herfindahl-Index

HHDT

= HH-Index der totalen Diversifikation

HHoThor

= HH-Index der totalen horizontalen Diversifikation

HHoTHorGeo

= HH-Indcx der totalen horizontal-geographischen Diversifikation

HHDU

= HH-Index der unverbundenen Diversifikation

HHougeo

= HH-Index der unverbundenen geographischen Diversifikation

HHouhor

= HH-Index der unverbundenen horizontalen Diversifikation

HHDV

^ HH-Index der verbundenen Diversifikation

HHovhor

= HH-Index der verbundenen horizontalen Diversifikation

HHEIG

= HH-Index (nicht transformiert) der Eigentiimerstruktur

HTR

= Hall-Tideman-Rosenbluth-Index

INV/GK

= Investitionsquote

Katgeo

= Kategoriale Variable der geographischen Diversifikation

KatoeoBw

= Kategoriale Variable der geographisch-vertikalen Diversifikation

Kathor

= Kategoriale Variable der horizontalen Diversifikation

KatHorBw

= Kategoriale Variable der horizontal-vertikalen Diversifikation

KatHoKjeo

= Kategoriale Variable der horizontal-geographischen Diversifikation

Katvert

= Kategoriale Variable der vertikalen Diversifikation

KD

= Kwoka-Dominanz-Index

MB (EK)

= Market-to-Book-Ratio des Eigenkapitals

RTSR

= Relative Total Shareholder Return

Symbolverzeichnis

TSR

= Total Shareholder Return

UR

= Umsatzrendite

US

= Umsatzerlose auf Gesamtuntemehmensebene

USAGR

= Jahrliche Wachstumsrate der Gesamtumsatzerlose

USEUR

= Umsatzerlose innerhalb Europas

USGF

= Umsatzerlose des groBten homogenen Geschaftsfeldes

USmaxwz-03

= Umsatzerlose der groBten WZ-03-Gruppe

VA

= Value Added

VIBUZZ

= Value Added nach Buzzel

VIBW

= Grad der verbundenen vertikalen Diversifikation

VIMADD

= Index der vertikalen Integration nach Maddigan

VIsEG

= Grad der unverbundenen vertikalen Diversifikation

XXI

1 Einleitung Der Erfolg der untemehmerischen Tatigkeit wird zu einem groBen Teil durch deren strategische Ausrichtung beeinfluBt. Sind die Geschaftsaktivitaten weitestgehend homogener Natur, steht vomehmlich die Wahl einer angemessenen Wettbewerbsstrategie im Fokus der Uberlegungen der Untemehmensftihrung. In diesem Fall zielt die Ausgestaltung der Untemehmensstrategie auf die Erlangung von Vorteilen gegenuber den Wettbewerbem in einem einzelnen homogenen Geschaftsfeld.' Existieren innerhalb der Grenzen eines Untemehmens mindestens zwei heterogene Gruppen von Aktivitaten, so findet der untemehmensstrategische Entscheidungsprozefi zusatzlich auf einer zweiten Ebene statt. Neben den Wettbewerbsstrategien fur die einzelnen homogenen Geschaftsfelder der Untemehmung gewinnt die Gesamtuntemehmensstrategie an Bedeutung. Diese macht eine Aussage iiber die Wahl der zu verfolgenden Geschaftsaktivitaten, den Grad der Heterogenitat und dessen Bewaltigung.^ Die strategische Ausrichtung auf Gesamtuntemehmensebene determiniert die Diversifikation der Untemehmenstatigkeit. Die umfassende Analyse der Erfolgswirkung von Diversifikationsstrategien ist der Gegenstand der hier vorliegenden Arbeit. Sich weiter der konkreten Fragestellung der Arbeit nahemd, beginnt der einleitende Teil in Kapitel 1.1 mit einem Uberblick iiber den aktuellen Stand der Erforschung von Diversifikationsstrategien und der Identifikation der wesentlichen Problemfelder dieses Forschungsfeldes. Wie in Kapitel 1.2 beschrieben, konnen daraus das Kalkiil fiir die Wahl des Untersuchungsgegenstandes und die Zielstellung der Arbeit abgeleitet werden. Der einleitende Teil schlieCt in Kapitel 1.3 mit der detaillierten Erlauterung der gewahlten Vorgehensweise fiir die weitere Bearbeitung der Aufgabenstellung.

1.1 Uberblick iiber die Diversifikationsforschung Die Frage nach der Erfolgswirkung von Diversifikationsstrategien beschaftigt wissenschaftliche Forschung und untemehmerische Praxis seit nunmehr vier Jahrzehnten. Wahrend dieses Zeitraumes haben sich verschiedene Wissenschaftszweige, insbesondere die Industrieokonomik, die Finanzierungstheorie und die strategische Managementlehre, mit der Fragestellung auseinandergesetzt.^ Der GroBteil der publizierten empirischen Studien beschrankt sich auf die Untersuchung des Phanomens der Heterogenitat des Produktionsprogramms bzw. der horizontalen'' Diversifikation von Untemehmen im angloamerikanischen Raum. Deutsche UnVgl. Porter (1987), S. 43; Andrews (1980), S. 18. Vgl. Porter (1987), S. 43; Andrews (1980), S. 18-19. Vgl. Palich/Cardinal/Miller (2000), S. 155 f; RamanujamA^aradarajan (1989), S. 523 f. Die horizontale Richtung der Diversifikation wird in diesem Zusammenhang unterschiedlich interpretiert. Vgl. Tirole (1988), S. 15. Fiir das in dieser Arbeit als horizontale Diversifikation bezeichnete Phanomen wird

2

Einleitung

temehmen waren bisher nur selten Gegenstand der empirischen Diversifikationsforschung.^ Angesichts der Vielzahl von Publikationen und des langen Zeitraumes der Bemiihungen im angloamerikanischen Raum ist bemerkenswert, daB trotz des ausgiebigen Forschungsaufwandes noch keine konvergierenden Schliisse gezogen werden konnten.^ Ein kurzer Uberblick uber die Erforschung der horizontalen Diversifikation skizziert diese Problematik. Einige friihe empirische Studien der siebziger und achtziger Jahre fanden Anhaltspunkte fur eine positive Erfolgswirkung der horizontalen Diversifikation.^ In vielen Arbeiten der strategischen Managementlehre ist zu beobachten, dai3 jene Studien neben weiteren theoretischen Uberlegungen angefuhrt werden, um die Axiomatisierung der Vorteilhaftigkeit der horizontalen Diversifikation zu begrunden.^ Der tiberwiegende Teil der theoretischen wie auch empirischen Forschungsarbeiten dieses Wissenschaftszweiges zielt folgerichtig auf die optimale Ausgestaltung der Diversifikationsstrategie ab.^ Dagegen wird in einer Vielzahl empirischer Studien der Industrieokonomik und vor allem der Finanzierungstheorie - welcher aktuell der groBte Anteil der empirischen Forschungsarbeiten entstammt - regelmaBig ein signifikanter Bewertungsabschlag horizontal diversifizierter Untemehmen festgestellt.'^ Entsprechend konzentriert sich die weitere theoretische Forschung dieser beiden Wissenschaftszweige im wesentlichen auf die Suche nach Erklarungsansatzen flir die Existenz wertmindemder Diversifikationsstrategien.'' Fur die Widerspriichlichkeit der bisherigen Ergebnisse sind verschiedene Ursachen denkbar. Sie konnte beispielsweise in der Unterschiedlichkeit der Auffassungen von dem Begriff der Diversifikation begrundet sein. Dies erklart zum Teil die strittige Frage nach der angemessenen Anwendung von MaBen der Diversifikation. Insbesondere in der strategischen Managementlehre wird die empirische MeBbarkeit von Diversifikationsstrategien und des daraus resultierenden Untemehmenserfolges gelegentlich grundsatzlich angezweifelt.'^ Zuweilen wird auch argumentiert, die Resultate empirischer Studien seien nur eingeschrankt vergleichbar, wenn deren zeitlicher und institutioneller Kontext nicht tibereinstimmt.'^ Die Abhangigkeit des Diversifikationserfolges von der Funktionsfahigkeit der Marktmechanismen

haufig auch der Begriff der Produktdiversifikation verwendet. Ansoff definiert dagegen den Begriff der horizontalen Diversifikation als Produktdifferenzierung innerhalb einer homogenen Produktlinie. Vgl. Ansoff (1958), S. 402. Vgl. Szeless/Miiller-Stewens/Wiersema (2002), S. 528. Vgl. Palich/Cardinal/Miller (2000), S. 155. Vgl. Bresser (1998), S. 399. S. dazu Rumelt (1974); Rumelt (1982). S. z. B. Stem/Henderson (2004), S. 487 f S. z. B. Hill/Hoskisson (1987); Markides (1997); Zook/Allen (2003). S. z. B. Lang/Stultz (1994); Berger/Ofek (1995); Comment/Jarrell (1995). S. z. B. Denis/Denis/Sarin (1998); Campa/Kedia (2002); Gomes/Livdan (2004); Villalonga (2004b). Vgl. Fey (2000), S. 324 f S. dazu auch Montgomery (1982), S. 299 ff; Chatterjee/Blocher (1992), S. 874 ff; Hall/St. John (1994), S. 153 ff. Zur allgemeinen Rolle der empirischen Forschung in der strategischen Managementlehre s. Knyphausen-Aufsess (1995), S. 208 ff; Bresser (1998), S. 5 ff Vgl. Ramanujam/Varadarajan (1989), S. 544; Mayer/Whittington (2003), S. 773 ff.

Einleitung

3^

ist evident.''^ Insgesamt scheint iiberdies eine nur geringe gegenseitige Wahmehmung der jeweiligen Erkenntnisse der konkurrierenden Wissenschaftszweige erkennbar, obwohl die Ergiebigkeit gerade dieser die Disziplinen iibergreifenden Perspektive als vielversprechend angesehen wird.*^ Der GroBteil der durchgefuhrten Untersuchungen zeichnet sich durch eine unvollstandige Betrachtung des Phanomens der Diversifikation aus. Wahrend meist die Vielfalt der horizontalen Geschaftsfelder im Mittelpunkt der Betrachtung steht, stellt diese jedoch nur eine der Dimensionen der Diversifikation dar. Auf Gesamtuntemehmensebene wird die Diversifikation der untemehmerischen Aktivitaten neben der horizontalen Diversifikation auch durch die geographische Diversifikation iiber Wirtschaftsraume hinweg und die vertikale Diversifikation entlang der Wertschopfungskette determiniert.'^ In den pubHzierten empirischen Studien wird die vertikale Diversifikation in zahlreichen Fallen allenfalls implizit und ohne Trennscharfe unter die horizontale subsumiert oder wegen der problematischen MeBbarkeit ganzlich von der Untersuchung ausgenommen.'^ Die geographische Dimension wird iiberwiegend isoliert untersucht.'^ Gleiches gilt fiir die vergleichsweise geringe Zahl von Studien der vertikalen Dimension,'^ wobei dieser teilweise jedoch als Subkategorie der horizontalen Diversifikation eine hervorgehobene Aufmerksamkeit zuteil wird.^^ Die wissenschaftliche Erforschung des Zusammenhanges zwischen der geographischen Diversifikation und dem Untemehmenserfolg gewann vor etwa drei Jahrzehnten an Intensitat.^' Wie auch in der horizontalen Dimension folgt sie damit in zeitlicher Hinsicht dem Auftreten des Phanomens in der untemehmerischen Wirklichkeit.^^ Unabhangig vom betrachteten Wissenschaftsfeld kommen die empirischen Studien in der geographischen Dimension zu widerspriichlichen Ergebnissen. Sowohl iiber die Richtung als auch die Gestalt des Zusammenhanges herrscht Uneinigkeit.^^ Fiir die Analyse in der vertikalen Dimension ist eine ahnliche Feststellung zu treffen, wobei die Anzahl der empirischen Studien vergleichsweise gering ist.^"*

Vgl. Khanna/Palepu (2000), S. 887 f. S. dazu auch Lins/Servaes (2002); Fauver/Houston/Naranjo (2003). Vgl. Ramanujam/Varadarajan (1989), S. 544 f. S. dazu auch Knyphausen-Aufsess (1995), S. 50 ff; Porter (1983); Rumelt/Schendel/Teece (1991), S. 26 f. Vgl. Heuskel (2000), S. 352; Boston Consuhing Group (2002). Vgl. Buhner (1983), S. 1036; Lins/Servaes (1999), S. 2219; Fan/Lang (2000), S. 630. S. z. B. Errunza/Senbet (1984); Fatemi (1984); Goerzen/Beamish (2003). S. z. B. Buzzell (1983); Maddigan/Zaima (1985). S. z. B. Rumelt (1974); Fan/Lang (2000). S. z. B. Hymer (1976); dazu auch Dunning/Rugman (1985); Teece (1985). S. Denis/Denis/Yost (2002), S. 1952. Vgl. Lu/Beamish (2004), S. 598. S. z. B. Laffer (1969); D'Aveni/Ravenscraft (1994); Gorzig/Stephan (2002).

4

Einleitung

In Wissenschaft und Praxis ist in Publikationen jungeren Datums das Streben nach einer ganzheitlichen Betrachtung ersichtlich, welche die Untersuchung mindestens zweier der drei Dimensionen der Diversifikation umfafit.^^ In einigen dieser Studien wird daruber hinaus der Versuch untemommen, eine moglicherweise interaktive Erfolgswirkung der verschiedenen Dimensionen zu analysieren.^^ Auch offenbart sich die zunehmende Bereitschaft, die im europaischen und insbesondere deutschen Wirtschaftsraum bestehende Forschungslucke zu fiillen.^^ Die in dieser Arbeit vorzunehmende Untersuchung der Erfolgswirkung von Diversifikationsstrategien folgt der Richtung dieses Strebens.

1.2 Einordnung des Untersuchungsgegenstandes Bestiinde die Notwendigkeit der Zuweisung zu einem der weiter oben genannten Wissenschaftsfelder, wiirde die hier vorliegende Arbeit aufgrund der verwendeten Untersuchungsansatze und -methoden entweder der Industrieokonomik oder der Finanzierungstheorie zugeordnet werden. Das Resultat einer derartigen Kategorisierung ware allerdings nicht vollkommen zutreffend. In der Untersuchung wird prinzipiell auf die wesentlichen Forschungsergebnisse aller mit der Thematik befaBten okonomischen Wissenschaftsfelder Riickgriff genommen. Die Herangehensweise an den Untersuchungsgegenstand wird in einem umfassenden Kontext der Dimensionen der Untemehmenstatigkeit angewendet. Die horizontale Diversifikation wird als lediglich eine der Dimensionen der Diversifikation aufgefaBt. Diese traditionelle Perspektive wird durch die geographische und die vertikale Dimension vervoUstandigt. Der ganzheitliche Ansatz wirkt sich unmittelbar auf die weitere Untersuchung aus. So wird z. B. eine Synthese der theoretischen Erklarungsansatze fur die Verfolgung von Diversifikationsstrategien aller Dimensionen moglich. Die empirische Studie ist das Kemstuck der hier vorliegenden Arbeit. Das Ziel der Studie ist die Analyse der Erfolgswirkung von Strategien der horizontalen, geographischen und vertikalen Diversifikation. Um die Vergleichbarkeit des zeitlichen und nationalen Kontextes der untersuchten Untemehmen zu gewahrleisten, wird die Studie auf deutsche borsennotierte Aktiengesellschaften und einen gegenwartsnahen Zeitraum bzw. gegenwartsnahe Zeitpunkte beschrankt. Die Ergebnisse der Studie sollen bestenfalls nicht nur iiber die Richtung, sondem auch iiber die Gestalt des Zusammenhanges zwischen der Diversifikation und dem Unternehmenserfolg AufschluB geben. Soweit es sich als durchfuhrbar erweist, werden daruber hinaus die zwischen den Dimensionen der Diversifikation bestehenden interaktiven Effekte

S. z. B. Hutzschenreuter (2001); Boston Consulting Group (2002); Denis/Denis/Yost (2002). ^^ S. z. B. Hitt/Hoskisson/Ireland (1994); Simmonds/Lamont (1996); Hitt/Hoskisson/Kim (1997). ^^ S. z. B. Szeless/Muller-Stewens/Wiersema (2002); Schwetzler/Reimund (2003).

Einleitung

5

und weitere EinfluBfaktoren auf die Diversifikationsentscheidung und den Untemehmenserfolg in die empirische Untersuchung miteinbezogen. Die vorzunehmende Untersuchung ist in das weite Feld der Diversifikationsforschung einzuordnen. In diesem Bereich werden nach RAMANUJAMA^ARDARAJAN in Abbildung 1 elf Themenfelder auf vier hierarchisch angeordneten Ebenen unterschieden. Die oberste Ebene umfaBt drei sehr allgemein gehaltene generische strategische Konzepte: den EinfluB des allgemeinen Umfeldes, der Marktstrukturen und der Untemehmensressourcen. Das Thema der Diversifikation behandeln die Themenfelder vier bis zehn. Die Themenfelder vier bis sieben befassen sich mit der eher grundsatzlichen Frage der Erreichung eines gewissen Diversifikationsgrades, wahrend die Themenfelder acht bis zehn die Optimierung der Untemehmenstatigkeit auf Basis des bereits erreichten Diversifikationsgrades zum Gegenstand haben. Das elfle Themenfeld defmiert die Zielsetzung des Untemehmens und steht in den meisten Forschungsarbeiten in einem mindestens indirekten Zusammenhang zu einem oder mehreren der ersten zehn Themenfelder.^^

Generische strategische Konzepte

\ y /

Streben nach Diversifikation

\ /

Ailgemeines Umfeid

Marktstrukturen

[2 Motivation der Diversifikationsstrategie

Richtung der Diversifikationsstrategie

Umsetzung der Diversifikationsstrategie

rr •Management der Diversifil(ation

\ /

Organisationsstrukturen

-•

Diversifikationsgrad

rr Managementsysteme

Realisierung von Synergien

FT Zielsetzung des Untemehmens

Untemehmensressourcen

\ /

[io

C Iq'(q,,...,qJ mit £ q ' ^0 C (...)

= Kostenfunktion

qj

= Produktionsmenge der Produktart j

q' (...)

= i-ter Vektor der moglichen Produktionsmengen

m

= Anzahl der Produktarten

n

= Anzahl der moglichen Produktionsmengen einer Produktart

Economies of Scale bzw. GroBeneffekte bezeichnen dagegen die Erscheinung der mit der Outputmenge einer spezifischen Produktart oder Wertschopfungsstufe sinkenden durchschnittlichen Kosten. Die vorteilhafte Wirkung der Fixkostendegression durch eine verbesserte Auslastung von bestehenden Produktionskapazitaten gilt in dieser Arbeit als ein Spezialfall der GroBeneffekte.^' Kosteneinsparungen durch GroBenwachstum, die ursachlich auf Marktmacht zuriickzufuhren sind, die durch die Zunahme der Einkaufsvolumina induziert werden kann, werden nicht zu den Economies of Scale gezahlt. Der Erfahrungskurveneffekt wird in der weiteren Betrachtung aufgrund der verwandten Wirkungsweise den GroBeneffekten subsumiert. Im Gegensatz zu den GroBeneffekten beschreibt die Erfahrungskurve allerdings die Abnahme der durchschnittlichen Kosten aufgrund einer Zunahme der kumulierten historischen Produktionsmenge.^^ Es handelt sich daher um eine Betrachtung mehrerer Perioden und nicht nur einer einzelnen. Formal lassen sich Economies of Scale als Spezialfall der Economies of Scope darstellen, wenn die m verschiedenen Geschaftsaktivitaten als homogen verstanden werden. GroBeneffekte liegen vor, wenn Ungleichung (2) erfullt ist.^^ Wahrend die formale Darstellung Economies of Scale als Spezialfall der Economies of Scope ausdriickt, funktionieren die in der Literatur iiblicherweise angefuhrten Verbundeffekte, die sich aus der gemeinsamen Nutzung von ^^ ^^ ^* ^^ ^^

Vgl. Willig (1979), S. 346; PanzarAVillig (1981), S. 268 ff; Wolinsky (1986), S. 255 ff Fiir die Darstellung in Gleichung (1) vgl. Tirole (1988), S. 20. S. dagegen Porter (1985), S. 71. Vgl. Henderson (1972), S. 557 ff; Tirole (1988), S. 329 f Vgl. Baumol/PanzarAVillig (1982), S. 71 f; Tirole (1988), S. 19.

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Erklarungsansatze fur die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

Inputfaktoren ergeben und nicht wie z. B. bei der Kuppelproduktion technisch bedingt sind, wie GroBeneffekte. Verbundeffekte lassen sich, wie oben dargestellt, auf den Degressionseffekt der starkeren Auslastung der Kapazitat eines vorher nicht voll ausgelasteten Produktionsfaktors zuruckfiihren. Dies ist moglich, weil der entsprechende Produktionsfaktor nicht produktspezifisch ist.^"* Im Grunde handelt es sich also urn GroBeneffekte in einem Produktionsfaktor, der in horizontal oder vertikal abgrenzbaren Geschaftsfeldem eingesetzt werden kann. Diesem Gedankengang folgend miiBte man im Gegensatz dazu spezifische GroBeneffekte als Economies of Scale im engeren Sinne bezeichnen. Die Abgrenzung von Verbund- und GroBeneffekten erfolgt willkiirlich durch die individuell gewahlte Definition.

(2)

l;C(q,)>C(Xq,) i=l

i=I

C (...)

= Kostenfunktion

q (...)

= Vektor der moglichen Produktionsmengen

n

= Anzahl der moglichen Produktionsmengen

Economies of Scope konnen die horizontale und vertikale Diversifikation durch die die Kosten senkenden Effekte gemeinsamer Produktionsprozesse begriinden. Ebenfalls dieser Logik folgend konnen Economies of Scale die Entstehung von diversifizierten Untemehmen erklaren. Sie konnen zwar weder die horizontale noch die vertikale Diversifikation begriinden, weil es sich bei diesen Dimensionen per Definition um eine Abweichung von der Produktspezifitat handelt. Allerdings haben Economies of Scale einen erklarenden Charakter fiir die geographische Expansion auf einer Wertschopfungsstufe und innerhalb einer Produktart.^^ 3.1.1.2 Internalisierung externer Effekte Ebenso wie Economies of Scope und Scale haben exteme Effekte eine profitwirksame Auswirkung auf die Produktionsprozesse oder den Absatz in mehreren Geschaftsfeldem. Allerdings ergibt sich primar ein Problem aus der mangelhaften Zuordnung oder Durchsetzbarkeit von Eigentumsrechten, sobald der Effekt iiber die Untemehmensgrenze hinaus profitwirksam fiir andere Marktteilnehmer wird. Eine Marktlosung ist in den betrachteten Fallen nicht moglich, da die Transaktion von Eigentumsrechten nicht stattfinden kann. Der fur die Untersuchung relevante Fall einer Extemalitat in der Produktion liegt vor, wenn der Untemehmenserfolg von der Art und dem Umfang nicht nur der eigenen Geschaftstatigkeit, sondem auch der einer zweiten Untemehmung abhangig ist. Das Wettbewerbsverhalten ware eine Aktivitat, fur ^^ Vgl.Tirole(1988),S. 18. ^^ Vgl. Lu/Beamish (2004), S. 599.

Erklarungsansatze fur die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

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die dieser Tatbestand erfiillt ist. Allerdings werden derartige pekuniare exteme Effekte nicht in den Betrachtungen dieses Abschnitts erfafit, da sie hinsichtlich der Wirkungsweise eher dem sich mit der Marktmacht befassenden Kapitel 3.3.1 angehoren. Die Abhangigkeiten konnen wechsel- oder einseitig sein, die Kosten oder die Erlose betreffen und sich negativ oder positiv auswirken. Die Unterscheidungen sind ftir die allgemeine Definition unerheblich, ermoglichen jedoch eine Einordnung der folgenden Beispiele. Die Zielfunktionen zweier durch wechselseitige Extemalitaten betroffenen Untemehmungen sind unter Gleichung (3) dargestellt.^^ Aus der fehlenden Abstimmung der Handlungen beider Untemehmen resultiert ein im Aggregat niedrigerer Profit, als dies bei angemessener Koordination der Fall ware. Eine Form der Koordination - nicht die einzig mogliche - ist die Zusammenlegung der betroffenen Untemehmen.^^ Extemalitaten treten typischerweise in der horizontalen und der vertikalen Dimension der Untemehmenstatigkeit auf. Fur die geographische Dimension lassen sich Beispiele konstmieren, wenn man die in der Literatur vorgestellten Falle produktspezifischer Extemalitaten in einen intemationalen Kontext iibertragt.^^ (3)

max 71, (a, ^SLJ) ^^^ ^^^ ^2 (^1 '^2) a,

a.

TCi

= Profit der Firma i

aj

= Aktion der Firma i

Die Wirkungsweise der negativen Produktionsextemalitat in der horizontalen Dimension kann durch das folgende klassische Beispiel veranschaulicht werden: Ein Untemehmen produziert Stahl und vemrsacht einen gewissen Grad an Gewasserverschmutzung. Ein Fischereiuntemehmen nutzt dasselbe Gewasser und ist negativ durch die von ihm nicht beeinflufibare Verschmutzung betroffen. Die Kosten des Fischfangs steigen mit dem durch die Stahlunternehmung generierten Verschmutzungsgrad, wahrend die Kosten der Stahlerzeugung sinken. Da im Gewinnmaximum der Preis pro Einheit Stahl den Grenzkosten entspricht und Verschmutzung kostenlos ist, ignoriert das Stahluntemehmen bei seiner Produktionsentscheidung die Kosten, die es dem Fischereiuntemehmen auferlegt. Durch die Kombination beider Produktionsprozesse in einer Untemehmung ware die Intemalisiemng der Verschmutzungskosten und die koordinierte Wahl von Produktionsmengen moglich, die den Bedingungen der allokativen Effizienz geniigen und den aggregierten Profit maximieren wtirden.^^ Einen Anreiz zur Fusion der Untemehmen haben nicht nur beide beteiligte Untemehmen, auch jede dritte Partei

Fiir die Darstellung in Gleichung (3) vgl. Hansen/Lott (1996), S. 45. ^^ Vgl. Varian (2003), S. 609. ^^ S. z. B. Telser (1960); Mathewson/Winter (1984); auch Tirole (1988), S. 182 ff. ^^ Vgl. Varian (2003), S. 608 ff.

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Erklarungsansatze fur die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

wtirde vom Erwerb und der anschliefienden Zusammenftihrung der Eigentumsrechte an den betroffenen Untemehmen profitieren.^^ Eine Illustration der positiven Produktionsextemalitat in der horizontalen Dimension ist die Eroffnung eines Flughafens in einer bisher vom Verkehr abgeschiedenen Region. In dieser Region wird daraufhin durch die neue Verkehrsanbindung der Tourismus stimuliert. Der Flughafenbetreiber konnte einen Anreiz haben, diese extemen Effekte zu intemalisieren und damit den Profit zu erhohen, indem er in den Betrieb von Restaurants, Hotels und Vergniigungsparks diversifiziert.^' Im Extremfall konnte der Bau des Flughafens ohne die gleichzeitige Investition in davon profitierende Wirtschaftszweige unprofitabel sein, aber die Intemalisierung der Extemalitat letztendlich zu einem im Aggregat positiven Untemehmenserfolg fiihren. Eine vertikale Extemalitat ist dadurch gekennzeichnet, daB die Entscheidung eines oder mehrer Untemehmen EinfluB auf den Profit mindestens eines anderen in der Wertschopfungskette vor- oder nachgelagerten Untemehmens hat. Beispielsweise hangt der Profit des Herstellers eines Gutes von der Menge ab, die der Handler des Gutes an die Endkunden verkauft. Der Handler hat durch seine verkaufsfordemden Aktivitaten EinfluB auf die Attraktivitat des Gutes. Zusatzliche Dienstleistungen, die Motivation des Verkaufspersonals, Kampagnen und ahnliche Faktoren steigem die verkaufle Menge. Aus diesem Gmnde hat der Produzent einen Anreiz, den Handler zu solchen verkaufsfordemden MaBnahmen zu ermutigen. Wegen der unmoglichen oder zu aufwendigen MeBbarkeit der erwunschten Zusatzleistungen konnte eine solche Vertragsvereinbamng an mangelhafter Durchsetzbarkeit scheitem. Die Gestaltung des Vertrages erwiese sich als unvollstandig.^^ Vorwartsintegration ware in diesem Beispiel unter Umstanden eine Losung. Deutlich ist aber die Relevanz der Benutzungskosten des Marktmechanismus, der sogenannten Transaktionskosten. Diese miissen bei der optimalen Reaktion auf die durch die Extemalitat hervorgemfenen Effekte berucksichtigt werden. Zudem ist die beispielhafte Argumentation nur gtiltig, wenn der Einzelhandler tiber Marktmacht verfiigt, weil der Produzent des Gutes andemfalls auf einen Wettbewerber ausweichen kann, der dann auch bei einer unvollstandigen Vertragsgestaltung einen Anreiz zur Durchfuhrung der verkaufsfordemden MaBnahmen hatte.^^

Vgl. Varian (1995), S. 545 f Vgl.Teece(1982),S. 53. Vgl. Tirole (1988), S. 174. S. dazu auch Romano (1994). Vgl. Tirole (1988), S. 181.

Erklarungsansatze fur die Verfolgung von Diversifikationsstratcgien

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3.1.2 Der Transaktionskostenansatz Der Abschnitt 3.1.2 nimmt beginnend mit Unterabschnitt 3.1.2.1 eine vergleichsweise tibergreifende Perspektive ein, indem generell die Funktionsfahigkeit des Marktmechanismus in den leistungswirtschaftlich relevanten Teilmarkten einer Untemehmung in Frage gestellt wird. Die Argumentation wird auf die im vorangegangenen Abschnitt vorgestellten Konzepte angewendet. In Unterabschnitt 3.1.2.2 wird das allgemeine Transaktionskostenargument kritisch diskutiert. Die Relevanz der in diesem Ansatz vemachlassigten Kosten der intemen hierarchischen Organisation wird angedeutet. 3.1.2.1 Statische Subadditivitaten und Transaktionskosten Im letzten der Beispiele des Unterabschnittes 3.1.1.2, anhand derer die Wirkungsweise von extemen Effekten in der Produktion illustriert wurde, ist die sogenannte Transaktionskostenproblematik deutlich worden. In seinem fiir die Problemstellung zentralen Theorem hat COASE die Bedeutung der Transaktionskosten fiir einen effizienten Gleichgewichtszustand unter Einwirkung extemer Effekte hervorgehoben.^"^ In der Formulierung STIGLERs lautet es: „Uncier perfect competition and any assignment of property rights, market transactions between a firm producing nuisance and one consuming it will bring about the same composition of output as would have been determined by a single firm engaged in both activities. That is, market transactions will have the same consequences as internal management no matter what the property structure, provided transaction costs are negligible. ^^'^^ TEECE zeigt, wie das Theorem auf das Konzept der Economies of Scope bzw. Scale iibertragen werden kann.^^ In der Theorie der bestreitbaren Markte wird die Prasenz von Verbundeffekten als notwendige und zugleich hinreichende Bedingung fiir die Existenz von Multiproduktuntemehmen angesehen.^^ Diese Aussage kann fur den Fall der vertikalen Integration als plausibel gelten, wenn sich die Zusammenlegung der Eigentumsrechte an zwei vor- und nachgelagerten Produktionsstufen aufgrund technologischer Eigenschaften der Produktionsprozesse oder der verwendeten Materialien als vorteilhaft bzw. unvermeidbar erweist.^^ Soweit es nicht diesen, fiir z. B. die Kuppelproduktion zutreffenden Sachverhalt, sondem den Degressionseffekt aus der gemeinsamen Nutzung von unteilbaren Inputfaktoren betrifft, konnte die Feststellung in Frage gestellt werden. Im weiteren wird sich zeigen, daB die Existenz von Economies of Scope weder als notwendig noch als hinreichend fur die Inkorporation

^^ ^^ ^^ ^^ ^^

S.Coase(1961). Stigler (1966), S. 113, in Teece (1982), S. 53. S. Teece (1980); Teece (1982). Vgl. Baumol/PanzarAVillig (1982), S. 71. Vgl. Williamson (1971), S. 112; Shepherd (1990), S. 365.

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Erklarungsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

der Herstellungsprozesse mehrerer Produkte oder mehrerer Wertschopfungsstufen angesehen werden mu6. Das in Abschnitt 2.2.1 vorgestellte einfache Wettbewerbsmodell unterstellt die Existenz eines Wettbewerbsgleichgewichtes in den Absatz- und Faktormarkten und die kostenlose Abwicklung von Markttransaktionen. Deshalb waren Markttransaktionen imstande, die Verfolgung heterogener Geschaftsaktivitaten in mehr als nur einer einzigen Untemehmung ohne zusatzliche Kosten zu gewahrleicten. Die Entstehung diversifizierter Untemehmen konnte nur das Ergebnis eines zufallig zustande gekommenen Marktgleichgewichtes sein. Im UmkehrschluB bedeutet dies ftir die Verbundeffekte, dafi die Existenz von nicht vemachlassigbaren Transaktionskosten eine Zusammenfuhrung der Eigentumsrechte an heterogenen Produktionslinien oder Wertschopfungsstufen in einem einzigen Untemehmen unterstiitzen kann. Dies impliziert gleichzeitig die Existenz diversifizierter Untemehmungen in einem determinierten Gleichgewicht. Die Argumentation kann ebenso auf die GroBeneffekte angewendet werden. Zwei Arten von Produktionsfaktoren, die Economies of Scope bzw. Scale aufweisen, eignen sich in dem Sinne dieses Arguments zur Begriindung der Diversifikation. Spezifische unteilbare Inputfaktoren, sowohl tangible als auch intangible, sind nicht nur ein potentieller Grund ftir die statische Subadditivitat der Kostenfunktion, sondem weisen in der Regel auch signifikante Transaktionskosten auf.^^ Wenn Know-how der Herstellung mehrerer heterogener Erzeugnisse als Inputfaktor dient, weist es insofem einem Clubgut ahnliche Charakteristika auf, als der Wert des Know-hows durch die iiber den ursprunglichen Kontext hinausgehende Anwendung nicht substantial gemindert wird. Es herrscht eine nur eingeschrankte Rivalitat bei der Nutzung des Faktors vor. Dariiber hinaus ist es wahrscheinlich, dafi die Grenzkosten dieser zusatzlichen Nutzung niedriger sind als die durchschnittlichen Kosten der Nutzung und des Transfers des Know-hows. Entscheidend bezuglich des Transfers ist das Verhaltnis der Transaktionskosten des extemen Marktes zu den innerhalb der Untemehmung vemrsachten. Die spezifische Transaktionskostenproblematik des Know-how- bzw. Informationstransfers kann in drei Kategorien unterschieden werden. Erstens muB der Sachverhalt der Existenz und Transaktionsfahigkeit der Information bekannt sein.'^^ Nur besteht der Wert der Information teilweise aus dem Verschweigen ihrer Existenz, weil die Gefahr einer unbeabsichtigten Weitergabe in der Natur der Information liegt. Zweitens stellt sich der Wert der Information ftir den potentiellen Kaufer erst nach Kenntnisnahme der Information heraus. Die Kenntnisnahme stellt jedoch bereits einen Transfer der Information dar und wird deshalb nicht unentgeltlich erfolgen.'^' Drittens ist die Information moglicherweise an humanes Kapital gebunden, weshalb die Information ^^ Vgl. Teece (1980), S. 224 ff; Teece (1982), S. 39 f. ' ^ S. Coase (1988), S. 114 fur allgemeine ex ante Transaktionskosten; dazu auch Stigler (1961). '^' Vgl. Cheung (1982), S. 40 ff.

Erklarungsansatze fur die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

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ohne den gleichzeitigen Transfer des Humanfaktors nahezu oder vollkommen wertlos sein konnte. Wenn das Know-how nicht nur einem Individuum, sondem einer Gruppe von Individuen zuzuordnen ist und sich das Know-how aus dem Zusammenwirken der einzelnen Teammitglieder ergibt, wird der Transfer des Humanfaktors weiter erschwert.'^^ Eine IntemaHsierung des Informationstransfers konnte sicherstellen, dafi der Wert der Information vor Durchfiihrung des Transfers bekannt ist, die Information durch einen extemen Transfer nicht substantiell an Wert verHert und das Humankapital in der Untemehmung verbleiben kann.'^^ Die IntemaHsierung des Transfers bedeutet die Erlangung von Eigentumsrechten an Prozessen in den entsprechenden Anwendungsgebieten und damit gegebenenfalls Diversifikation. Die Logik ist von der Diversifikationsrichtung unabhangig und deshalb auf alle Dimensionen der Diversifikation anwendbar. TEECE zeigt am Beispiel der Petroleumindustrie detailliert, wie technologisches Know-how in horizontal abgrenzbaren, aber verbundenen Branchen genutzt werden kann.'^"* Die Intemahsierung des intemationalen Technologietransfers von USamerikanischen Untemehmen in ihre kanadischen Tochteruntemehmen wird von RUGMAN untersucht.'^^ MONTEVERDE/TEECE stellen die transaktionsspezifische Problematik des vertikalen Technologietransfers in der Automobilindustrie dar.'^^ Wenn die Fahigkeit des Management-Teams, komplexe diversifizierte Organisationen zu koordinieren, als spezifisches immobiles Know-how verstanden wird, lafit sich damit sowohl verbundene wie auch unverbundene Diversifikation in alien Dimensionen begriinden.'*^'' Ahnliches gilt gegebenenfalls fiir die Ausdehnung der Untemehmensreputation oder profilierter Markennamen uber ein homogenes Geschaftsfeld hinaus.'^^ Neben Know-how konnen unteilbare physische Ressourcen neben GroBen- auch Verbundeffekte begriinden, wenn sie sich fiir den Einsatz in den Produktionsprozessen mehr als nur eines abgrenzbaren Geschaftsfeldes eignen. Wie bereits angedeutet muB dies kein hinreichender Grund fur die Inkorporation heterogener Geschaftsaktivitaten in eine Untemehmung sein. Die aufgrund der Unteilbarkeit des Vermogensgegenstandes wahrscheinliche Uberkapazitat und der deswegen inharente potentielle zusatzliche Nutzen konnten in flinktionierenden extemen Markten entgeltlich anderen Untemehmen zur Verfugung gestellt werden.'^^ Die Transaktion erweist sich jedoch als unvorteilhaft, wenn das Anwendungsgebiet des betreffenden Inputfaktors sehr spezifisch ist. Einer der Vertragspartner kann ex post zu opportunistischem Verhal-

'"^ Vgl. Alchian/Demsetz (1972), S. 779 ff '^^ Vgl. Teece (1980), S. 228; Teece (1982), S. 45 f. ' ^ Vgl. Teece (1980), S. 234 ff. S. auch MarkidesAVilliamson (1996). '^^ S. Rugman (1981); dazu auch Arrow (1969); Teece (1977); Teece (1985); Kogut/Zander (1993). ^^ S. Monteverde/Teece (1982); dazu auch Arrow (1975). ' ^"^ Vgl. Prahalad/Bettis (1986), S. 485 ff. '^^ Vgl. Montgomery/Wemerfelt (1988), S. 624; Conyon/Girma/Thompson/Wright (2002), S. 87. '^^ Vgl. Teece (1980), S. 231 f.

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Erklarungsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

ten verleitet werden, wenn sich nach AbschluB des Vertrages ein Umweltzustand ergibt, der durch das Vertragswerk nicht abgedeckt wird. Diese Unvollstandigkeit des Vertrages ist vor allem durch die beschrankte Rationalitat der Individuen bedingt, die nicht alle Kontingenzen zu erfassen vermogen. Der spezifische Charakter der Investition ist von zentraler Bedeutung, weil die Installation des Vermogensgegenstands unter Umstanden nicht riickgangig zu machen ist oder er bei einer altemativen Verwendung einen weit reduzierten Erlos generieren wiirde. Verhalt sich der Vertragspartner, der von dem Betrieb des Vermogensgegenstandes profitiert, opportunistisch, wird er dadurch moglicherweise eine Quasi-Rente vereinnahmen. Die Quasi-Rente entspricht der Differenz aus dem ursprunglich vorgesehenen Entgelt fur die Bereitstellung des Produktionsfaktors und dem Erlos aus der besten altemativen Verwendung."' Wie die vorhergehenden gilt auch dieses Argument im Prinzip fur alle Dimensionen der Diversifikation. Ursprtinglich wurde es nur fur die Erklarung der vertikalen Integration herangezogen."' Die Ubertragung des Arguments auf die horizontale Dimension ist TEECE zuzuschreiben."^ Eine Anwendung auf die geographische Dimension ist ebenso denkbar. Aufgrund der Unteilbarkeit der physischen Ressource wurde die Produktion jedoch zentral geschehen, und der Output exportiert werden. Dieses entsprache einem Spezialfall der in Unterabschnitt 3.1.1.1 beschriebenen GroBeneffekte. 3.1.2.2 Die Kritik am Transaktionskostenansatz In der Argumentation des vorhergehenden Unterabschnitts wird die statische Subadditivitat der Kostenfunktion als eine unzureichende Bedingung flir die Inkorporation von heterogenen Geschaftsaktivitaten angesehen. Diversifikation kann demnach nur hinreichend begrundet werden, wenn jene Inputfaktoren, die die statische Subadditivitat der Kostenfunktion begrtinden, in extemen Markten zusatzlich nicht oder nur unvollkommen handelbar sind. Das theoretische Fundament der Analyse von Tranksaktionskosten in extemen Markten wird vorwiegend den Arbeiten von COASE und WILLIAMSON zugeschrieben."^ In dem Ansatz von WILLIAMSON ist der Grad der Spezifitat einer Transaktion das kritische Charakteristikum fiir die Wahl der optimalen Organisationsform. Ist eine Investition nicht transaktionsspezifisch, dann existiert auch die Moglichkeit zur Vereinnahmung von Quasirenten nicht, und die Transaktion kann problemlos tiber den Marktmechanismus abgewickelt werden. Ist die Investition transaktionsspezifisch, dann ist die zentrale Koordination in einer •'' Vgl. Klein/Crawford/Alchian (1978), S. 299. S. dazu auch Williamson (1979); Williamson (1981); Williamson (1993). "• S.z. B.Williamson (1971). "^ S. Teece (1980); Teece (1982). "^ S. Coase (1937); Williamson (1975).

Erklarungsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

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untemehmensintemen Hierarchic die kostenoptimale Losung. Auf diese Weise wiirden die an der Transaktion beteiligten Parteien den gerechten Anteil an der Quasi-Rente erhalten. WILLIAMSON unterstellt den wirtschaftlich handelnden Individuen zwei Verhaltensweisen. Zunachst wird den Wirtschaftsubjekten zugestanden, dafi sie in dem Streben nach personlicher Nutzenmaximierung rational zu agieren versuchen. Zugleich sind sie aber nur in begrenztem AusmaBe dazu befahigt. Wenn die Rationalitat der Wirtschaftssubjekte unbeschrankt ware, konnten alle Kontingenzen einer spezifischen Investition ex ante in einem Vertrag erfafit werden. In diesem Fall entsprache die Planung der optimalen Organisationsform.'"' Zweitens handeln die Wirtschaftssubjekte insofem opportunistisch, als sie ihren eigenen Nutzen zu maximieren bestrebt sind. Line unverbindliche Absprache zwischen den Transaktionspartnem wiirde demnach ausreichen, wenn zwar nach Vertragsschlufi unvorhersehbare Umweltzustande eintreten und der spezifische Charakter der Investition die unilaterale Vereinnahmung einer Quasirente ermoglichen wiirde, diese aber auf beide Parteien aufgeteilt werden wiirde."^ Die Verhaltensannahmen werden von WILLIAMSON als in jedem Fall gegeben angesehen. Zwei weitere Charakteristika einer Transaktion haben EinfluB auf die Wahl der Organisationsform. Eine erhohte Unsicherheit von investitionsspezifischen Transaktionen erhoht die Schwierigkeit, alle Kontingenzen in einem Vertrag abzudecken."^ Eine hohe Wiederholungshaufigkeit der Transaktion senkt die Fixkosten fur die Etablierung einer hierarchischen Organisation."^ WILLIAMSON und die Vertreter seines Ansatzes lassen allerdings offen, inwiefem die Kosten einer hierarchisch integrierten Transaktion geringer seien als die einer Markttransaktion."^ MILGROM/ROBERTS stellen WILLIAMSONS Kriterien fur die Integration von Untemehmensaktivitaten in Frage. Die Autoren versuchen nachzuweisen, daB die Problematik der Abwicklung von Markttransaktionen ausschlieBlich auf kurzfristige Verhandlungskosten zuriickzufiihren ist."^ Die relevanten kurzfristigen Verhandlungskosten umfassen in ihrem Modell die Opportunitatskosten der beteiligten Parteien, die Kosten der Kontrolle und Durchsetzung der vertraglichen Ubereinkiinfte und die Moglichkeit des Versagens bei der Findung eines paretoeffizienten Vertrages. Zudem wagen sie diese Kosten extemer Transaktionen mit den Kosten der untemehmensintemen, hierarchischen Koordination ab. Nach MILGROM/ROBERTS tendieren autoritare Instanzen in hierarchischen Organisationen erstens dazu, iibermaBig zu intervenieren, wobei zweitens diese Eingriffe in das betriebliche Geschehen nicht unbedingt in einer kostenoptimalen Art und Weise erfolgen. Drittens konnen Informationsasymmetrien zu kostenaufwendigen Entscheidungen fiihren. Viertens ftihrt die per""* Vgl. Williamson (1985), S. 30 f ' '^ Vgl. Williamson (1985), S. 47 ff "^ Vgl. Holmstrom/Roberts (1998), S. 76. "^ Vgl. Holmstrom/Roberts (1998), S. 76. "* Vgl. Holmstrom/Roberts (1998), S. 77. "^ Vgl. Milgrom/Roberts (1990), S. 58.

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Erklarungsansatze fur die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

manent notwendige Anpassung von Organisationsstrukturen und -strategien an veranderte Umweltbedingungen zu zusatzlichen Kosten.'^^ HOLM STROM/ROBERTS sehen den Transaktionskostenansatz insbesondere wegen der fehlenden Abwagung von Vor- und Nachteilen der jeweiligen Organisationsformen in der Kritik. Die Autoren unterstellen WILLIAMSON, dafi er die Uberlegenheit des Marktmechanismus unreflektiert voraussetzt, solange nicht Investitionsspezifitat, Unsicherheit und Wiederholungshaufigkeit geniigen, urn die betreffende Transaktion in die Untemehmenshierarchie zu integrieren. Dem sogenannten Property Rights Approach, der maBgeblich durch die Arbeiten von GROSSMAN/HART und HART/MOORE begriindet wurde, wird dagegen eine hinreichend ausgepragte Abwagung von Vor- und Nachteilen von Markt- und hierarchischer Organisation zugesprochen.'^' Bin moglicherweise gewichtiger institutioneller Vorteil des Marktmechanismus ist demnach die vergleichsweise starkere Anreizwirkung. Die Moglichkeit von Verhandlungen und das Drohpotential des sofortigen Abbruches der Verhandlungen sind Faktoren, durch die eine effiziente Ressourcenallokation erreicht werden kann.'^^ Auch die im Transaktionskostenansatz unterstellte Zweiteilung von extemem Markt und intemer Hierarchic wird als praxisfem beurteilt. In der Realitat existieren Mischformen wie z.B. Franchise-Systeme, welche die Annahme einer klaren Dichotomic zwischen extemem Marktmechanismus und der intemen hierarchischen Struktur einer Untemehmung erschweren.'^^ Im Property Rights Approach wird dagegen eine integrierte Untemehmung durch gemeinsames Eigentum an separaten Vermogensgegenstanden defmiert. Eigentum zeichnet sich in dem Modell durch das Verfiigungsrecht iiber die residualen Ertrage der Vermogensgegenstande aus. Die residualen Ertrage sind die nach Abgeltung der fixierten Anspruche aller Vertragspartner und unter Beachtung der gesetzlichen Rahmenbedingungen iiberschtissigen Erlose. Aufbauend auf dieser Uberlegung kann gezeigt werden, dafi eine nicht-integrierte spezifische Investition nicht zwangslaufig in einer bilateralen Monopolsituation miindet. Vertrage konnen so gestaltet werden, dal3 es vorteilhaft ist, trotz unvollstandiger Vertragsgestaltung ex post zu verhandeln.'^"* Unter bestimmten Bedingungen erweist es sich als moglich, auch nach VertragsschluB und spezifischer Investition noch eine klassische Wettbewerbssituation aufrechtzuerhalten.'^^ Dariiber hinaus wird argumentiert, daB eine ex post existierende Verhandlungsmacht ex ante die Investition beeinfluBt. Wenn z. B. einer Vertragspartei im Vorhinein das Recht zur Vereinnahmung von Quasi-Renten zugesprochen wird, wenn im Vertrag unvorher-

'^^ '^' '^^ '^^ '^^ '^^

Vgl. Milgrom/Roberts (1990), S. 88 f. Vgl. Holmstrom/Roberts (1998), S. 76 f. S. dazu Grossman/Hart (1986); Hart/Moore (1990). Vgl. HolmstromyHoberts (1998), S. 79. Vgl. Grossman/Hart (1986), S. 693; Kreps (1990), S. 99. Vgl. Tirole (1988), S. 30 ff. S. dazu Shepard (1987); Farrell/Gallini (1988).

Erklamngsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

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gesehene Umweltzustande eintreten, dann wird sie fiir dieses Recht ex ante einen Preis bezahlen.'^^ Des weiteren kann auch die Reputation eines Untemehmens einen vollstandigen Vertrag zumindest teilweise substituieren. Wenn ein Untemehmen seine ex post bestehende Verhandlungsmacht ausnutzt, um Quasi-Renten zu vereinnahmen, dann lauft es Gefahr, profitable zukiinftige Transaktionsmoglichkeiten zu verlieren. Der betroffene Geschaftspartner verzichtet auf zukiinftige Transaktionen, weil er befurchten muB, emeut um seinen Anteil an der Quasi-Rente gebracht zu werden. 1st die einseitige Vereinahmung der Rente weithin beobachtbar, dann werden auch die iibrigen potentiellen Geschaftspartner abgeschreckt. Somit wirkt ein drohender Reputationsverlust als langfristiger Anreiz, in einer ex post Monopolsituation von kurzfristig opportunistischem Verhalten abzusehen. Trotz unvollstandiger Vertragsgestaltung ist die Integration der Transaktion nicht in jedem Fall zwingend notwendig.'^^

3.2 Das Streben nach finanzwirtschaftlicher Effizienz Die Ausfiihrungen des vorangehenden Kapitels betrafen die leistungswirtschaftlich relevanten Giiter- und Faktormarkte einer Untemehmung. Die Auswirkungen der Unvollkommenheit jener Markte auf die Diversifikationsentscheidung wurden aufgezeigt. Dieses Kapitel befaBt sich nun mit dem finanzwirtschaftlichen Aspekt der Untemehmenstatigkeit. Dieser Teilbereich umfaBt jene Untemehmensaktivitaten, die sich mit der Beschaffung und Verwendung von monetaren Produktionsmitteln in Kapital- und Kreditmarkten befassen.'^^ Folgend wird untersucht, ob und in welcher Weise mogliche Imperfektionen dieser Teilmarkte die Diversifikation der Untemehmensaktivitaten beeinflussen. Vertiefend wird in Abschnitt 3.2.1 die Bedeutung der moglichen Risikowirkung von Diversifikationsstrategien auf Untemehmensebene hervorgehoben. In Abschnitt 3.2.2 wird untersucht, unter welchen Bedingungen die intemen Kapitalmarkte einer diversifizierten Untemehmung die Effizienz der Ressourcenallokation zu befordem vermogen.

3.2.1 Das Motiv der Unsicherheitsreduktion Im Rahmen der Untersuchung stellt sich die Frage, ob die Diversifikation auf Untemehmensebene eine durch Risikomindemng bedingte wertsteigemde Funktion einnehmen kann. Um diese Frage zu beantworten, wird in Unterabschnitt 3.2.1.1 der fur die Untersuchung relevante Begriff des Risikos und dessen allgemeiner Zusammenhang mit dem Untemehmenserfolg

'^^ Vgl.Tirole(1988), S.32. '^^ Vgl. Kreps (1990), S. 106 ff. '^^ Vgl. Perridon/Steiner (2002), S. 1 ff.

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Erklamngsansatze ftir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

erlautert. Unterabschnitt 3.2.1.2 betrachtet die Risikowirkung der innerhalb der Untemehmensgrenzen erfolgenden Diversifikation der Geschaftsaktivitaten. 3.2.1.1 Unsicherheit und das Kapitalmarktgleichgewicht In der Terminologie von HIRSHLEIFER/RILEY werden markt- und ereignisbezogene Unsicherheit unterschieden. Unter dem Regime der Marktunsicherheit herrscht UngewiBheit bezuglich der Angebots- und Nachfrageeigenschaften der Marktteilnehmer. Die dafiir wesenthchen Fragestellungen sind die Suche nach Tauschpartnem auf Mikro- und Makroebene, Preisfmdungsprozesse und Marktungleichgewichte. Marktunsicherheit bezieht sich folghch auf die endogenen Variablen des Marktsystems. Die Existenz von Ereignisunsicherheit hingegen betrifft die UngewiBheit iiber exogene Einfliisse auf die einzelnen Marktteilnehmer oder den Markt als Ganzes. Die UngewiBheit beziiglich des von der Natur gewahlten Zustandes der Welt ist das zentrale Problem.'^^ Die Kenntnis oder die subjektive Zuordnung von Zustandswahrscheinlichkeiten und die daraus hervorgehende Berechenbarkeit eines Erwartungsnutzens ist in diesem Kontext eine mogliche Grundlage fur die Entscheidungsfindung. Aus der Ereignisunsicherheit resultiert diesbeziiglich eine weitere Verkomplizierung, sobald den Marktteilnehmem risikoaverse Praferenzen unterstellt werden.'^^ Die Relation von Erwartungswert fi zu der erwarteten Varianz a des Einkommens konnte in diesem Fall den resultierenden Nutzen determinieren.'^' Die Varianz respektive die Standardabweichung des Erwartungsnutzens werden im folgenden als Risiko bezeichnet.'^^ Das Capital Asset Pricing Model (CAPM) ist eine Anwendung der yW-^-Logik der exogenen Unsicherheit auf einen Kapitalmarkt ohne endogene Unsicherheit. Die unterstellte Abwesenheit von Marktunsicherheit bedeutet die Annahme eines perfekten Kapitalmarktes.'" In diesem Sinne stellt die Existenz von Unsicherheit keine Marktimperfektion dar, da eine First Best-Losung moglich ist. Empirisch basiert das Prinzip des CAPM auf der Intuition des Marktmodells. Dieses laBt sich als einfaktorielle Regressionsgleichung wie in Gleichung (4) darstellen. Nach dem Marktmodell ist die Rendite einer Anlage Rj eine lineare Funktion der Marktrendite R^ und einer vom Markt unabhangigen Zufallsvariable ^/. Beziiglich der vom Markt unabhangigen Zufallsvariable wird angenommen, sie sei unkorreliert mit der Rendite des Marktportfolios. Der Storterm sei zudem normalverteilt mit dem Erwartungswert null und der Varianz cr/.'^'*

'^^ Vgl. Hirshleifer/Riley (1992), S. 2 f. Vgl. Hirshleifer/Riley (1979), S. 1379 ff Vgl. Kroll/Levy/Markowitz (1984), S. 47 ff. • Vgl. Sharpe (1964), S. 427 f. S. dazu auch Hirshleifer/Riley (1992), S. 69 ff. ' Vgl. Hirshleifer/Riley (1992), S. 3. ' S. Sharpe (1964); Lintner (1965a); Lintner (1965b); Copeland/Weston (1992), S. 193 ff.

Erklarungsansatze fur die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

(4)

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R , = a i + b , R , + ei Rj

= Rendite der Anlage i

Rn,

= Stochastische Rendite des Marktportfolios m

ai

= Konstante anlagespezifische Renditekomponente

bi

= Konstante Faktorsensitivitat der Anlage i

ei

= Zufallsvariable fiir das unsystematische Risiko der Anlage i

Unter Beriicksichtigung der unterstellten Eigenschaften des stochastischen Storterms laBt sich die Varianz der in Gleichung (4) dargestellten Rendite Ri nach Gleichung (5) errechnen. Die Varianz (T/ der Rendite der Anlage / entspricht dem Gesamtrisiko der Investition und besteht aus zwei Komponenten. Der erste Term wird als systematisches und der zweite als unsystematisches Risiko bezeichnet.'^^

(5)

af=bf-aj, + aj Oi^

= Varianz der Rendite der Anlage i

On,^

= Varianz der Rendite des Marktportfolios

Oe^

= Varianz der stochastischen Stonmg

bi

= Konstante Faktorsensitivitat der Anlage i

Die Relevanz der Unterscheidung beider Risikokomponenten wird deutlich, wenn die Verteilungseigenschaften des Storterms in Gleichung (4) emeut betrachtet werden. Da die stochastische Stoning einen Erwartungswert von null aufweist, kann dieser Risikobestandteil in einem ausreichend diversifizierten Portfolio eliminiert werden. Aus dieser SchluBfolgerung resultiert der zentrale Zusammenhang des CAPM, wie in Gleichung (6) dargestellt. Die Rendite der Anlage / gleicht der Verzinsung fur risikofreie Anlagen /^/zuziiglich einer Pramie fiir das eingegangene systematische Risiko. Der Beta-Faktor ^j entspricht dem Anteil der Kovarianz aim zwischen der Rendite der Anlage / und der des Marktportfolios m an der Varianz dm^ der Rendite des Marktportfolios m. Dieses sogenannte Kovarianzrisiko ist folglich der Anteil der Varianz, der durch die Varianz der Marktrendite erklart werden kann. Es macht im CAPM eine Aussage iiber die Hohe des systematischen Risikos einer Anlage. Im C4PM wird ein Anleger ausschliefilich fur die Ubemahme des nicht wegdiversifizierbaren systematischen Marktrisikos belohnt, dem Risikobestandteil, fur den der Markt eine Risikopramie zu zahlen bereit ist. Eine Verringerung des systematischen Risikos fuhrt unter diesen Annahmen ceteris paribus

Vgl. Perridon/Steiner (2002), S. 276.

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Erklarungsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

zu einer Erhohung des Wertes einer Investition. Die unsystematischen Risiken konnen vernachlassigt werden, da sie von Seiten des Investors durch die Diversifikation des Wertpapierportfolios problemlos eliminiert werden konnen.'^^ (6)

E(RO = R , + [ E ( R j - R , ] . p ^ m i t p .

„2

E (Rj)

= Erwartungswert der Rendite der Anlage i

Rf

- Konstante Rendite der risikofreien Anlage

E (Rm)

= Erwartungswert der Rendite des Marktportfolios

Pi

= Beta-Faktor der Anlage i

Oim

= Standardabweichung zwischen der Rendite i und der Marktrendite

Om^

= Varianz der Rendite des Marktportfolios

3.2.1.2 Die Risikowirkung der Diversifikation auf Unternehmensebene Aus diesem Grunde ist fraglich, ob und wie Diversifikation auf Unternehmensebene im Rahmen des CAPM einen Mehrwert fur die Eigenkapitalgeber schaffen kann. Zwar fiihrt die Diversifikation der Geschaftsaktivitaten zu einer Reduktion des anlagespezifischen Risikos, wenn diese Zahlungsstrome generieren, die nicht perfekt miteinander korreliert sind. Dieses Argument gait in der Vergangenheit als Erklarungsansatz fiir die horizontale Diversifikation.'^^ Es wurde ebenfalls auf die geographische Dimension iibertragen.'^^ Zwar kann, wie oben bereits erlautert, das unsystematische Risiko im CAPM durch Portfoliodiversifikation nach dem Gesetz der groBen Zahl vollstandig eHminiert werden. Dies kann jedoch in einem vollkommenen Kapitalmarkt auf der Ebene der einzelnen Investoren in jedem Fall mindestens so gut wie innerhalb des Untemehmens erfolgen. Selbst unter der Annahme von Marktimperfektionen bietet sich der intuitive SchluB an, daB die Kosten der Portfoliodiversifikation in intemen in jedem Fall hoher als in extemen Kapitalmarkten sind.'^^ Sofem das C4PMGiiltigkeit besitzt, kann die Eliminierung des anlagespezifischen Risikos in Form eines Diversifikationsservices fur die Anleger kein Motiv fur die Untemehmensdiversifikation sein.'"*^ Zu der Steigerung des Untemehmenserfolges kann folglich nur eine Reduktion der systematic schen Risikokomponente beitragen. Diese kann aus der Zusammenlegung zweier oder mehre-

'^^ '^^ '^^ '^^ '^^

S. Sharpe (1964); Lintner (1965a); Lintner (1965b); Copeland/Weston (1992), S. 193 ff Vgl. Lewellen (1971), S. 523 f S.Rugman(1976). Vgl. Amihud/Lev (1981), S. 606. Vgl. Spindler(1988), S. 861.

Erklamngsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

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rer Untemehmen resultieren. Allerdings ist das systematische Risiko eines Portfolios aus ebenso gewichteten Untemehmensanteilen mit demjenigen auf der Ebene der individuellen Investoren identisch.'"*' Einige Autoren finden in der horizontalen, geographischen und vertikalen Dimension der Diversifikation auf Untemehmensebene Auswirkungen auf die systematische Risikokomponente, die iiber die Additivitat der Beta-Faktoren hinausgehen. Beispielsweise schliefien sowohl LUBATKIN/CHATTERJEE als auch MONTGOMERY/SINGH aus ihren empirischen Befunden, daB die Strategie der horizontal unverbundenen Diversifikation zu einer Erhohung des systematischen Risikos ftihrt.''*^ Bezuglich der geographischen Dimension herrscht Uneinigkeit. Teils wird ein negativer Zusammenhang zwischen dem systematischen Risiko und der geographischen Diversifikation nachgewiesen.'"^^ REEB/KWOK/BAEK dagegen kommen zu einem gegenteiligen Befund. Sie begriinden ihre Ergebnisse durch die hohen politischen und Wechselkursrisiken intemationaler Untemehmen.''*'* In der vertikalen Dimension wird in einigen Studien der hypothetisierte negative Zusammenhang der vertikalen Diversifikation mit dem systematischen Risiko bestatigt.'"*^ Dennoch gibt es auch in der vertikalen Dimension Einschrankungen. Beispielsweise zeigen D'AVENI/ILINITCH, wie vertikale Diversifikation das systematische Risiko erhohen kann, da integrierte Untemehmen weniger flexibel auf Verandemngen des wirtschaftlichen Umfeldes reagieren konnen.''*^ Die obigen Ausfuhmngen befassen sich mit der fur die Aktionare relevanten Unsicherheit, welche durch die Volatilitat der Aktienrenditen induziert ist. Aus der Perspektive der Fremdkapitalgeber sind die Cash-flows die erfolgsrelevante unsichere GroBe, da die Zins- und Tilgungszahlungen aus den Zahlungsuberschtissen der operativen Untemehmenstatigkeit getatigt werden. Eine erhohte Volatilitat der Zahlungsstrome kann eine groBere Insolvenzwahrscheinlichkeit hervormfen und umgekehrt eine Reduktion zu einer Verringemng des Insolvenzrisikos fiihren. Wenn allerdings die Kreditvertrage unvollstandig gestaltet sind und die Konditionen ex post nicht an die veranderte Risikoposition angepaBt werden konnen, ist die Glattung der Cash-flows nicht geeignet, zur Erhohung des Investitionswertes fur die existierenden Eigenkapitalgeber beizutragen.''*^ Da sich der Untemehmenswert aus den Marktwerten von Eigen- und Fremdkapital zusammensetzt und eine Glattung der Cash-flows im Falle der unvollstandigen Vertragsgestaltung den Wert des Eigenkapitals in gleichem MaBe mindert, wie es den Wert des Fremdkapitals erhoht, ist der Totaleffekt gleich null. Es wurde lediglich ein

•"*' Vgl. CopelandAVeston (1992), S. 200 f •"^^ Vgl. Montgomery/Singh (1984), S. 189; Lubatkin/Chatterjee (1994), S. 130 ff S. dazu auch Barton (1988); Lamont/Polk (2001), S. 1718. '*^ Vgl. Fatemi (1984), S. 1342 f. ^"^ Vgl. Reeb/Kwok/Baek (1998), S. 275 f. '"^^ S. Mead (1978); Helfat/Teece (1987); dazu auch Abschnitt 3.1.2. ^^^ Vgl. D'Aveni/Illinitch (1992), S. 618 ff •'*^ Vgl. Kiirsten (2003), S. 243 f

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Erklarungsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

Werttransfer von den Aktionaren zu den Glaubigem stattfinden.'"*^ Unabhangig davon ist ein Untemehmen mit einem vergleichsweise weniger volatilen Cash-flow und daher geringerem Insolvenzrisiko dann hoher zu bewerten, wenn der Ausgleich durch eine exteme Kapitalzufuhr zu teuer oder unmoglich ist und gleichzeitig signifikante direkte oder indirekte Insolvenzkosten bestehen. Die Realitatsnahe dieser Annahmen wird insbesondere in der Literatur der Finanzierungstheorie kritisch, aber auch kontrovers beurteilt."*^ Fiir alle Dimensionen der Diversifikation relevant ist der indirekt forderliche Effekt der Steuerabzugsfahigkeit von Fremdkapitalzinsen. Dieser wirkt sich aus, sofem die Einkommensstrome der verschiedenen Produktsegmente, Wertschopfungsstufen und Regionen imperfekt korreliert sind, Insolvenzkosten nicht irrelevant sind und zudem Kapitalmarktimperfektionen die Aufnahme von extemem Kapital erschweren. Die durch die Unsicherheitsreduktion unter gewissen Umstanden hervorgerufene Verringerung der Insolvenzwahrscheinlichkeit diversifizierter Untemehmen wiirde dann zu einer erhohten Fremdkapitalkapazitat fuhren. In diesem Fall fiihrt die Steuerabzugsfahigkeit der Zinsaufwendungen zu geringeren Steuerzahlungen und damit zu einer Erhohung des Untemehmenserfolges.'^^

3.2.2 Interne vs. externe Kapitalmarkte Die in Abschnitt 3.2.1 aufgeworfene Problematik des Umgangs mit der Ereignisunsicherheit mundet letztendlich in der Abwagung, ob die zweifellos notwendige Portfoliobildung effizienter in einem untemehmensintemen Kapitalmarkt oder durch die Kapitalgeber selbst in den extemen Kapitalmarkten durchgefuhrt werden kann. Abschnitt 3.2.2 vertieft die vergleichende Gegentiberstellung von intemen und extemen Kapitalmarkten. Wie in Unterabschnitt 3.2.2.1 ausgefiihrt, konnte die asymmetrische Verteilung von Informationen iiber Investitionsprojekte ein Motiv fur die Errichtung von intemen Kapitalmarkten und damit fur die Diversifikation auf Untemehmensebene darstellen. In Unterabschnitt 3.2.2.2 wird ein relevanter Spezialfall dieses Arguments dargestellt. Interne Kapitalmarkte konnten insbesondere von Untemehmen errichtet werden, die Diversifikationsstrategien verfolgen, um einen bereits existierenden Bewertungsabschlag zu verringem. 3.2.2.1 Ressourcenallokation in internen Kapitalmarkten Analog zu dem Gmndgedanken der Ausfuhrungen iiber Economies of Scope und Scale in Abschnitt 3.1.1 konnen uberschiissige Zahlungsmittel als unausgelasteter nicht produktspezifischer Inputfaktor interpretiert werden. Allerdings sind Zahlungsmittel voll skalierbar und kei'^^ Vgl. Black/Scholes (1973), S. 649 ff. '^^ S. Higgins/Schall (1975); Haugen/Senbet (1978); Altman (1984). '^^ Vgl. Lewellen (1971), S. 524 f; Berger/Ofek (1995), S. 41. S. dazu auch Modigliani/Miller (1963).

Erklarungsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

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neswegs investitionsspezifisch, weshalb die Abwicklung des Transfers im Prinzip problemlos ist.'^' Die Free Cash Flows konnen entweder an die Kapitalgeber ausgeschtittet oder innerhalb der Untemehmung reinvestiert werden.'^^ Werden die Free Cash Flows ausgeschtittet, entscheiden die Investoren tiber die Wiederanlage. Das Verbleiben der Free Cash Flows im Untemehmen ist nur dann vorteilhaft, wenn die aus der Reinvestition resultierende Rendite groBer ist als die durch die extemen Kapitalgeber erreichbare. Diese Aussage beinhaltet auch die Moglichkeit der Kapitalgeber, die zuvor von einem Untemehmen ausgeschutteten Free Cash Flows umgehend wieder in das Untemehmen zu investieren.'^^ Wenn die Entscheidung tiber die Reinvestition tiberschtissiger Zahlungsmittel innerhalb des Untemehmens, d. h. vom Management, getroffen wird, dann existiert ein intemer Kapitalmarkt. Werden die Free Cash Flows nicht in das Kemgeschaft, sondem zum Erwerb von Eigentumsrechten an heterogenen Investitionsprojekten verwendet, begrtindet die Existenz des intemen Kapitalmarkts die Diversifikation der Untemehmenstatigkeit. Beispielsweise basiert die in Wissenschaft und Praxis populare Portfolio-Matrix der BOSTON CONSULTING GROUP wesentlich, wenn auch implizit, auf der Annahme der Vorteilhaftigkeit intemer Kapitalmarkte. In der BCG-PortfolioMatrix vereint das optimale Portfolio Geschaftsaktivitaten, deren Netto-Zahlungsmittelbedarf mindestens gleich null ist. Die Cash Cows erwirtschaften Zahlungsmitteltiberschtisse, die hauptsachlich in Stars oder auch Question Marks investiert werden. Zusatzlicher NettoZahlungsmittelbedarf kann durch die VerauBemng von Dogs und gegebenenfalls Question Marks ausgeglichen werden.'^"* Die Vorteilhaftigkeit der Errichtung eines intemen Kapitalmarkts setzt vor allem eine bessere Kenntnis der moglichen Investitionsprojekte und eventuell auch einen signifikanten Kostenvorteil bei der Transaktion der Geldmittel voraus. Beispielsweise behauptet WILLIAMSON, dafi Konglomerate im Vergleich zu Banken und sonstigen Institutionen des extemen Kapitalmarkts einen uberlegenen Informationsstand hinsichtlich der Investitionsaltemativen aufweisen.'^^ Der Klassifikation von verschiedenen Formen der Informationseffizienz folgend, wtirde dies die Ablehnung der Hypothese bedeuten, daB Kapitalmarkte stark informationseffizient seien.'^^ Nach ALCHIAN/ALLEN verfugt die Untemehmensfuhmng zudem tiber wirksamere Kontrollmoglichkeiten als exteme Kapitalgeber, da diese in der Regel fragmentiert sind.'^^ Die Fragmentiemng fuhrt zu einer Free i?/Jer-Problematik, wegen derer der Anreiz zur Kontrolle der Untemehmensleitung gering ist. Die Kosten der Kontrolle sind im Vergleich zu den

'^' Vgl. Chatterjee/Wemerfelt (1991), S. 35 f. •^^ Vgl. Jensen (1986), S. 323. •^^ Vgl. Easterbrook (1984), S. 650 ff. '^"^ Vgl. zu der BCG-Portfolio-Matrix Henderson (1979), S. 163 ff; Fechtel (2001), S. 97 f. '^^ Vgl. Williamson (1975), S. 161 f. '^^ Vgl. Fama (1970), S. 414. *" Vgl. Alchian/Allen (1969), S. 322.

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Erklarungsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

daraus resultierenden Erlosen zu hoch, da alle anderen Kapitalgeber von den Erlosen ebenso profitieren wiirden, ohne jedoch einen Anteil an den Kontrollkosten zu tibemehmen.'^^ GERTNER/SCHARFSTEIN/STEIN argumentieren dagegen, dafi die durch exteme Kapitalgeber ausgeubte Kontrollfunktion nicht zwangslaufig dezentral organisiert sein muB. Bei evidenter Free i^/Jer-Problematik konnte sich ein effizienter Gleichgewichtszustand ergeben, in dem sich Untemehmen iiber den extemen Kapitalmarkt finanzieren und unter den Kapitalgebem der jeweiligen Untemehmen ein hoher Konzentrationsgrad herrscht. Die Autoren unterscheiden zwischen der Finanzierung aus Zahlungsiiberschtissen der untemehmensintemen Investitionsprojekte und der extemen Fremdkapitalfinanziemng z. B. iiber Bankkredite. Das wesentliche Unterscheidungskriterium ist nicht mehr der Konzentrationsgrad der Kapitalgeber, sondem das Eigentum an den residualen Kontrollrechten iiber die Verwendung der bereitgestellten Geldmittel.'^^ Im Falle der Finanzierung eines Geschaftsfeldes iiber den intemen Kapitalmarkt eines diversifizierten Untemehmens liegen die residualen Kontrollrechte bei der Holding, die gleichzeitig der Kapitalgeber ist. Deckt ein fokussiertes Untemehmen seinen Bedarf an Geldmitteln iiber den extemen Kapitalmarkt, dann verbleiben Kontrollrechte bei den Managem des Untemehmens, den Kapitalnehmem.'^^ Ausgehend von diesen Annahmen unterstutzt die Analyse des von GERTNER/SCHARFSTEIN/STEIN formulierten Modells die These der iiberlegenen Funktionsfahigkeit der Kontrollmechanismen intemer Kapitalmarkte. Dieses Ergebnis fuhren die Autoren darauf zuriick, daB die Holding eines diversifizierten Untemehmens einen im Vergleich groBeren Anreiz zur Kontrolle hat, da sie als Kapitalgeber gleichzeitig uber die Residualrechte an den Investitionserlosen verfugt.'^' Als weiteren Vorteil des intemen Kapitalmarktes sehen die Autoren die Moglichkeit der reibungslosen Reallokation von Vermogensgegenstanden, wenn diese in mehr als nur einem Geschaftsfeld verwendet werden konnten.'^^ Nachteilig konnte sich dagegen eine negative Anreizwirkung fur die Manager eines einzelnen Geschaftsfeldes innerhalb eines diversifizierten Untemehmens auswirken. Da die Manager in einem intemen Kapitalmarkt keine Residualrechte an den von ihnen erwirtschafteten Erlosen haben, sind sie der Gefahr opportunistischen Verhaltens seitens der Holding ausgesetzt.'^^ Theoretische wie empirische Studien, die den Vergleich von intemen gegenuber extemen Kapitalmarkten anstellen, kommen zu gemischten Ergebnissen. So schlieBen beispielsweise SHIN/STULZ, daB die inteme Kapitalallokation nicht prinzipiell anders funktioniert als in

'^^ '^^ '^^ '^' '^^ '^^

Vgl. ShleiferA^ishny (1986), S. 461 f. S. dazu auch Grossman/Hart (1980), S. 42 f. S. dazu auch Unterabschnitt 3.1.2.2. Vgl. Gertner/Scharfstein/Stein (1994), S. 1212. S. dazu auch Grossman/Hart (1986), S. 693 ff. Vgl. Gertner/Scharfstein/Stein (1994), S. 1219 f. Vgl. Gertner/Scharfstein/Stein (1994), S. 1223 ff. Vgl. Gertner/Scharfstein/Stein (1994), S. 1220 ff

Erklarungsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

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extemen Markten.'^ Die Ergebnisse einiger Untersuchungen deuten darauf bin, daB interne Kapitalgeber mindestens ebenso gute Investitionsentscbeidungen treffen wie exteme Kapitalgeber.'^^ Nacb den Resultaten anderer Arbeiten scbeint das Problem der Oberinvestition in unprofitable Segmente die moglichen Vorteile von intemen Kapitalmarkten diversifizierter Untemehmen zu iiberwiegen.'^^ Eindeutig ist allerdings die Anreizproblematik in intemen Kapitalmarkten, welche in erster Linie in diversifizierten Untemehmungen auftritt.'^^ Obwohl die zitierten Arbeiten ausschlieBlich die horizontale Dimension untersuchen, kann die Logik der Argumentation uneingeschrankt auf die geographische und vertikale Dimension ubertragen werden. 3.2.2.2 Die Endogenitat der Diversifikationsentscheidung Die Untersuchung der Gegentiberstellung von intemen und extemen Kapitalmarkten hat in jtingeren Publikationen eine zunehmend spezielle Anwendung erfahren. Dieser Gmppe von Arbeiten ist das Argument gemein, der in dem GroBteil der empirischen Studien nachgewiesene Bewertungsabschlag fiir horizontal diversifizierte Untemehmen lasse nicht auf einen kausalen Zusammenhang zwischen dem Untemehmenserfolg und der Diversifikationsstrategie schlieBen. Statt dessen sei dieser auf die Existenz endogener Untemehmenscharakteristika zuruckzufiihren, die EinfluB auf die Diversifikationsentscheidung nehmen. Die Finanziemng der Investitionen geschieht in diesen Modellen meist in einem intemen Kapitalmarkt, also aus den Zahlungsiiberschussen der Untemehmenstatigkeit.'^^ Der Erklamngsansatz der Endogenitat der Diversifikationsentscheidung bezieht neben diesem finanzwirtschaftlichen Aspekt nicht nur weitere leistungswirtschaftliche, sondem auch Probleme der Stichprobenselektion mit ein. In ihrer Studie der horizontalen Diversifikation gelingt es LANG/STULZ, einen signifikanten Bewertungsabschlag fiir diversifizierte Untemehmen nachzuweisen. Sie schlieBen daraus, daB die horizontale Diversifikation kein erfolgsversprechender Pfad der Untemehmensentwicklung sei, haben jedoch Zweifel beziiglich der Hohe des von ihnen gefundenen Abschlags. Die Autoren finden Anhaltspunkte daftir, dafi ein nicht unbetrachtlicher Anteil von Untemehmen ihrer Stichprobe bereits vor der Diversifikationsentscheidung einen Bewertungsabschlag aufwies und mutmaBen, daB diese wenig erfolgreichen Untemehmen in ihrem Kemgeschaft nur

' Vgl. Shin/Stulz (1998), S. 547. ' Vgl. Hubbard/Palia (1999), S. 1149 f; Khanna/Tice (2001), S. 1526 f; Whited (2001), S. 1687 f. * Vgl. Rajan/Servaes/Zingales (2000), S. 76 f; Gertner/Powers/Scharfstein (2002), S. 2504; Goldman (2004), S. 162. ' Vgl. Stein (1997), S. 131; Scharfstein/Stein (2000), S. 2559. ' Vgl. z. B. Fluck/Lynch (1999), S. 320; Gomes/Livdan (2004), S. 513. S. dagegen Maksimovic/Phillips (2002), S. 726, deren Modell unabhangig vom Kapitalmarktargument ist.

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Erklarungsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

geringe Wachstumsaussichten hatten.'^^ In diesem Fall sieht sich ein vergleichsweise wenig erfolgreiches Untemehmen geringeren Opportunitatskosten der Diversifikation gegeniiber, wenn es seine knappen Ressourcen in Aktivitaten auBerhalb des Kemgeschaftsfeldes einsetzt.'^^ In nachfolgenden Studien wird dem Problem der Stichprobenselektion nachgegangen. GRAHAM/LEMMONAVOLF weisen empirisch nach, daB die horizontalen Segmente diversifizierter Untemehmen, die einen hohen Bewertungsabschlag aufweisen, diesen bereits vor der Akquisition aufwiesen, d. h. als sie noch ein selbstandiges fokussiertes Untemehmen darstellten.'^' CAMPA/KEDIA bereinigen um diesen EinfluB der Endogenitat und kommen zu dem Ergebnis, daB sich der ursprungliche Abschlag in einen Aufschlag wandelt. In ihren Augen kann die horizontale Diversifikation eine wertsteigemde Strategie sein.'^^ Dagegen testen LAMONT/POLK die Endogenitat der Diversifikationsentscheidung und schlieBen, dieser Erklamngsansatz habe keine empirische Erklamngswirkung. Die Autoren interpretieren ihre empirischen Resultate derart, daB die Verfolgung der Diversifikationsstrategie den Bewertungsabschlag horizontal diversifizierter Untemehmen verursacht.'^^ Zunehmend bemtihen sich in jiingerer Zeit Autoren von Arbeiten vomehmlich der Finanziemngstheorie um die Entwicklung von Konzepten, die einen empirischen Bewertungsabschlag mit einer theoretisch effizienten Funktionsweise intemer Kapitalmarkte in Ubereinstimmung bringen.'^"* MATSUSAKA formuliert ein dynamisches Modell, in dem die horizontale Diversifikation als SuchprozeB gesehen wird. In Ubereinstimmung mit dem Resource Based View sieht der Autor die Untemehmung als ein Btindel von Ressourcen und Fahigkeiten, deren Wert bei Anwendung innerhalb der bestehenden Organisation maximal ist. Diese Fahigkeiten sind nicht vollkommen aktivitatsspezifisch. Weil Fokussiemng statisch betrachtet die wertoptimale Strategie ist, diversifiziert ein Untemehmen in MATSUSAKAs Modell nur, wenn sich die Geschaftsaussichten im Kemgeschaft verschlechtem und die Reinvestition der intemen Zahlungsiiberschiisse in das Kemgeschaft nicht mehr profitabel ist. Unter bestimmten Gegebenheiten ist es in diesem Marktumfeld vorteilhafter, die freiwerdenden Geldmittel nicht an die extemen Kapitalgeber auszuschutten. Statt dessen begibt sich die bestehende Organisation auf die Suche nach einer wertoptimalen Anwendung seiner besonderen Fahigkeiten, und investiert die Free Cash Flows in Geschaftsfelder auBerhalb des urspriinglichen Kemgeschaftes. Die Suche verlauft experimentell und ist mit Unsicherheit behaftet. Um die Unsicherheit zu begrenzen, verbleibt ein Teil der Aktivitaten des Untemehmens in seinem urspriinglichen

'^^ '^^ *^' •^^ '^^ '

Vgl. Lang/Stulz (1994), S. 1278. Vgl. Campa/Kedia (2002), S. 1732. Vgl. Graham/Lemmon/Wolf (2002), S. 717 f. S. dazu auch Chevalier (2004). Vgl. Campa/Kedia (2002), S. 1759 f; Villalonga (2004a), S. 501; Villalonga (2004b), S. 6. Vgl. z. B. Lamont/Polk (2002), S. 75. Zur empirischen Evidenz der Effizienz von diversifizierten und fokussierten Untemehmen s. Schoar (2002), S. 2401 f

Erklarungsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

43

Geschaftsfeld, wahrend der Suchvorgang andauert. Nach AbschluB des Suchvorgangs fokussiert sich das Untemehmen schlieBlich auf das Geschaftsfeld, in dem seine Fahigkeiten am besten zur Geltung kommen.'^^ Die Modelle von MAKSIMOVIV/PHILLIPS und GOMES/LIVDAN beziehen die Idee des ressourcenbasierten komparativen Vorteils in ihre Modelle mit ein. Ihre Modellierungen sind imstande, die Diversifikationsentscheidung eines Untemehmens durch Verbundeffekte, abnehmende Skalenertrage, Mobilitatsrestriktionen ftir spezialisierte Untemehmen und als eine Reaktion auf branchenspezifische Schocks zu erklaren. Sie verzichten auf die Annahme dariiber hinausgehender Marktimperfektionen.'^^ Das Argument der Endogenitat konnte prinzipiell auf die geographische und die vertikale Dimension iibertragen werden. Beispielsweise finden BODNAR/TANGAVEINTROP in ihrer Studie, dafi die Hohe des Untemehmenserfolgs EinfluB auf die Diversifikationsentscheidung in der geographischen Dimension nimmt.'^^ Die Ubertragung des Arguments auf die vertikale Diversifikation ist ebenfalls denkbar. Im Gegensatz zur horizontalen Dimension liegen fur die geographische und die vertikale Dimension kaum dementsprechend gerichtete Forschungsarbeiten vor.

3.3 Erklarungsansatze fiir nicht-effiziente Diversifikationsstrategien Die Erklarungsansatze der vorhergehenden Kapitel gaben Motive fiir eine betriebswirtschaftlich effiziente Untemehmensdiversifikation, die mit einer gesamtwirtschaftlich effizienten Ressourcenallokation einhergeht. Beginnend mit Abschnitt 3.3.1 wird insofem von dem Kriterium der gesamtwirtschaftlichen Effizienz abgegangen, als die Moglichkeit der Beeinflussung von Marktpreisen in die Uberlegungen miteinbezogen wird. Untemehmen konnen ihren Untemehmenserfolg maximieren, indem sie durch die Verfolgung von Diversifikationsstrategien Monopolrenten generieren. SchlieBlich wird in Abschnitt 3.3.2 auch die Annahme der Maximiemng des Untemehmenserfolges als alleinige Zielstellung der Untemehmung aufgeben. Der Zielkonflikt zwischen den Aktionaren und den mit der Untemehmensfiihmng beauftragten Managem kann eine betriebswirtschaftlich ineffiziente Diversifikationsstrategie begrunden.

3.3.1 Das Streben nach Marktmacht Bis zu dieser Stelle wurden Erklamngsansatze vorgestellt, die auf die kostenseitige Optimiemng und eine effiziente Ressourcenallokation abzielen. Die folgende Betrachtung behalt zwar die Annahme der profitmaximierenden Untemehmung bei, allerdings fuhren die auf dem '^^ Vgl. Matsusaka (2001), S. 409 f; Bemardo/Chowdhry (2002), S. 228 f. '^^ Vgl. Maksimovic/Phillips (2002), S. 722 ff; Gomes/Livdan (2004), S. 513 f '^^ Vgl. Bodnar/TangAVeintrop (1998), S. 2.

44

Erklanmgsansatze fiir die Verfolgung von Diversifikationsstrategien

Streben nach Marktmacht basierenden Erklanmgsansatze nicht mehr zwingend zu einer die Kosten minimierenden Ressourcenallokation. Der in Unterabschnitt 3.3.1.1 einleitenden Erklarung der Entstehung von Markmacht in einem einzelnen Geschaftsfeld folgt in Unterabschnitt 3.3.1.2 eine Ubersicht iiber die verschiedenen Moglichkeiten der Ausdehnung von Markmacht durch Diversifikation. 3.3.1.1 Marktmacht in homogenen Geschaftsfeldern Nach der hier angewandten Konzeption verfiigt ein Untemehmen tiber Marktmacht, wenn es iiber die Moglichkeit verfiigt, durch die Wahl der Einkaufs- oder Absatzmenge EinfluB auf den am Markt realisierten Preis zu nehmen. Ungeachtet der aus gesamtwirtschaftlicher Perspektive wohlfahrtsmindemden Wirkung wird das den eigenen Profit maximierende Unternehmen den EinfluB auf den Marktpreis nutzen, um Monopolrenten zu generieren.'^^ Ublicherweise veranlaBt die Beobachtung iibemormaler Profite andere Untemehmen, in den Markt einzutreten, und diese Arbitrage fuhrt wiederum zu verstarktem Wettbewerb und der Eliminierung der iibemormalen Profite. Marktmacht kann daher nur langfristig Renten begriinden, wenn die Durchfiihrung der Arbitrage zu aufwendig oder gar unmoglich ist. Die Entwicklung der auf diesem Grundgedanken aufbauenden Theorie der Markteintrittsbarrieren wird vor allem den Arbeiten von BAIN zugesprochen.*^^ WEIZSACKER definiert Markteintrittsbarrieren wie folgt: „0.7

Dominant Constrained

0,95 > S R > 0.7 und R C > ^ ^ ^ ^ ^ 2

Dominant Linked-Unrelated

0.95 > S R > 0,7 und

Related Constrained

0,7 >SR und RR>0,7 und

RC>^55±^ 2

Related Linked

0,7 >SR und RR>0,7 und

(5^±^>RC

M±SR)>RC 2

2 Unrelated Business

1

0,7 >RR

Abbildung 7:

Bildung der Diversifikationskategorien nach Rumelt

Quelle:

Rumelt (1982), S. 360

Abbildung 8 illustriert das Klassifikationsschema von BUHNER. In seiner Weiterentwicklung der Diversifikationskategorien von WRIGLEY und RUMELT verzichtet er aus grundsatzlichen Uberlegungen heraus auf die Messung der vertikalen Diversifikation.^^^ Um die Messung in der geographischen Dimension zu berticksichtigen, fiigt BUHNER den zwei Kennzahlen von WRIGLEY eine den Intemationalisierungsgrad beschreibende hinzu. Der Autor fuhrt eine Studie der horizontalen und geographischen Diversifikation deutscher Untemehmen durch, in der er den Anteil der auBerhalb Deutschlands erzielten an den gesamten Umsatzerlosen einer Untemehmung ermittelt. Diese Kennzahl kann als Degree of Foreign Involvement (DPI) bezeichnet werden. Ein Untemehmen mit einem DPI groBer oder gleich 40 % gilt demnach als geographisch diversifiziert. Ist die Auspragung der Kennzahl kleiner als dieser Schwellenwert, dann handelt es sich nach Anschauung des Autors dagegen um ein national fokussiertes Untemehmen.^^^

^^"^ Vgl. Rumelt (1974), S. 29-32. ^^^ Vgl. Buhner (1983), S. 1036. ^^^ Vgl. Buhner (1983), S. 1026 f; Buhner (1993), S. 117.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

67

inlandsorientierte Einproduktuntemehmung ja

auslandsorientierte Einproduktuntemehmung

inlandsorientierte Unternehmung mit dominierendem Produktbereich ja

auslandsorientierte Unternehmung mit dominierendem Produktbereich

inlandsorientierte Unternehmung mit verbundenem Produktbereich ja

nein

auslandsorientierte Unternehmung mit verbundenem Produktbereich

inlandsorientierte Unternehmung mit unverbundenem Produktbereich ja

Abbildung 8:

Bildung der Diversifikationskategorien nach Buhner

Quelle:

Buhner (1993), S. 118

auslandsorientierte Untemehmung mit unverbundenem Produktbereich

4.1.1.2 Quantitativ-kontinuierliche Methoden Die vorgestellten qualitativ-kategorialen Methoden weisen dem Untersuchungsleiter einen umfangreichen Ermessensspielraum bei der Beurteilung der Diversifikation eines Untemehmens zu. Damit lauft diese Methode Gefahr, dem Anspruch der Giitekriterien nach Objektivitat und Reliabilitat der Messung nicht zu entsprechen. Die gangigen quantitativkontinuierlichen Methoden vermeiden diese Nachteile. Der GroBteil dieser MaCe ist in dem Feld der deskriptiven Statistik verwurzelt. Ursprtinglich wurden sie zur Messung der Konzentration einer Verteilung eingesetzt. Angewandt auf den Kontext der Diversifikationsforschung erfaBt ein KonzentrationsmaB den Grad der Fokussierung eines Untemehmens. Die Evolution der Konzentrationsmessung als Teilgebiet der statistischen Methodenlehre ist vor allem auf die zunehmende Zahl von Untersuchungen der Ungleichverteilung von Einkommen und Vermogen, sowie empirische Arbeiten der Anbieterkonzentration in spezifi-

68

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

schen Einzelmarkten zuriickzuftihren.^^^ Der Thematik beider exemplarischer Anwendungsgebiete der Konzentrationsmessung ist gemein, daB sie die Verteilung der Summe der Merkmalsauspragungen auf die Merkmalstrager beriihrt. Der wesentliche Unterschied liegt im Detail. Wahrend die Untersuchung der Ungleichverteilung von Einkommen und Vermogen auf die Messung der relativen Konzentration abzielt, hat eine derartige Information fiir die Studie der Marktkonzentration nur wenig Aussagekraft. Dieser ist an der Messung der absoluten Konzentration gelegen.^^^ Die begriffliche Dichotomie von absoluter und relativer Konzentration ist nicht intuitiv, da beide Konzepte als gemeinsames Element die Distribution von relativen Teilen der Merkmalssumme auf die Merkmalstrager beinhalten. Entscheidend sind die Unterschiede in der Art der Zuordnung auf die Merkmalstrager. Bei der Verwendung relativer Konzentrationsmai3e werden Anteile an der Merkmalssumme Anteilen an der Zahl von Merkmalstragem zugeordnet. Ein absolutes KonzentrationsmaB ordnet dagegen Anteile der Merkmalssumme einer absoluten Zahl von Merkmalstragem zu.^^^ „Etwas unscharf formuliert, besteht der Unterschied darin, daB von absoluter Konzentration dann gesprochen wird, wenn ein GroBteil des gesamten Merkmalsbetrages auf eine kleine Zahl von Merkmalstragem entfallt, von relativer Konzentration, wenn ein GroBteil des gesamten Merkmalsbetrages auf einen kleinen Anteil der Merkmalstrager entfallt."^^ Im folgenden wird erlautert, aus welchen Griinden fiir die Untersuchung der Anbieterkonzentration relative KonzentrationsmaBe nur eingeschrankt brauchbar sind und inwiefem diese Erkenntnis einen Ausgangspunkt fiir die Beurteilung von DiversifikationsmaBen darstellen. In der personellen Einkommensverteilung interessiert beispielsweise, welcher Anteil des Gesamteinkommens auf den am besten verdienenden Anteil der Population entfallt. Die graphische Darstellung dieses Zusammenhanges kann anhand der Lorenzkurve erfolgen. Bei dieser Darstellungsart werden der kumulierte Anteil der Merkmalstrager auf der horizontalen und der kumulierte Anteil der Merkmalssumme auf der vertikalen Achse abgetragen. Die Abbildung einer vollkommenen Gleichverteilung gleicht einer Diagonalen. Das MaB der Ungleichverteilung bzw. der relativen Konzentration ist dann durch das Verhaltnis der Flache zwischen Diagonale und tatsachlicher Kurve, zu der gesamten Flache unterhalb der Diagonalen gegeben. Diese Verhaltniszahl wird als Gini-Koeffizient bezeichnet.^^' Ein einfaches Beispiel der Angebotssituation in einem Markt illustriert, warum dieses MaB fur die Untersuchung der Marktkonzentration nicht geeignet ist. Unterstellt sei eine symmetrische Verteilung der Marktanteile, die Zahl der Untemehmen variiere. Der Gini-Koeffizient hat aufgrund der Symmetric der Marktanteile den Wert null sowohl im Falle eines Monopols, eines Oligopols ^^^ Vgl.Piesch(1975),S. 1. ^^* Vgl. Adelman (1951), S. 269 f. S. auch Rosenbluth (1955). ^^^ Vgl. Marfels (1971), S. 753 f. ^^^ Bruckmann (1998), S. 191. ^^' Vgl. Adelman (1951), S. 270.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

69

als auch einer atomistischen Wettbewerbsstruktur. Neben der Verteilung der Marktanteile ist folglich die absolute Zahl der Wettbewerber entscheidend fiir ein Resultat, das dem Untersuchungszweck dient. MaBe der absoluten Konzentration beriicksichtigen sowohl die GroBenverteilung als auch die Anzahl der Merkmalstrager. Formal konnen die absoluten KonzentrationsmaBe in vier Gruppen unterteilt werden.^^^ Die Konzentrationsrate, der Hall-Tideman-Rosenbluth-Index, der Hirschman-Herfindahl-Index und der Entropie-Index unterscheiden sich lediglich in der Gewichtung der in die Berechnung eingehenden GroBenindikatoren und der Zahl der beriicksichtigten Merkmalstrager.^" Den vier MaBen liegt die in Gleichung (11) dargestellte allgemeine Struktur zugrunde. P, steht dabei fur den am gewahlten GroBenindikator gemessenen Anteil des Untemehmens / an der GroBe des gesamten Marktes. w, ist der Gewichtungsfaktor fiir die relative GroBe des Untemehmens i}^ Als geeignete GroBenindikatoren gelten der Anteil der Beschaftigten, der Umsatzerlose, der Wertschopfung und des investierten Vermogens an der entsprechend gemessenen MarktgroBe.^^^ m

(11)

i = £PiWi i=l 1

= Index der absoluten Konzentration

Pi

= Relative GroBe des Merkmalstragers i

Wi

= Gewichtungsfaktor des Merkmalstragers i

m

= A n z a h l der beriicksichtigten M e r k m a l s t r a g e r

Die Messung des Diversifikationsgrades von Untemehmen erfolgt analog. Die Untersuchung wird lediglich von der Markt- auf die Untemehmensebene verlagert. Anstelle der absoluten Zahl und relativen GroBe von Anbietem in einem Markt sind die absolute Zahl und die relative GroBe der homogenen Geschaftsfelder innerhalb einer spezifischen Untemehmung Gegenstand des Interesses. Bis auf die Wertschopfung, die im Kontext dieser Arbeit eher als ein MaB ftir die vertikale Diversifikation anzusehen ist, sind die oben genannten GroBenindikatoren ebenso auf die Diversifikationsmessung anwendbar. Anders als bei der Messung von Marktstrukturen sollte die Anzahl der heterogenen Geschaftsfelder im Vergleich zu deren relativer GroBe uberproportional in die Berechnung eingehen. Dies ist insofem sinnvoU, als Obwohl es sich bei Anwendung absoluter KonzentrationsmaBe auf nominal skalierte Merkmale, wie es bei der Messung der Anbieterkonzentration und Diversifikation gegeben ist, im Grunde nur um eine analoge Verwendung in Form so genannter Heterogenitatsindizes handelt, wird diese begriffliche Unterscheidung aus Vereinfachungsgriinden in dieser Arbeit nicht vorgenommen. Vgl. Piesch (1975), S. 126 f ^ " Vgl. Marfels (1971), S. 758. ^^ Vgl. Marfels (1971), S. 758. Fur die Darstellung in Gleichung (11) vgl. Jacquemin/Berry (1979), S. 359. ^^^ Vgl. Adelman (1951), S. 272 f

70

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

Aktivitaten geringen Umfangs iiberproportional zu der Komplexitat der Untemehmensftihrung beitragen. Das Management widmet kleinen Geschaftsfeldem i. d. R. libermaBig viel Aufmerksamkeit.^^^ Durch die Verfolgung einer Wachstumsstrategie in einem gegenwartig kleinen Geschaftsfeld hat dieses zudem einen ubeq^roportional groBen Anteil am gesamten Investitionsvolumen und an den Renditeerwartungen der Investoren. Eine fur die Durchliihrung der empirischen Messung von Marktstrukturen positive Eigenschaft kehrt sich bei der Messung der Diversifikation jedoch ins Negative. Wegen des in der Konzentrationsmessung geforderten Gewichtungsschemas haben Untemehmen mit nur geringer relativer Grofie ein unterproportionales Gewicht im Ergebnis der Berechnung. Wahrend die Datenbasis fur im Markt relativ kleine Untemehmen teilweise ungenau oder unsicher ist, hat diese potentielle Fehlerquelle nur eine vergleichsweise geringe Auswirkung auf das Resuhat der Berechnung der Anbieterkonzentration.^^^ Im Zuge der Umwandlung in eine den Diversifikationsgrad widerspiegelnde MaBzahl gehen kleine Segmente dagegen zwar wie erwUnscht iiberproportional in die Rechnung ein, zugleich nimmt aber die Sensitivitat gegeniiber Fehlem in der Datenbasis zu.^^^

4.1.2 Messung der horizontalen und geographischen Diversifikation Im weiteren werden konkrete Moglichkeiten der Berechnung von MaBen der Diversifikation in der horizontalen und in der geographischen Dimension vorgestellt. Die Ausflihrungen beschranken sich auf die metrischen MaBe und gehen nicht tiefer auf die Systeme der subjektiven Kategorisierung ein, da diese konstruktionsbedingt den Giitekriterien der Reliabilitat und Objektivitat nicht gentigen. Unterabschnitt 4.1.2.1 schafft die Grundlagen fur die Identifikation der Segmente, aus deren Anzahl und GroBenverteilung die MaBe der absoluten Diversitat berechnet werden konnen. In Unterabschnitt 4.1.2.2 wird die Funktionsweise ausgewahlter Methoden beschrieben. Die Moglichkeiten der Berticksichtigung der Verbundenheit der Diversifikation werden in Unterabschnitt 4.1.2.3 erlautert. Unterabschnitt 4.1.2.4 zeigt, wie die horizontale und die geographische Diversifikation in einen mehrdimensionalen Index integriert werden konnen. 4.1.2.1 Die Identifikation der Merkmalstrager Wie bereits in Abschnitt 2.1.1 erwahnt, konnen in der Diversifikationsforschung drei Ansatze zur Abgrenzung von Geschaftsaktivitaten unterschieden werden. Beispielsweise wird in dem Klassifikationsschema von RUMELT die horizontale Diversifikation aufgrund der Unter^^^ Vgl. Schoar (2002), S. 2393. ^^^ Vgl. Scherer/Ross (1990), S. 72. ^^^ Vgl. Jacquemin/Berry (1979), S. 360.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

71

schiedlichkeit der im ProduktionsprozeB genutzten Inputfaktoren beurteilt. Dagegen grenzt ANSOFF die von einer Untemehmung bedienten Produktmarkte zusatzlich nach dem zu befriedigenden Kundennutzen voneinander ab. Das Kriterium der Kreuzpreiselastizitat entspricht ebenfalls diesem Prinzip. Der sogenannte Produktansatz ist gewissermaBen eine Kombination der Ressourcen- und der Marktperspektive und kann zur horizontalen Abgrenzung von Geschaftsaktivitaten herangezogen werden.^^^ Offizielle Gliederungen der Wirtschaftszweige wie das US-amerikanische System der Standard Industrial Classification-Codes (SIC-Codes) und die deutsche „Klassifikation der Wirtschaftszweige - Ausgabe 2003" (WZ-03) verwenden diese Methode der Unterscheidung. Die SIC-Klassifikation wie auch das WZ-03-System des Statistischen Bundesamtes nehmen eine hierarchische Klassifikation aller in einer Volkswirtschaft durchgefuhrten wirtschaftlichen Aktivitaten vor. Die Abgrenzung wirtschaftlicher Tatigkeiten orientiert sich in erster Linie an den Charakteristika des produzierten Gutes oder der erbrachten Dienstleistung. Die Art des Produktionsprozesses und die Verschiedenartigkeit der verwendeten Ressourcen werden ebenfalls als Kriterien miteinbezogen.^^^ Der hierarchische Charakter des WZ-03-Systems wird anhand der Abbildung 9 illustriert. Auf der obersten Ebene werden alle wirtschaftlichen Tatigkeiten in insgesamt 17 Abschnitte (z. B. „D - Verarbeitendes Gewerbe") eingeteilt. Die Abschnitte werden in 31 Unterabschnitte (z. B. „DG - Herstellung von chemischen Erzeugnissen") unterteilt. Das System wird nach dem gleichen Muster weiter in 60 Abteilungen (z. B. „DG24 - Herstellung von chemischen Erzeugnissen"), 222 Gruppen (z. B. „DG24.4 - Herstellung von pharmazeutischen Erzeugnissen"), 513 Klassen (z. B. „DG24.41 - Herstellung von pharmazeutischen Grundstoffen") und 1041 Unterklassen (z. B. „DG24.41.0 - Herstellung von pharmazeutischen Grundstoffen) verfeinert.^^' Unter der Voraussetzung, dafi die GroBenindikatoren der horizontalen Segmente eines Untemehmens unproblematisch heruntergebrochen werden konnen, eignen sich die Segmente auf prinzipiell jeder dieser Gliederungsebenen als Merkmalstrager. Der hierarchische Aufbau der WZ-03-Codes ermoglicht zudem die Unterscheidung von verbundener und unverbundener Diversifikation. Diesem Ansatz liegt die Annahme zugrunde, dafi beispielsweise Gruppen innerhalb des gleichen Unterabschnitts als verbunden und Gruppen aus unterschiedlichen Unterabschnitten als unverbunden interpretiert werden konnen.^^^

""^S.Abschnitt 2.1.1. ^'^^ Vgl. Statistisches Bundesamt (2003), S. 16. ^^' S. dazu auch Anhang 2 und Anhang 3. ^^^ Vgl. Palepu( 1985), S. 244.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

72

Beisplelhafte Einordnung In die WZ-03-Klassifikation

Gliederungsebene Bezeichnung Abschnitt

Anzahl 17

WZ-03 Code

Bezeichnung

D

Verarbeitendes Gewerbe

Unterabschnitt

31

DC

Herstellung von chemischen Erzeugnissen

Abteilung

60

DG24

Herstellung von chemischen Erzeugnissen

Gruppe

222

DG24.4

Herstellung von pharmazeutlschen Erzeugnissen

Klasse

513

DG24.41

Herstellung von pharmazeutlschen Grundstoffen

DG24.41.0

Herstellung von pharmazeutlschen Grundstoffen

Unterklasse

1041

Abbildung 9:

Hierarchic der WZ-03-Systematik

Quelle:

Eigene Darstellung in Anlehnung an Statistisches Bundesamt (2003), S. 13

Eine offizielle Gliederungssystematik liegt in der geographischen Dimension nicht vor. Die Identifikation einer kleinsten geographisch abgrenzbaren Einheit ist vergleichsweise unproblematisch. Der Nationalstaat bildet hinsichtlich rechtlicher, politischer und sozialer Kriterien eine weitgehend homogene Einheit.^^^ Allerdings weisen einige Nationalstaaten eine groBere Ahnlichkeit zueinander auf als andere. Urn den unterschiedlichen Grad der Verbundenheit zu erfassen, konnen die einzelnen Nationalstaaten zu ubergeordneten Wirtschaftsraumen bzw. Clustern zusammengefaBt werden. Diese Wirtschaftsraume weisen beztiglich gewisser Kriterien ahnliche Charakteristika auf. Als Kriterien eignen sich z. B. die geographische Lage, die Sprache und die Religion.^^'* Auch der technologische Entwicklungsstand eines Landes konnte herangezogen werden.^^^ HOFSTEDE entwickelt Indizes, nach deren Auspragung die kulturellen Unterschiede zwischen Nationalstaaten beurteilt werden konnen: Die Rolle eines Vorgesetzten in einer hierarchischen Organisation, die Risikobereitschaft, der Wunsch nach Individualitat und die Maskulinitat des Wertesystems einer Gesellschaft.^^^ Da die Cluster je nach Untersuchungsziel, Auswahl der Kriterien und der Person des Forschenden variieren, versuchen sich RONEN/SHENKAR an einer Synthese von acht Forschungsarbeiten. Analog zu der WZ-03-Hierarchic ermoglicht das in Abbildung 10 dargestellte Gliederungssystem die Unterscheidung von verbundener und unverbundener geographischer Diversifikation. Diesem Ansatz liegt die Annahme zugrunde, daB Nationalstaaten innerhalb desselben Wirtschaftsraumes als verbunden und Nationalstaaten aus unterschiedlichen Wirtschaftsraumen als unverbunden interpretiert werden konnen.

' Vgl. Ronen/Shenkar (1985), S. 444. ^ Vgl. Ronen/Shenkar (1985), S. 444. ' Vgl. Webber (1969), S. 76 f. ' Vgl. Hofstede (1983), S. 50 ff.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

Abbildung 10:

Geographische Klassifikation nach Ronen/Shenkar

Quelle:

Eigene Darstellung in Anlehnung an Ronen/Shenkar (1985), S. 449

73

4.1.2.2 MaDe der absoluten Diversitat Die Merkmalstrager in der horizontalen und der geographischen Dimension konnten auf der Grundlage der im vorangegangenen Abschnitt vorgestellten Klassifikationssysteme identifiziert werden. Unmittelbar nach der Identifikation der Segmente ergibt sich die einfache Zahl der Segmente, welche die Auspragung des am wenigsten komplexen der DiversitatsmaBe ist. Gleichung (12) gibt die nach SCHWALBACH normierte Anzahl der Geschaftsfelder DIV wieder.^^^ DIV steigt mit zunehmender Diversifikation an und ist auf ein Intervall von null und eins normiert. Das Mafi ergibt sich aus der Ausgangsstruktur von Gleichung (11), wenn die relativen GroBen der Segmente mit ihrem Kehrwert gewichtet werden. Dieses Vorgehen wirkt Vgl. Schwalbach (1985), S. 570.

74

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

sich insofem nachteilig aus, als damit die GroBenverteilung der Segmente nicht in die Berechnung eingeht. Dagegen wird die Anzahl aller Segmente beriicksichtigt und kleine Segmente werden tiberproportional gewichtet. In vielen Studien wird neben der einfachen Zahlung der Segmente eine Dummy-Variable der Diversifikation gebildet. Untemehmen mit mehr als nur einem Segment werden als diversifiziert und die iibrigen als fokussiert klassifiziert.^^^ In diesem Verfahren geht der Informationsgehalt sowohl der GroBenverteilung als auch der absoluten Zahl der Segmente verloren. (12)

DIV = 1 - n DIV

= Normierte Anzahl der Segmente

n

= Anzahl der Segmente

Eine ebenfalls wenig komplexe MeBtechnik fiir die absolute Konzentration einer Verteilung stellt die Konzentrationsrate dar. Sie gibt den Teil der Merkmalssumme an, der auf eine im vorhinein begrenzte Zahl der groBten Merkmalstrager entfallt. Die relative GroBe der Merkmalstrager wird gleich gewichtet und abhangig von der beriicksichtigten Anzahl der Merkmalstrager liegt der resultierende Wert in einem Intervall von null bis eins.^^^ Um die Konzentrationsrate CR zur Messung des Diversifikationsgrades einzusetzen, wird in Gleichung (13) eine Transformation vorgenommen. Diese fiihrt dazu, daB die Mafizahl mit zunehmender Diversifikation steigt. Die haufige Verwendung der Konzentrationsrate in Studien der Wettbewerbsstruktur einzelner Wirtschaftszweige ist historisch durch die einfache Handhabung und gute Datenverfiigbarkeit bedingt.^^^ Grundsatzlich ist das Verfahren jedoch als unzureichend betrachten, da der GroBteil der in der Verteilung vorhandenen Informationen nicht ausgeschopft wird.^^' Weder die absolute Anzahl der Geschaftsbereiche noch die GroBenverteilung der Segmente werden in der Rechnung beriicksichtigt. Die von einem DiversifikationsmaB geforderte iiberproportionale Gewichtung der relativ kleinen Aktivitaten findet nicht statt. Statt dessen fallen gerade diese aus der Berechnung heraus. Der Degree of Foreign Involvement (DFI) ist die am haufigsten verwendete Methode zur Messung der geographischen Diversifikation.^^^ Die Logik ist der der Konzentrationsrate CR in Gleichung (13) ahnlich. Der DFI miBt den Anteil der inlandischen Geschaftstatigkeit am Gesamtgeschaft und schlieBt davon auf den Grad der geographischen Diversifikation. Die

^^^ ^^^ ^^^ ^^' ^^^

S. z. B. Berger/Ofek (1995); Lins/Servaes (1999). Vgl. Marfels (1971), S. 758. Vgl. Stigler(1968),S.30. Vgl. Bruckmann (1998), S. 192. S. dazu Sullivan (1994); Nguyen/Cosset (1995).

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

75^

heterogenen auslandischen Segmente werden aggregiert, so daB letztendlich nur zwei Merkmalstrager unterschieden werden. Die einfache Berechenbarkeit und der geringe Datenbedarf sind die Vorteile dieser Methode. Nachteilig wirkt sich aus, dafi durch die Aggregation der Daten ein wichtiger Teil der Information verloren geht. Weder die absolute Anzahl noch das relative Gewicht oder die Verbundenheit der einbezogenen diversen geographischen Wirtschaftsraume werden im DFI beriicksichtigt.^^^ m

(13)

CR = 1 - £ P , 1=1

CR

= Konzentrationsrate

Pj

= Relative GroBe des Segments i

m

= Anzahl der m groBten Segmente

Das unabhangig voneinander von HALL/TIDEMAN und ROSENBLUTH entwickelte KonzentrationsmaB hat mit der Berechnung des Gini-Koeffizienten und der Konzentrationsrate gemein, daB in einem ersten Schritt die Merkmalstrager in absteigender Reihenfolge nach der Hohe der Merkmalsauspragung geordnet werden. Die in Gleichung (11) dargestellte allgemeine Ausgangsstruktur der KonzentrationsmaBe wird dahingehend spezifiziert, das die relativen Anteile der auf die Merkmalstrager entfallenden Merkmalssumme mit ihrem Rang gewichtet in die Berechnung eingehen. In Gleichung (14) resultiert die Grundstruktur des HallTideman-Rosenbluth-Index(//r/?-Index).^^^ (14)

HTR = ] ^ P - i i=l

HTR

= Hall-Tideman-Rosenbluth-Index (Ausgangsstruktur)

Pj

= Relative GroBe des Segments i

n

= Anzahl der Segmente

i

= Rang des Segments i

Der Ausdruck nimmt Werte von eins bis unendlich an und steigt mit sinkendem Konzentrationsgrad. Um den Wert des Index mit zunehmender Konzentration ansteigen zu lassen und gleichzeitig auf ein Intervall von null bis eins zu normieren, muB eine entsprechende Transformation stattfmden.^^^ Fiir die Verwendung als DiversitatsmaB wird der Index nochmals ^^^ Vgl. Fisch/Oesterle (2003), S. 5. ^^"^ Vgl. Hall/Tideman (1967), S. 165 f; Piesch (1975), S. 141 ff. ^^^ Vgl. Hall/Tideman (1967), S. 166.

76

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

transformiert, so dal3 sich der Ausdruck in Gleichung (15) ergibt. Die Transformation ist notwendig, urn das Vorzeichen der Anderung des MaBes an das der Veranderung des Diversifikationsgrades anzupassen. Mit Hinblick auf die Messung der Diversifikation hat der HTRIndex gegenuber der Konzentrationsrate den Vorteil, dafi die absolute Anzahl der Geschaftsbereiche in die Berechnung eingeht. Durch die Gewichtung der relativen GroBe der Segmente mit ihrer jeweiligen Rangzahl erlangen Aktivitaten geringen Umfangs ein iiberproportionales Gewicht. AuBerdem wird im Zuge der Ermittlung des HTR-lndQx die GroBenverteilung der Segmente beriicksichtigt. In empirischen Studien der Diversifikation hat der Index bisher kaum Anwendung gefunden. (15)

HTR = 1-

1

2-ZPri -1 HTR

= Hall-Tideman-Rosenbluth-Index (transformiert)

Pj

= Relative GroBe des Segments i

n

= Anzahl der Segmente

i

= Rang des Segments i

Wie im Verfahren der Ermittlung des HTR-lndQX werden fur die Berechnung des KwokaDominanz-Index (AX>-Index) die Segmente nach ihrer relativen GroBe geordnet. Der KDIndex betont die Ungleichverteilung der GroBendifferenzen zwischen den Segmenten, indem von der relativen GroBe eines Segments P, die relative GroBe des nachst groBeren Segments Pi+] subtrahiert wird.^^^ Diese GroBendifferenz wird, wie in Gleichung (16) illustriert, mit sich selbst gewichtet, anschlieBend iiber alle Segmente addiert und von eins subtrahiert. Die Wertebereich ist auf ein Intervall von null und eins normiert. Die Quadrierung der GroBendifferenzen fuhrt zu einer iiberproportionalen Gewichtung der GroBendifferenzen zwischen den kleinen Segmenten. Die absolute Anzahl aller Merkmalstrager wird in der Berechnung der MaBzahl berucksichtigt.

^^^ Vgl. Kwoka (1977), S. 184; Acar/Bhatnagar (2003), S. 12.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

(16)

77

KD = l-Ji(Pi-P„,)' i=l

KD

= Kwoka-Dominanz-Index

Pi

= Relative GroBe des Segments i

n

= Anzahl der Segmente

i

= Rang des Segments i

4.1.2.3 Die Erfassung der Verbundenheit von Segmenten Die Verbundenheit von Geschaftsfeldem kann von den bisher vorgestellten MaBen nicht zum Ausdruck gebracht werden. Demgegentiber sind der Hirschman-Herfindahl-Index (////-Index) und der Entropie-Index in eine verbundene und eine unverbundene Komponente zerlegbar. Die Komponenten lassen sich additiv zu einem Index der totalen Diversifikation verknupfen. Ein MaB der Diversifikation, das zwar explizit die Verbundenheit von Segmenten beriicksichtigt, aber nicht in Komponenten zerlegt wird, ist der Concentric-Index. Der ////-Index ist ein zeitgleich von HIRSCHMAN und HERFINDAHL entwickehes MaB der absoluten Konzentration, das aufgrund seiner direkten Interpretierbarkeit weite Verbreitung in der OHgopoltheorie, vor allem in Studien der Anbieterkonzentration, gefunden hat.^^^ Der Aufbau des MaBes entspricht dem des bereits im vorhergehenden Unterabschnitt dargestellten AX)-Index, dessen Entwicklung aus dem Konstruktionsprinzip des ////-Index abgeleitet wurde. Anstelle der GroBendifferenzen gehen die relativen GroBen der Segmente in die Berechung des ////-Index ein. Ausgehend von Gleichung (11) ergibt sich die MaBzahl in Gleichung (17), indem die Anteile GroBenauspragung der jeweiligen Merkmalstrager an der gesamten Merkmalssumme mit sich selbst gewichtet und uber alle Merkmalstrager summiert werden. Die moglichen Werte des ////-Index liegen in einem Intervall von null bis eins. Um dem Index eine der Veranderung des Diversifikationsgrades entsprechende Bewegungsrichtung zu geben, wird die MaBzahl der absoluten Konzentration von eins subtrahiert.^^^ Beginnend mit den Arbeiten von BERRY und GORECKI hatte sich der ////-Index auch bei der Messung des Diversifikationsgrades von Untemehmen weitestgehend durchgesetzt, wurde aber zunehmend durch den Entropie-Index verdrangt.^^^

^^^ Vgl. Stigler (1964), S. 55; Adelman (1969), S. 99 fF. S. dazu auch Hirschman (1964). ^^^ Vgl. Berry (1975), S. 62 f. ^^^ Vgl. Acar/Sankaran (1999), S. 971. S. dazu auch Berry (1971); Gorecki (1974).

78

(17)

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

HH„, = l - X P i ' HHDT

= Hirschman-Herfindahl-Index der totalen Diversifikation

Pi

= Relative Gr66e des Segments i

n

= Anzahl der Segmente

Wahrend Gleichung (17) den ////-Index der totalen Diversifikation HHDT abbildet, ist bei der Erforschung von Diversifikationsstrategien auch die Verbundenheit zwischen den einzelnen Segmenten von grofiem Interesse. Der Kennzahl wurde lange Zeit abgesprochen, sich mathematisch in zwei additive Komponenten zerlegen zu lassen. ACAR/SANKARAN belegen das Gegenteil.^^^ Der Grad der unverbundenen Diversifikation HHDV wird analog zu Gleichung (17) berechnet. Wie in Gleichung (18) dargestellt, werden anstelle der einzelnen Segmente die hierarchisch tibergeordneten Segmentgruppen benicksichtigt. In der horizontalen Dimension handelt es sich bei einer Segmentgruppe um eine z. B. in der WZ-03-Klassifikation iibergeordnete Hierarchieebene, welche die Segmente einer untergeordneten Hierarchieebene umfafit. In der geographischen Dimension entspricht die tibergeordnete Segmentgruppe z. B. einem Wirtschaftsraum, in dem mehrere einzelne Nationalstaaten zusammengefafit werden.^^' m

(18)

HH^^=1-£P/ HHDU

= Hirschman-Herfindahl-Index der unverbundenen Diversifikation

Pj

= relative GroBe der tibergeordneten Segmentgruppe j

m

= Anzahl der tibergeordneten Segmentgruppen

ACAR/SANKARAN zeigen, dafi der ////-Index der verbunden Diversifikation HHDV in Gleichung (19) resultiert, wenn HHDU von HHDT subtrahiert wird.^^^

^^ S. Acar/Sankaran (1999); dazu auch Anhang 4. ^^' S.Unterabschnitt 4.1.2.1. ^^^ Vgl. Acar/Sankaran (1999), S. 975. S. dazu auch Anhang 4.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

(19)

2

HH„^=XP;

l-I

79

vP.y

HHDV

= Hirschman-Herfindahl-Index der verbundenen Diversifikation

Pi

= relative GroBe des Segments i

Pj

= relative Gr6l3e der iibergeordneten Segmentgruppe j

m

= Anzahl der iibergeordneten Segmentgruppen

Der Entropie-Index hat seinen Ursprung in der Informationstheorie und wurde u. a. durch die Arbeit von THEIL als absolutes KonzentrationsmaB in verschiedene Fragestellungen der Wirtschaftswissenschaften eingefuhrt.^^^ In der Informationstheorie dient der Index der Messung des Informationsgehaltes einer definitiven und verlaBlichen Nachricht. Dies sei beispielhaft erlautert: Ein Ereignis E wird mit der Wahrscheinlichkeit P auftreten. Zu einem gewissen Zeitpunkt wird die Nachricht veroffentlicht, dafi E eingetreten sei. Wenn aber P groB ist, dann hat diese Nachricht einen relativ geringen Informationsgehalt, da man ohnehin mit E rechnete. Wenn im Gegensatz dazu P klein ist, dann uberrascht die Nachricht des Eintritts von E und der Informationsgehalt ist entsprechend groB. Verallgemeinert ist der Informationsgehalt der Nachricht um so groBer, je geringer P ist. Die negative Logarithmusfunktion gibt diese Eigenschaft wieder, ist jedoch willkiirlich gewahlt, da sie additiv und dementsprechend gut kombinierbar ist.^^"* Der erwartete Informationsgehalt einer Nachricht laBt sich dann errechnen, indem der negative Logarithmus der Eintrittswahrscheinlichkeit mit der Wahrscheinlichkeit selbst multipliziert wird.^^^ Die Anwendung in der Konzentrationsmessung erfolgt analog, indem die Eintrittswahrscheinlichkeiten durch die relativen Haufigkeiten bzw. die relativen Anteile der Merkmalssumme ersetzt werden. ^^^ Die Verwendung des Entropie-Index als MaB der absoluten Konzentration einer Verteilung erfordert allerdings die Verwendung der positiven Logarithmusfunktion. Andemfalls waren das MaB und die zu messende Konzentration gegenlaufig. Ftir die Messung der Diversifikation ist diese Umwandlung jedoch nicht erforderlich. Die relativen GroBen der Merkmalstrager werden mit dem naturlichen Logarithmus des Kehrwertes der jeweiligen Anteile gewichtet. Dies entspricht der oben beschriebenen Verwendung des negativen naturlichen Logarithmus der jeweiligen Anteile. In Gleichung (20) resultiert der Entropie-Index der totalen Diversifikation EDT-^^^ Die moglichen Resultate liegen in einem Intervall von null bis unendlich. Eine Normierung auf das Intervall von null

^^^ S.Theil(1967). ^^"^ Vgl.Theil(1967),S.3f ^^Wgl.Theil(1967),S.24f. ^^^ Vgl.Piesch(1975), S. 162. ^^^ Fur die Darstellung in Gleichung (20) vgl. Jacquemin/Berry (1979), S. 360. S. dazu auch Palepu (1985).

80

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

bis eins ist theoretisch moglich, indem beispielsweise der Wert des Ausdrucks in Gleichung (20) durch den in Abhangigkeit von n maximalen Wert In (n) dividiert wird. Nur verlore das Ma6 dann an Aussagefahigkeit, da es in zahlreichen Belangen wie ein MaB der relativen Konzentration wirken wurde. Zudem ginge die Additionseigenschaft verloren.^^^

(20)

E^,=XPi-lnfEDT

= Entropie-lndex der totalen Diversifikation

Pi

= relative GroBe des Segments i

n

= Anzahl der Segmente

Die Anwendung des Entropie-lndex fiir die Messung des Diversifikationsgrades wurde von JACQUEMIN/BERRY und PALEPU vorgeschlagen.^^^ Durch das Gewichtungsschema gehen ebenso wie beim HTR-lndex und ////-Index Geschaftsfelder geringer relativer GroBe mit iiberproportionalem Gewicht in die Berechnung ein. Die Zerlegung des Index in eine verbundene und eine unverbundene Komponente ist ebenso wie bei dem ////-Index moglich, obwohl sie bereits fruher nachgewiesen wurde. Der Nachweis der Zerlegbarkeit des Entropie-lndex der totalen Diversifikation in Gleichung (20) geht auf JACQUEMIN/BERRY zuruck. In Gleichung (21) wird der Entropie-lndex der unverbundenen Diversifikation EDU ermittelt, indem in der Formel statt der Segmente / die ubergeordneten Segmentgruppen j Anwendung finden.^^«

(21)

E^^ = J p ^ -iJ^] H EDU

Vr-y

mit P/ = ^ und P^ ='^?; P^

= Entropie-lndex der unverbundenen Diversifikation

P

= relative GroBe der ubergeordneten Segmentgruppe j

m

= Anzahl der Segmentgruppen

JACQUEMIN/BERRY weisen nach, daB sich der Grad der verbundenen Diversifikation EDV ergibt, wenn man den Ausdruck in Gleichung (21) von dem in Gleichung (20) subtrahiert.^^'

^^^ ^^ ^^ ^^'

Vgl. Piesch (1975), S. 164 f. S. Jacquemin/Berry, (1979); Palepu (1985). Vgl. Jacquemin/Berry (1979), S. 361 f. S. dazu auch Anhang 5. Vgl. Jacquemin/Berry (1979), S. 361 f. S. dazu auch Anhang 5.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

(22)

81

Epv=ZP^IPi'H j=l

iej

vP,'

EDV

= Entropie-Index der verbundenen Diversifikation

Pi

= relative GroBe des Segments i

P

= relative GroBe der iibergeordneten Segmentgruppe j

m

= Anzahl der iibergeordneten Segmentgruppen

n

= Anzahl der Segmente

Wahrend die bisher vorgestellten MaBe in der Theorie der deskriptiven Statistik ftindiert sind, entspricht der von CAVES/PORTER/SPENCE eingefuhrte Concentric-Index eher einer Approximation der absoluten Diversitat einer Verteilung. Gleichung (23) zeigt die formale Darstellung. Die Funktionsweise des Index wird beispielhaft anhand des SIC-Systems erlautert. Die relativen GroBen der einzelnen Segmente werden mit einem Faktor gewichtet, dessen Wert von der Distanz der einzelnen Untemehmenstatigkeiten im SIC-System bestimmt wird. Die Segmente werden auf der Ebene der vierstelligen SIC-Codes abgegrenzt. Der Gewichtungsfaktor nimmt den Wert null an, wenn sich die Segmente / und / im gleichen dreistelligen Segment befinden, den Wert eins, wenn sie unterschiedliche drei-, aber identische zweistellige SIC-Codes aufweisen, und den Wert zwei, wenn sie verschiedenen zweistelligen SICCodes angehoren. Der Index nimmt mit zunehmender Diversifikation zu und Werte in einem Intervall von null bis vier an.^^^ (23)

CI = X Z P , • Pj • w, mit w,j e {0;1;2} i=j j=i

CI

= Concentric-Index

Pi

= relative GroBe des Segments i

Pj

= relative GroBe des Segments j

Wij

= von der Verbundenheit abhangiges G e w i c h t

n

= Anzahl der S e g m e n t e

Die hervorgehobene Berucksichtigung der Verbundenheit der einzelnen Untemehmensaktivitaten ist ein Vorteil des Concentric-Index. ROBINSAVIERSEMA^^^ vergleichen die Anwen-

^^^ Vgl. Montgomery/Hariharan (1991), S. 81 f. S. dazu Caves/Porter/Spence (1980) ^^^ S. RobinsAViersema (2003).

82

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

dung des Entropie-Index in den Arbeiten von JACQUEMIN/BERRY^^^ und PALEPU^^^ mit den Untersuchungen von WERNERFELT/MONTGOMERY^^' und MONTGOMERYAVERNERFELT^'', die den Concentric-Index verwenden. ROBINSAVIERSEMA kommen zu dem SchluB, daB der Concentric-Index Schwachen bei der Erfassung des absoluten Diversifikationsgrades auf Ebene der vierstelligen SIC-Codes und der Interpretation von Fokussierungsstrategien aufweist. Beispielweise hat eine Veranderung der absoluten Zahl von Aktivitaten in vierstelligen SIC-Codes keine Auswirkung auf den Index, sofem diese auf den gleichen dreistelligen SIC-Code begrenzt ist. Mit ahnlicher Logik zeigen die Autoren ebenfalls auf, daB der Concentric-Index in bestimmten Konstellationen trotz zunehmender Fokussierung steigt.^^* Daruber hinaus wird ftir die Berechnung des MaBes eine sehr detaillierte Aufteilung der relativen GroBen im vier-, drei- sowie zweistelligen SIC-Bereich benotigt. Der Concentric-Index stellt somit von alien MaBen den hochsten Anspruch an die Datengrundlage. 4,1,2A Mehrdimensionale Messung Um den Zusammenhang zwischen der Diversifikation in der horizontalen und der geographischen Dimension in der Untersuchung zu beriicksichtigen, ist die Entwicklung eines integrativen MaBes erforderlich. Das in Unterabschnitt 4.1.1.1 beschriebene Klassifikationssystem von BUHNER, das auf den subjektiv-qualitativen MaBen von WRIGLEY und RUMELT basiert, ist ein solches Beispiel. BUHNER zieht den DFI als Kriterium hinzu, um zusatzliche Subkategorien in der geographischen Dimension zu unterscheiden. Eine ahnliche Vorgehensweise ist haufig in Studien anzutreffen, die in einem ersten schritt objektive metrische MaBe berechnen. BODNAR/TANG/WEINTROP und DENIS/DENIS/YOST verwenden auf dieser Grundlage eine kategoriale Einteilung der horizontalen und geographischen Diversifikation. Sie bestimmen die relative GroBe der Aktivitaten, die auBerhalb des horizontalen Kemsegmentes erwirtschaftet werden, und den anteiligen Umfang des Auslandsgeschafts. Die Autoren wahlen Schwellenwerte ftir die ermittelten relativen GroBen und bilden vier Kategorien. Abhangig davon, ob die relativen GroBen uber oder unter dem jeweiligen Schwellenwert liegen, werden Untemehmen als zugleich horizontal und geographisch fokussiert, als zugleich horizontal fokussiert und geographisch diversifiziert, als zugleich horizontal diversifiziert und geographisch fokussiert oder als in zugleich beiden Dimensionen diversifiziert klassifiziert.^^^

^^ ^^^ ^^^ ^^^ ^^^ ^^

S. Jacquemin/Berry (1979). S.Palepu(1985). S. Wemerfelt/Montgomery (1988). S. MontgomeryAVemerfelt (1988). Vgl. Robins/Wiersema (2003), S. 48 f. Vgl. Bodnar/TangAVeintrop (2003), S. 9 f. S. auch Denis/Denis/Yost (2002).

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

83

Die kategoriale Einteilung ist zwar ein sehr einfaches und intuitives Verfahren, allerdings v/erden sowohl die Anzahl als auch die GroBenverteilung der Segmente vemachlassigt. Die Berucksichtigung dieser Informationen konnte durch die Anwendung des ////-Index und des Entropie-Index gelingen. Nachdem BUHNER in seiner Studie den Grad der Diversifikation separat sowohl in der horizontalen wie auch der geographischen Dimension anhand des ////-Index gemessen hat, fuhrt er beide in einem gemischten Index zusammen, um den totalen Diversifikationsgrad HHoworOeo zu erhalten. Gleichung (24) zeigt die Konstruktion dieser MaBzahl.^'^ Der Index vemachlassigt die Verbundenheit der Diversifikation und ist in dieser Form nicht in Komponenten zerlegbar.

(24)

HH„™„^,„ = 1- H^P^Jp.' HHoTHorGeo

^ HH-Indcx der totalen horizontal-geographischen Diversifikation

Pi

= Relative GroBe des horizontalen Segments i

Pa

= Relative GroBe des geographischen Segments a

n

= Anzahl der horizontalen Segmente

g

= Anzahl der geographischen Segmente

Im Rahmen der Herleitung des Entropie-Index wurde darauf hingewiesen, die Wahl der Logarithmusfunktion als Gewichtungsfaktor der jeweiligen Anteilswerte fuhre zu der vorteilhaften Eigenschaft einer einfachen Zerleg- bzw. Kombinierbarkeit des MaBes. KIM und KIM/HWANG/BURGERS nutzen dies und integrieren den geographischen Diversifikationsgrad in ein Entropie-MaB der horizontalen Diversifikation. Der resultierende gemischte Index besteht aus drei Komponenten, die den Grad der unverbundenen horizontalen Diversifikation, die geographische Verteilung der Untemehmensaktivitaten und die verbundene horizontale Diversifikation innerhalb der Regionen zum Ausdruck bringen.^" VACHANI erweitert das Entropie-MaB um die Unterscheidung von verbundener und unverbundener geographischer Diversifikation. Im Vergleich zu der Methodik von KIM und KIM/HWANG/BURGERS ist daftir die Existenz eines hierarchisch gegliederten geographischen Klassifikationssystems notwendig.^'^ Der totale Diversifikationsgrad EomorGeo wird wie in Gleichung (25) berech-

^'^ ^" ^'^ ^•^

Vgl. Buhner (1983), S. 1025. Vgl. Kim (1989), S. 376 ff; Kim/Hwang/Burgers (1989), S. 54 f. S. Unterabschnitt 4.1.2.1. Vgl. Vachani (1991), S. 310 ff.

84

Empirische Messimg von Diversifikation und Untemehmenserfolg

,=il:sip,c»-'nf^

(25)

_=1 a=l cea ies

\ *ici

EoTHorGeo

^ Entropie-lndcx der totalen horizontal-geographischen Diversifikation

Picas

= Relative GroBe des Segments i in L a n d c in R e g i o n a in S e g m e n t g r u p p e s

m

= Anzahl der horizontalen S e g m e n t g r u p p e n s

g

= Anzahl der R e g i o n e n a

Der aggregierte Wert des Index laBt sich in vier Komponenten zerlegen. Wie zu zeigen ist, gleicht die Summe der Komponenten in den Gleichungen (26) bis (29) dem totalen Diversifikationsgrad in Gleichung (25).^"^ Der Grad der unverbundenen horizontalen Diversifikation Eouhor in Gleichung (26) entspricht dem von JACQUEMIN/BERRY vorgestellten Ma/3 in Gleichung (21).'''

(26)

E^^,,=XP,.lnfl Eouhor

= Entropie-Index der unverbundenen horizontalen Diversifikation

Ps

= Relative GroBe der Segmentgruppe s

m

= Anzahl der horizontalen Segmentgruppen s

Der Grad der unverbundenen geographischen Diversifikation Eougeo in Gleichung (27) mifit die Verteilung der Untemehmensaktivitaten auf der Ebene von Wirtschaftsraumen, die sich wiederum aus einzelnen Nationalstaaten zusammensetzen.^'^

(27)

E,,,,„=Jp,.ip;.lnf^ s=l

a=l

V "as.

Eougeo

= Entropie-Index der unverbundenen geographischen Diversifikation

Ps

= Relative GroBe der horizontalen Segmentgruppe s

P\s

= Relative GroBe Region a in Segmentgruppe s

m

= Anzahl der horizontalen Segmentgruppen

g

= Anzahl der Regionen

^'^ Vgl. Vachani (1991), S. 317 ff S. dazu auch Anhang 6. ^'^ S. Unterabschnitt4.1.2.3. ^'^ Vgl. Vachani (1991), S. 317 ff S. dazu auch Anhang 6.

E m p i r i s c h e M e s s u n g v o n Divcrsifikation und U n t e m e h m e n s e r f o l g

85^

Der Grad der verbundenen geographischen Divcrsifikation Eovgeo in Gleichung (28) mifit die Divcrsifikation ahnlicher Nationalstaatcn inncrhalb iibcrgeordneter Wirtschaftsraume.^'^

(28)

E,,^„ = X P , . i p i - X P c ; - ' n [ s=l

a=l

cea

\

Eovgeo

= Entropie-Index der verbundenen geographischen Divcrsifikation

Ps

= Relative GroBe der horizontalen Segmentgruppe s

P\s

= Relative GroBe der Region a in Segmentgruppe s

P^^cas

= Relative GroBe des Nationalstaates c in R e g i o n a in S e g m e n t g r u p p e s

m

= A n z a h l der horizontalen S e g m e n t g r u p p e n

g

= A n z a h l der R e g i o n e n

Die vicrte Komponcntc von EoTHorCeo ist der Grad der verbundenen horizontalen Divcrsifikation Eovhor in Gleichung (29).^'^

(29)

E„,,„ = I n - i P i - I P i - I P S -Inf-rL s=l

a=l

cea

ies

V

icai

Eovhor

= Entropie-Index der verbundenen horizontalen Diversifikation

Ps

= Relative GroBe der horizontalen Segmentgruppe s

P\s

= Relative GroBe der Region a in Segmentgruppe s

P^^cas

= Relative GroBe des Nationalstaates c in R e g i o n a in S e g m e n t g r u p p e s

P^*^cas

= Relative GroBe des S e g m e n t s i in Nationalstaat c in R e g i o n a in S e g m e n t g r u p p e s

m

= Anzahl der horizontalen S e g m e n t g r u p p e n

g

= A n z a h l der R e g i o n e n

Der Vorteil dieser Komposition des Entropie-Index ist darin zu sehen, dafi das DivcrsifikationsmaB mehr als nur cine Dimension der Diversifikation umfafit und additiv zerlegbar ist. Allerdings hangt das Ergebnis der Berechnung der einzelnen Komponenten, wenn auch nicht des totalen Diversifikationsgrades, von der Reihenfolge der Aggregationsschritte ab. Die Zerlegung nach JACQUEMIN/BERRY ist eindeutig, da die horizontalen Segmentgruppen die einzelnen Segmente beinhalten, wogegen die hierarchische Einordnung der geographischen Komponcntc nicht eindeutig ist. Die Mafic von KIM/HWANG/BURGERS und VACHANI ^'^ Vgl. Vachani (1991), S. 317 ff. S. dazu auch Anhang 6. ^'^ Vgl. Vachani (1991), S. 317 ff. S. dazu auch Anhang 6.

86

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

setzen jedoch voraus, dafi die horizontal verbundene Diversifikation innerhalb der Nationalstaaten bzw. Regionen und die geographische Diversifikation innerhalb der horizontal iibergeordneten Segmentgruppen stattfinden. Diese Wahl ist willkurlich und die Ergebnisse der Berechnung der einzelnen Komponenten andem sich, sobald eine andere Reihenfolge der Summation gewahlt wird.^'^

4.13 Messung der vertikalen Diversifikation Die Suche nach einer objektiven Methode der empirischen Erfassung der horizontalen und geographischen Diversifikation lauft auf die Wahl eines geeigneten MaBes der absoluten Diversitat hinaus. Die Auspragungen der absoluten DiversitatsmaBe werden durch die Verteilung der horizontalen und geographischen Untemehmensaktivitaten innerhalb eines mehr oder weniger eindeutigen Klassifikationssystems determiniert. Eine solche Gliederung liegt in der vertikalen Dimension nicht vor. Die quantitative MeBbarkeit in der vertikalen Diversifikation hat sich seit je her als schwierig erwiesen.^^^ Dennoch diskutiert die Literatur verschiedenste Moglichkeiten, von denen einige im folgenden naher vorgestellt werden. In Unterabschnitt 4.1.3.1 wird die Berechnung jener Mafie beschrieben, die auf Grundlage der Jahresabschltisse der Untemehmen berechnet werden konnen. Unterabschnitt 4.1.3.2 zeigt eine Moglichkeit der Ermittlung eines Index, der die vertikalen Beziehungen zwischen den horizontalen Segmenten einer Untemehmung zum Ausdruck zu bringen vermag. 4.1.3.1 Kennzahlen der JahresabschluOanalyse Die Entwicklung zweier Methoden der approximativen statistischen Erfassung des Grades der vertikalen Integration sind ADELMAN zuzuschreiben. Sein erster Vorschlag betrifft die Anwendung einer weit gefafiten Form der Umsatzrendite als Indikator fur die betriebliche Wertschopfungstiefe. Der Zahler dieser Verhaltniszahl entspricht der Summe der Personal- und Sozialkosten, des Jahrestiberschusses vor Ertragssteuem, der Zinsaufwendungen und der Abschreibungen. Der Zahler wird ins Verhaltnis zu den Umsatzerlosen gesetzt.^^' Das der Kennzahl zugrunde liegende Rational wird in einer allgemeinen Definition der betrieblichen Wertschopfling deutlich. Diese ergibt sich aus der Differenz zwischen Umsatzerlosen und den Kosten fur extern bezogene Materialien und Dienstleistungen.^^^ Die betriebliche Wertschopflingstiefe bzw. der Value Added reagiert im Idealfall folgendermaBen auf eine Veranderung des vertikalen Integrationsgrades: „[.,.] for a given firm or industry, backward integration will tend to reduce the purchases of material inputs while leaving sales of final outputs con^'^ Vgl. Hoopes (1999), S. 287. ^^^ Vgl. Scherer/Ross (1990), S. 95. ^^' Vgl. Adelman (1955), S. 286. S. Anhang 7 fiir die Berechnung der betrieblichen Wertschopfung. ^^^ Vgl. Tucker/Wilder (1977), S. 82.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

87

stant, with a resulting increase in the ratio of value added to sales. Similarly in forward vertical integration, sales will tend to increase more than proportionally to purchased material inputs, also resulting in an increase in the ratio of value added to sales.'^^^^ Dieser Zusammenhang wird in Abbildung 11 am Beispiel 1 veranschaulicht.^^'* Der Value Added VA wird vereinfachend als Anteil der Summe von Personalaufwand und EBIT an den Umsatzerlosen berechnet. In diesem wie auch dem folgenden Beispiel ergibt sich der EBIT aus den Umsatzerlosen abziiglich den Material- und Personalaufwendungen, da die Abschreibungen gleich null gesetzt werden. Der Output von Untemehmen A entspricht dem Input von Untemehmen B. Das zuliefemde Untemehmen A weist einen Indexwert von 0,75, das weiterverarbeitende Untemehmen einen Indexwert von 0,5 auf. Fur das fusionierte Untemehmen AB wiirde ein Indexwert von 0,88 resultieren. Einen Nachteil der Methode raumt ADELMAN selbst umgehend ein und illustriert ihn anhand des zweiten Beispiels. Gegeben sei ein Rohstoffproduzent C mit dem Indexwert 1, ein Untemehmen der verarbeitenden Industrie D mit dem Indexwert 0,5 und ein Einzelhandler E mit dem Indexwert 0,33. Wenn der Primarproduzent das weiterverarbeitende Untemehmen iibemimmt, dann resultiert ftir die neue Firma CD emeut ein Indexwert von 1. Der gleiche Indexwert wird erreicht, wenn alle Untemehmen zu CDE fusionieren. Die Kennzahl hat die tatsachlich erfolgte Zunahme der Wertschopfungstiefe nicht erfafit.^^^

Beispiel 1 VA-Komponenten

Beispiel 2

A

B

AB

C

D

E

CD

CDE 300

100

200

200

100

200

300

200

Materialaufwand

25

100

25

0

100

200

0

0

Personalaufwand

50

50

100

50

50

50

100

150

Umsatzerlose

Abschreibungen EBIT Value Added

-

-

-

-

-

-

-

-

25

50

75

50

50

50

100

150

0,75

0,50

0,88

1,00

0,50

0,33

1,00

1,00

Abbildung 11:

Beispielhafte Berechnung der betrieblichen Wertschopfungstiefe

Quelle:

Eigene Darstellung in Anlehnung an Adelman (1955), S. 282

Dariiber hinaus macht das Beispiel deutlich, daB der Wert des Index von der jeweils betrachteten Branche abhangt. Der Value Added verhalt sich insofem asymmetrisch, als die derart ermittelte Wertschopfungstiefe in der Nahe der Urproduktion vergleichsweise hoch und im

^^^ Tucker/Wilder (1977), S. 82 f ^^'* Die Beispiele in Abbildung 11 sind angelehnt an Adelman (1955), S. 282. ^^^ Vgl. Adelman (1955), S. 282.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

Einzelhandel relativ niedrig ausgepragt ist.^^^ Zwar widerspricht dieser Problematik nicht die isolierte Anwendung des Index auf in derselben Branche fokussierte Untemehmen, aber eine derartig strikte Eingrenzung des Anwendungsbereiches schlieBt nahezu jede in der Realitat vorhandene Konstellation aus.^^^ Dariiber hinaus widerspricht diese Vorgehensweise dem hier verfolgten Untersuchungszweck. Die Integration von Branchen, die in einem Input-OutputVerhaltnis zueinander stehen, ist ein wesentlicher Bestandteil der vertikalen Diversifikation. Entscheidend fur eine endgiiltige Ablehnung des in dieser Form konstruierten Index konnte sein, daB er Erfolgsbestandteile enthalt, die nicht auf die vertikale Diversifikation selbst zuruckzufuhren sind.^^^ Eine allgemeine Zunahme der Profitabilitat sowie der Arbeits- und Kapitalproduktivitat wiirde laut Index zu einer Zunahme der vertikalen Diversifikation fuhren.^^^ BUZZELL schlagt die in Gleichung (30) dargestellte Modifikation des von ADELMAN eingefiihrten Value Added vor, um die oben beschriebene konzeptionell bedingte Sensitivitat gegeniiber dem untemehmensspezifischen Erfolg zu eliminieren. Der Zahler und der Nenner des Index der vertikalen Integration VABUZZ werden um den tatsachlichen Periodenerfolg vor Steuem und Zinsen gemindert. Diese Reduktion wird anschliei3end durch die Addition einer normierten Verzinsung des investierten Kapitals ausgeglichen. BUZZELL schlagt eine Verzinsung von 20 % der Bilanzsumme vor, die als normierte Rendite des tatsachlich investierten Kapitals angenommen werden konnte. Statt dessen konnten auch die branchendurchschnittliche Verzinsung verwendet werden."^ Allerdings lost auch die Verwendung dieser modifizierten MaBzahl nur das Problem des Erfolgsbestandteils. Die mit dem EinfluB von Unterschieden in der Kapital- and Arbeitsproduktivitat zusammenhangenden Nachteile bestehen weiterhin.^^' (30)

VABUZZ

- Value Added nach Buzzell

BW

= Betriebliche Wertschopfung

EBIT

= JahresiiberschuB vor Steuem und vor Zinsaufwendungen

EBITNORM

= Normierter EBIT

US

= Umsatzerlose

^^^ Vgl. TuckerAVilder (1977), S. 83. ^^^ Vgl. Barnes (1955), S. 324; Levy (1984), S. 383. ^^* Vgl. Buzzell/Gale (1987), S. 164 ff. ^^^ Vgl. Maddigan/Zaima (1985), S. 178. "^ Vgl. Buzzell (1983), S. 102. " ' Vgl. Maddigan/Zaima (1985), S. 178.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

89

ADELMANs zweiter Vorschlag eines MaBes der vertikalen Integration ist das Verhaltnis der Vorrate zu den Umsatzerlosen. Diesem MaB liegt die Annahme zugrunde, daB sich der durchschnittliche Lagerbestand proportional zu der Wertschopfungstiefe und dem Umfang des Produktionsprozesses verhalt. Dieser zweite Index wiirde einen der Nachteile des ersteren vermeiden, da er nicht durch die Positionierung des Produktionsprozesses innerhalb der brancheniibergreifenden Wertschopfungskette verzerrt ist.^^^ Aufgrund der Sensitivitat der Kennzahl gegeniiber einer Vielzahl von anderen finanzwirtschaftlichen und technologischen EinfluBfaktoren verwirft BARNES den zweiten Vorschlag ADELMANs."^ Weitere Moglichkeiten der Bestimmung von Kennzahlen der vertikalen Diversifikation, die der JahresabschluBanalyse entstammen, sind denkbar. Das Verhaltnis der Innen- zu den AuBenumsatzen eines Konzems trifft eine ungefahre Aussage iiber den Umfang der Lieferbeziehungen zwischen den einzelnen Segmenten eines Konzems."'' Das Verhaltnis der Materialkosten und der Kosten extern bezogener Dienstleistungen zu der Gesamtleistung eines Untemehmens kann ebenso als Indikator der vertikalen Integration dienen."^ 4.1.3.2 Input-Output-Relationen Zwar sind die oben beschriebenen Kennzahlen der JahresabschluBanalyse ohne groBen Aufwand berechenbar, aber sie weisen entscheidende Schwachen auf. Wie anhand des Value Added illustriert wurde, fuhrt eine Zunahme der vertikalen Integration nicht in jedem Fall zu einer Zunahme des Indexwertes. AuBerdem ist die Auspragung der Kennzahl abhangig von der betrachteten Branche. So ist beispielsweise der Value Added nur innerhalb einzelner Branchen bzw. Segmente problemlos anwendbar. Der von RUMELT entwickelte Ansatz vermeidet diese Schwachen, da er explizit die vertikalen Beziehungen zwischen den horizontalen Segmenten einer Untemehmung betrachtet. Seine Vertical Ratio bringt den Anteil der Umsatzerlose eines Untemehmens zum Ausdmck, die Segmenten zuzuordnen sind, die nach subjektiver Beurteilung in einem Input-Output-Verhaltnis zueinander stehen."^ Neben der Subjektivitat der Messung ist auch einzuwenden, daB Vertical Ratio Fehlinterpretationen zulaBt. So wiirde das GroBenwachstum eines homogenen Geschaftsfeldes als vertikale Integration erfaBt, sofem das Geschaftsfeld in einer vertikalen Beziehung zu anderen Segmenten steht, deren Volumen konstant bleibt.^^^ Als Reaktion auf diese Kritikpunkte konstruiert MADDIGAN einen Index der vertikalen Diversifikation, der auf dem SIC-System und den zwischen den SIC-Branchen bestehenden Input-Output-Beziehungen nach LEONTIEF basiert. Die fol"^ "^ "^ "^ "^ "^

Vgl. Adelman (1955), S. 283. Vgl. Barnes (1955), S. 326 f. Vgl. Buhner (1993), S. 120. Vgl. Gorzig/Stephan (2002), S. 6 f. Vgl. Rumelt (1974), S. 19 ff. Vgl. Maddigan (1981), S. 328.

90

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

genden Ausfuhrungen beschreiben die Entwicklung dieses Modells."^ Sie beziehen sich zwar auf das SIC-System, die Logik kann jedoch auf die WZ-03-Klassifikation iibertragen werden. Ausgehend von der Annahme, daB Untemehmen ihre Profite unter der Restriktion ihrer jeweiligen Produktionsfunktionen maximieren, resultiert ein optimaler Input-Vektor ftir jedes einzelne Untemehmen. Uber die Produktionsfiinktion wird der Output determiniert und die Krafte des Marktes fuhren letztendlich zu einem Ausgleich von Angebot und Nachfrage auf alien Wertschopfungsstufen. Auf der Ebene der SIC-Branchen lassen sich nun die Input-OutputBeziehungen durch xy beschreiben. Die Variable stellt die optimale Verwendung des Outputs von Wirtschaftszweig / als Input in Wirtschaftszweig j dar und ergibt bei Betrachtung der Gesamtheit der Wirtschaftszweige eine Matrix. Die relativen Werte von xy sind geeignet, die Input-Output-Beziehungen der Wirtschaftszweige wiederzugeben, sofem vereinfachend unterstellt wird, daB die Proportionen der im spezifischen ProduktionsprozeB benotigten Inputs unabhangig von der GroBe des gesamten Produktionsprozesses sind. Im Zuge der Herleitung des Index der vertikalen Integration wird die beschriebene Matrix modifiziert. In Gleichung (31) wird die Matrix der relativen Netto-Inputs als A bezeichnet. Die Elemente ay der Matrix A geben den relativen Wert des Netto-Outputs von Branchey an, der als Input von Branche / bezogen wird. Durch die Verwendung von Netto-Outputs wird berucksichtigt, daB der interne Verbrauch von Outputs innerhalb einer Wertschopfungsstufe nicht als Vertikale Integration zu betrachten ist, da die Outputs in diesem Fall nicht als Input fiir die Produktion eines anderen Gutes dienen.

(31)

A = I-

K^.

+ ly j. J mit y-- - -j

—r, wenn i = j und y- = 0, wenn i ^ j

I

= Einheitsmatrix

Xjj

= W e r t des Outputs der B r a n c h e i, der als Input in B r a n c h e j dient

Zj

= W e r t des Outputs der B r a n c h e j

Die Matrix der relativen Netto-Outputs wird in Gleichung (32) durch B reprasentiert. Die Elemente by der Matrix B geben den relativen Wert des Netto-Outputs von Branche / an, der als Input ftir die Produktion in Branchey dient.

"^ Vgl. Maddigan (1981), S. 329 ff S. dazu auch Leontief (1951).

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

(32)

91

-[yj-i

B=

= Wert des Outputs der Branche i, der als Input in Branche j dient = Wert des Outputs der Branche j

In einem nachsten Schritt werden die vertikalen Beziehungen eines einzelnen Untemehmens durch die Matrizen Cund D in Gleichung (33) charakterisiert. Die Matrizen reprasentieren die Zeilen und Spalten der Matrizen A und B, welche die vertikalen Beziehungen der Wirtschaftszweige wiedergeben, in denen das jeweilige Untemehmen vertreten ist. (33) ^

C;. = a ,.x i.\ und d-- = b .v ,..

^

U

S(i)

s(i),s(j)

ij

s(i),s(j)

- Wirtschaftszweig, in dem die Untemehmung vertreten ist -- Relativer Wert des Netto-Outputs von Branche s(j), der Branche s(i) als Input dient '- Relativer Wert des Netto-Outputs von Branche s(i), der Branche s(j) als Input dient

MADDIGANs Index der vertikalen Integration VIMADD resultiert in Gleichung (34).

(34)

VI,

n(cnc)(D,r(D,)

VIMADD = Index der vertikalen Integration nach Maddigan n

= Anzahl der Wirtschaftszweige, in denen das Untemehmen vertreten ist

C

= Spalte i der Input-Matrix C

Di

= Zeile i der Output-Matrix D

VIMADD weist einige vorteilhafte Eigenschaflen auf. Der Wert des Index nimmt zu, wenn relativ mehr Output-Giiter als Input fur andere Produktionsprozesse innerhalb derselben Unternehmung dienen. Im Falle einer rein horizontalen Diversifikation bleibt der Indexwert unverandert. Der Wertebereich des Index ist auf das Intervall von null bis eins normiert. Einzuwenden ist die im Vergleich zu Kennzahlen der JahresabschluBanalyse aufwendige Berechnung. Im Gegensatz zu z. B. dem Value Added vermag der Index VIMADD wie auch alle anderen Indizes, welche die Input-Output-Beziehungen zwischen den horizontalen Segmenten einer Un-

92

Empirische Messimg von Diversifikation und Untemehmenserfolg

temehmung betrachten, eine Zunahme der vertikalen Diversifikation innerhalb der einzelnen Segmente nicht zu erfassen.^^^ CAVES/BRADBURD entwickeln ein MaB, das ebenfalls Input-Output-Relationen als Kriterium ftir die Beurteilung der vertikalen Integration verwendet. Ihr MaB ist allerdings ausschlieBlich auf die vertikalen Beziehungen zwischen verschiedenen Wirtschaftszweigen und nicht auf der Ebene einzelner Untemehmen anwendbar.^'^^ FAN/LANG wie auch DAVIES/MORRIS entwickeln auf Input-Output-Koeffizienten basierende Kennzahlen, die sowohl auf Branchen- als auch auf Untemehmensebene vertikale Beziehungen beschreiben. Die Methode von DAVIES/MORRIS weist allerdings einen hohen Anspruch an das Datenmaterial auf, da die Berechnung ihres MaBes Informationen iiber die jeweiligen Marktanteile erfordert.^"*' DAVIS/DUHAIME schlagen einen methodischen Ansatz vor, der zwar auch die Input-Output-Beziehungen der Segmente als Kriterium nutzt, dies allerdings nur indirekt. Ihre Methode ftinktioniert ausschlieBlich bei Verwendung der US-amerikanischen Untemehmensdatenbank Compustat II, da in dieser einem einzigen horizontalen Segment mehrere SICCodes zugeordnet werden konnen. Unter Beriicksichtigung der offiziellen Segmentdefinition nach US-GAAP kommen die Autoren zu dem SchluB, daB die Zuweisung von mehr als einem zweistelligen SIC-Code zu einem einzigen Segment ein Indikator fiir vertikale Diversifikation sei. Fiir ihren Untersuchungszweck fassen sie die zweistelligen SIC-Codes in drei Sektoren zusammen, die Primarindustrie (SIC 0100-1999), die weiterverarbeitende Industrie (SIC 2000-3999) und den Dienstleistungssektor (SIC 4000-9999). Wenn die unterschiedlichen zweistelligen SIC-Codes einem einzigen dieser Sektoren angehoren, interpretieren DAVIS/DUHAIME dies als verbundene vertikale Diversifikation. Entstammen die unterschiedlichen zweistelligen SIC-Codes mehr als nur einem der Sektoren, ist dieser Tatbestand nach Meinung der Autoren ein Zeichen fiir unverbundene vertikale Diversifikation.^"*^

4.2 Die Messung des Unternehmenserfolges Im Vergleich zu dem Konzept der Diversifikation ist der Begriff des Untemehmenserfolgs weitgehend eindeutig. Aus wohlfahrtspolitischer Perspektive sollten Untemehmen die Interessen der Eigentiimer verfolgen. Sie tun dieses erfolgreich, wenn es ihnen gelingt, den Marktwert des Eigenkapitals zu maximieren.^"*^ Die Maximierung des Marktwertes des Eigenkapitals entspricht der Maximierung der beim Aktionar verbleibenden Gesamtuntemehmensrenten. Ein geeignetes ErfolgsmaB bringt folglich die Hohe der residualen Monopol-, Ricardi" ^ V g l . Levy (1984), S. 383. ^"^ Vgl. Caves/Bradburd (1988), S. 265 ff. ^^' Vgl. Davies/Morris (1995), S. 151 ff; Fan/Lang (2000), S. 629 ff. ^^^ Vgl. Davis/Duhaime (1992), S. 515 ff ^^^ Vgl. Kiirsten (2000), S. 360 f

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

93

anischen und ungleichgewichtigen Renten zum Ausdruck.^'*'* Im Rahmen einer empirischen Studie des Zusammenhanges von Diversifikation und Untemehmenserfolg erweist sich die Wahl eines geeigneten ErfolgsmaBes jedoch als nicht unproblematisch, da die Verfiigbarkeit der benotigten Daten eine Restriktion fur die Praktikabilitat der MaBe darstellt. Zugleich sollte der Effekt des Diversifikationsgrades - als der erklarenden Variablen - auf den Untemehmenserfolg - als die zu erklarende Variable - isoliert herausgestellt werden. Im folgenden werden mogliche Mafie unterschiedlicher Komplexitat vorgestellt. Dabei lassen sich zwei gmndsatzlich unterscheidbare Ansatze identifizieren. Die MaBe in Abschnitt 4.2.1 bilden den Untemehmenserfolg als StromgroBe ab, wahrend in Abschnitt 4.2.2 der Untemehmenserfolg als BestandsgroBe ermittelt wird.

4.2.1 StromgroBenorientierte Kennzahlen Der Untemehmenserfolg kann wie in Unterabschnitt 4.2.1.1 als einfache Rentabilitatskennzahl dargestellt werden. Im Sinne des in Unterabschnitt 3.2.1.1 dargestellten CAPM kaim nicht nur die Hohe, sondem auch die Varianz der Rendite ein Erfolgsbestandteil sein. Aus diesem Gmnde werden in Unterabschnitt 4.2.1.2 jene ErfolgsmaBe erlautert, die das Verhaltnis der Rendite zum Risiko zum Ausdmck zu bringen vermogen. 4.2.1.1 Rentabilitatskennzahlen Eine einfache Methode der Erfolgsermittlung ist die Verwendung von Rentabilitatskennzahlen, die auf der Gmndlage des von einem Untemehmen veroffentlichten Jahresabschlusses berechnet werden konnen. Die Rentabilitat wird in diesem Sinne als „Beziehungszahl, bei der eine ErgebnisgroBe zu einer dieses Ergebnis maBgebend bestimmenden EinflussgroBe in Relation gesetzt wird"^"*^ verstanden. Die weiteren Ausfuhmngen werden auf die drei wesentlichen Rentabilitatskennzahlen beschrankt.^'*^ Die Umsatzrendite stellt das Untemehmensergebnis den Umsatzerlosen gegeniiber. Die ErfolgsgroBe im Zahler konnte abhangig von der vorgenommen Abgrenzung z. B. der buchhalterische JahresiiberschuB sein. Um zur besseren Vergleichbarkeit die erfolgswirksame Effekte der Steuergesetzgebung, der Kapitalstmktur und des Investitionsvolumens zu neutralisieren, konnen im Zahler zusatzlich die Steuerzahlungen, Zinsaufwendungen und Abschreibungen erfaBt werden.^'*^ Die absolute ErfolgsgroBe ist dann anstelle des Jahresiiberschusses der EBT (Earnings before Tax), der EBIT (Earnings before Interest and Tax) oder der EBITDA (Ear-

'^^ S. Abschnitt 2.2.2. ^"^^ Coenenberg (2003), S. 1040. ^^^ S. dazu KiitingAVeber (2004), S. 286 ff; Bitz/SchneelochAVittstock (2000), S. 483 ff. ^'^^ Vgl. KutingAVeber (2004), S. 299 f

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Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

nings before Interest, Tax, Depreciation and Amortization)?^^ Insgesamt ist die Verwendung einer Vielzahl unterschiedlicher Grofien moglich.^"*^ Die Popularitat der wie in Gleichung (35) konstruierten Umsatzrendite UR ist wohl vor allem darauf zuruckzufuhren, dafi sie in logischdeduktiven Kennzahlensystemen wie z. B. dem Du Pont-System, als konstituierender Bestandteil aus der Gesamtkapitalrendite abgeleitet werden kann.^^^ (35)

UR=— US UR

= Umsatzrendite

7C

= UberschuBgroBe

US

= Umsatzerlose

Die Gesamtkapitalrendite kann als MaB ftir den Untemehmenserfolg herangezogen werden, da sie prinzipiell eine Aussage daruber macht, wie effizient das Untemehmen mit den ihm zur Verfugung stehenden Mitteln gearbeitet hat. Gleichung (36) zeigt die Grundstruktur der Gesamtkapitalrendite GKR. Wiederum ist die Wahl verschiedener ErgebnisgroBen im Zahler moglich. Wesentlich ist jedoch die Beriicksichtigung der ftir die Fremdkapitalgeber wesentlichen Zinsaufwendungen, da das Fremdkapital als BezugsgroBe Bestandteil des Nenners ist.^^' (36)

GKR=^ GK GKR

= Gesamtkapitalrendite

n

= UberschuBgroBe

GK

= Gesamtkapital

Als Eigenkapitalrendite wird meist der Quotient zwischen einer ftir die Eigentiimer der Untemehmung maBgeblichen ErgebnisgroBe des Jahresabschlusses und dem eingesetzten Buchwert des Eigenkapitals bezeichnet. Damit nimmt die in Gleichung (37) abgebildete Eigenkapitalrendite EKR im Gegensatz zu der Umsatz- und der Gesamtkapitalrendite keine Gesamtuntemehmensperspektive ein. Sie reagiert sensitiv auf Anderungen der Kapitalstruktur?^^

^^^ Vgl. dazu Betsch/Groh/Lohmann (2000), S. 231. ^"^^ Vgl. Bitz/Schneeloch/Wittstock (2000), S. 490. ^^^ Vgl. Perridon/Steiner (2002), S. 575 fT. ^^' Vgl. KUtingAVeber (2004), S. 292 ff. ^^^ Vgl. Perridon/Steiner (2002), S. 487 ff; Kuting/Weber (2004), S. 296 ff.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemchmenserfolg

(37)

95

EKR=-^ EK EKR

= Eigenkapitalrendite

n

= Uberschu6gro6e

EK

= Eigenkapital

Wichtige Kritikpunkte an der Verwendung oben beschriebener Kennzahlen als ErfolgsmaB sind die Manipulationsanfalligkeit von buchhalterischen GroBen und die nur statische Aussagekraft.^^^ Bei der Berechnung von am Kapitalmarkt orientierten Rentabilitatskennzahlen wird dagegen anstelle der buchhalterischen GroBen direkt auf die letztendlich relevanten Marktwerte zuriickgegriffen. Die Beriicksichtigung der dynamischen Komponente ist durch die im Aktienkurs enthaltene Erwartungshaltung der Investoren iiber den zukiinftigen Erfolg gewahrleistet. Der Total Shareholder Return, durch den die Kursanderung der Aktie im Investitionszeitraum zuziiglich der gezahhen Dividende erfaBt wird, ist eine solche Kennzahl.^^"* Das Subskript in der Darstellung des Total Shareholder Return TSR in Gleichung (38) steht dabei fur die betrachte Periode. (38)

TSR, = : ^

-1

TSRt

= Total Shareholder Return in Periode t

K,

= Aktienkurs in Periode t

D

= Dividende

Ein mogHcher Einwand gegen die Verwendung des Total Shareholder Return als ErfolgsmaB ist seine Abhangigkeit von der allgemeinen Marktentwicklung und der Branchenzugehorigkeit. Durch die Gegeniiberstellung des Total Shareholder Return mit einer MaBzahl fur die allgemeine Markt- oder Branchenrentabilitat kann dieser Nachteil vermieden werden. Gleichung (39) zeigt die Konstruktion des Relative Total Shareholder Return RTSR, durch den ein entsprechender Vergleich moglich wird.^^^ Der nach dem Relative Total Shareholder Return gemessene Untemchmenserfolg ist um so hoher, je hoher der Total Shareholder Return eines Untemehmens im Vergleich zum Total Shareholder Return des Vergleichsindex ist.

^^^ Vgl. Knyphausen-Aufsess (1995), S. 215; Bitz/Schneeloch/Wittstock (2000), S. 485. ^^^ Vgl. Copeland/Koller/Murrin (2000), S. 58. ^^^ Vgl. Fechtel (2001), S. 173. S. dazu auch Dobbs/Koller (1998).

96

(39)

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

RTSRi=-^^^-=^^-l ' 1 + TSR™ RTSR't

= Relative Total Shareholder Return von Untemehmen i in Periode t

TSR't

= Aktienrendite von Untemehmen i in Periode t

TSR""!

= Aktienrendite des Vergleichsindex in Periode t

4.2.1.2 Rendite-Risiko-Relationen In den oben beschriebenen Rentabilitats- und Renditekennzahlen bleibt die Volatilitat der ErfolgsgroBe unberucksichtigt. Nach den Grundsatzen des CAPM ist jedoch die RenditeRisiko-Relation die fur die Beurteilung des Erfolgs einer Investition maBgebliche GroBe.^^^ Die aus der Kapitalmarkttheorie hervorgegangenen ErfolgsmaBe ermoglichen eine Berttcksichtigung des Verhaltnisses der Rendite zum Risiko. Dabei werden in der Regel drei verschiedene MaBe unterschieden, die sich vor allem in dem verwendeten Risikobegriff und der Art der Risikobereinigung unterscheiden.^^^ Das Jensen-MaB bzw. Jensen-Alpha miBt die Differenz zwischen der tatsachlichen Rendite und derjenigen, die sich theoretisch bei gleichem Risiko gemaB dem CAPM hatte ergeben miissen. Gleichung (40) bildet das Jensen-MaB ab. Im Kapitalmarktgleichgewicht wiirde die vom Investor erzielte Risikopramie einer linearen Funktion des durch den Beta-Faktor gemessenen systematischen Risikos und der marktgerechten Risikopramie entsprechen. Das JensenAlpha hatte in diesem Fall einen Wert von null. Ware das Alpha statistisch signifikant positiv, dann ist dies ein Zeichen fur superioren Untemehmenserfolg.^^^ Wie bei der Berechnung des Relative Total Shareholder Return wird der geometrische Durchschnitt der erzielten Aktienrenditen verwendet und es findet eine Relativierung zu der allgemeinen Marktentwicklung statt. Allerdings wird beim Jensen-MaB die Rendite-Risiko-Relation verglichen, wahrend der Relative Total Shareholder Return ausschlieBlich die Aktienrenditen betrachtet.

^^^ Vgl. Perridon/Steiner (2002), S. 303. ^^^ Vgl. Perridon/Steiner (2002), S. 303 f. S dazu Jensen (1968).

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

(40)

97

Ji=Ri-[R,+Pi(R„-R,)] Jj

= Jensen-Alpha

Rj

= Tatsachliche Rendite der Anlage i

Rf

= Konstante Rendite der risikofreien Anlage

Rm

= Tatsachliche Rendite des Marktportfolios

pi

= Beta-Faktor der Anlage i

Die so genannte Reward-to- Volatility-Ratio von TREYNOR, die ebenfalls aus den Prinzipien des CAPM abgeleitet ist, adjustiert die Aktienrenditen mit ihren systematischen Portfoliorisiken und erreicht durch die damit verbundene Standardisierung eine direkte Vergleichbarkeit des Untemehmenserfolgs. Das Treynor-MaB in Gleichung (41) driickt die Risikopramie je Einheit des tibemommenen systematischen Risikos aus. Je hoher die vom Untemehmen erzielte Risikopramie je Einheit des systematischen Risikos ist, desto hoher ist der erzielte Erfolg einzustufen.^^^ (41)

^(R, , - R j T,^ Pi Ti

= Treynor-Ratio

Rf

= Tatsachliche Rendite der Anlage i

Rf

= Konstante Rendite der risikofreien Anlage

Pf

= Beta-Faktor der Anlage i

Das auch als Reward-to-Variability-Ratio bezeichnete ErfolgsmaB von SHARPE verwendet zur Risikoadjustierung der Renditen im Gegensatz zu TREYNOR nicht das systematische Risiko, sondem das Gesamtrisiko. Dieses wird durch die Volatilitat bzw. Standardabweichung der Renditen gemessen. Das Mafi in Gleichung (42) driickt die Risikopramie je Einheit des eingegangenen Gesamtrisikos aus. Auch in diesem Fall weist dasjenige Unternehmen den groBten Erfolg auf, das fur das in Kauf genommene Gesamtrisiko die hochste Risikopramie erhalt. Im Gegensatz zum Jensen- und Treynor-MaB beriicksichtigt das Sharpe-MaB, inwieweit dem Untemehmen die Eliminierung des unsystematischen Risikos gelungen ist. Zudem basiert es nicht auf dem CAPM und bleibt deshalb unberuhrt von Teilen der haufig an diesem Modell des Kapitalmarktgleichgewichts geauBerten Kritik.^^

^^^ Vgl. Perridon/Steiner (2002), S. 304. S. dazu Treynor (1965). ^^ Vgl. Perridon/Steiner (2002), S. 304 f. S. dazu Sharpe (1966).

98

(42)

Empirische Messimg von Diversifikation und Untemehmenserfolg

s,=i?^-l^ Sj

= Sharpe-Ratio

Rj

= Tatsachliche Rendite der Anlage i

Rf

= Konstante Rendite der risikofreien Anlage

Oi

= Standardabweichung der Rendite der Anlage i

DE untersucht die Eignung der Rendite-Risiko-Relationen der Kapitalmarkttheorie ftir Studien des Zusammenhanges von Untemehmensdiversifikation und -erfolg. Nach Fazit des Autors sind diese nicht fur die Anwendung in einer derartigen empirischen Studie geeignet, weil die ErfolgsmaBe in informationseffizienten Kapitalmarkten in der langen Frist konvergieren. Laut DE erfassen Rendite-Risiko-Relationen in erster Linie abnormale Profite, die durch temporare wirtschaftliche Schocks zustande kommen.^^' Die Anwendung dieser MaBe ist - wie bei alien am Kapitalmarkt orientierten MaBzahlen - nur bei borsennotierten Untemehmen moglich.

4.2.2 Wertorientierte MaBe Ftir die Rendite-Risiko-Relationen wie auch ftir den Total Shareholder Return und den Relative Total Shareholder Return gilt, daB sie vomehmlich Veranderungen der Erwartungshaltungen iiber die absolute Hohe des Bestandes zuktinftiger Untemehmensrenten zum Ausdruck bringen. Als Erfolg beurteilt werden positive Uberraschungen, weniger die allgemeine Qualitat der Gesamtuntemehmensstrategie. Ein vergleichsweise ineffizient gefuhrtes Untemehmen, das sich durch Restrukturierungen einer durchschnittlichen Managementqualitat annahert, wiirde ceteris paribus als erfolgreicher beurteilt werden als ein Untemehmen, das bereits zuvor die optimale Untemehmensstrategie verfolgt hat.^^^ Die StromgroBen des Untemehmenserfolges waren ftir die Beurteilung der Erfolgswirkung einer Andemng der Diversifikationsstrategie angemessen, wenn durch diese auf Seite der potentiellen Investoren gleichzeitig die Erwartungshaltung iiber zukiinftige Erfolge beeinfluBt werden wiirde. Fur die Messung der erfolgswirksamen Effekte des Diversifikationsgrades, der wegen seines statischen Charakters wenig zu einer Andemng der Erwartungshaltungen beitragen kann, sind sie eher ungeeignet. Zwei BestandsgroBen des Untemehmenserfolges werden in diesem Abschnitt vorgestellt. Die theoretisch exakte BestandsgroBe ist Tobin 's q. Das Rational der Kennzahl wird in Unterab-

^^' Vgl. De(1992), S. 11. ^ " Vgl. Dobbs/Koller (1998), S. 34 ff.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

99^

schnitt 4.2.2.1 erlautert. Die Konstruktion des daraus abgeleiteten Excess Fiof/we-Prinzips wird in Unterabschnitt 4.2.2.2 dargestellt. 4.2.2.1 Tobin's q Die von TOBIN eingefiihrte Kennzahl q stellt ein ErfolgsmaB dar, das sowohl das Verhaltnis der Rendite zum Risiko berucksichtigt als auch die Untemehmensrenten als BestandsgroBe erfaBt. Tobin 's q entspricht dem Quotienten aus dem Markt- und dem Wiederbeschafflingswert der Aktiva eines Untemehmens.^" Gleichung (43) zeigt die Komponenten, aus denen sich die Kennzahl zusammensetzt.^^ TOBINs ursprungliche Absicht war die Herstellung eines Zusammenhangs zwischen q und der Investitionsentscheidung. Er folgerte, daB ein Investitionsanreiz existiere, wenn das marginale q groBer als eins sei. Dies ergibt sich indirekt aus der Konzeption von q. Die Kennzahl nimmt einen Wert groBer als eins an, wenn der Marktwert der Investition groBer als die Beschaffungskosten der dafur benotigten Aktiva ist. Wenn weder Monopol- noch Ricardianische Renten generiert werden, sollte die Kennzahl auf lange Frist den Wert eins annehmen, weil durch die verstarkte Ausnutzung der Investitionsmoglichkeiten der Wiederbeschaffungswert der Aktiva steigt.^^^ Tobin's q verfiigt uber die vorteilhafte Eigenschaft, implizit gleichgewichtige Renditen zu unterstellen und zudem keinen Verzerrungen aufgrund unterschiedlicher Normen der Rechnungslegung und bilanzpolitischer MaBnahmen zu unterliegen.^^^ (43)

q ^ ^ , (MW.,, + MW^, + MW,, + MW,,) WW q

= Tobin's q

MWjNT

= Marktwert der intangiblen Vermogensgegenstande

MWMR

= Marktwert der Markteintrittsbarrieren

MWRR

= Marktwert der kapitalisierten Ricardianischen Renten

MWuG

^ Marktwert der Ungleichgewichtseffekte

WW

= Wiederbeschaffungswert der Vermogensgegenstande

Einen der maBgeblichen Algorithmen zur exakten Berechung von Tobin's q haben LINDENBERG/ROSS entwickelt. Bei der Ermittlung von q sind die fur die Ermittlung des Zahlers erforderlichen GroBen zumindest im Falle eines borsennotierten Untemehmens direkt ables^^^ ^^ ^^^ ^^

S. Brainard/Tobin (1968); Tobin (1969). Fur die Darstellung in Gleichung (43) vgl. Montgomery/Wemerfelt (1988), S. 627. Vgl. Lindenberg/Ross (1981), S. 2. Vgl. Smirlock/Gilligan/Marshall (1984), S. 1054; MontgomeryAVemerfelt (1988), S. 627; Wemerfelt/ Montgomery (1988), S. 247.

100

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

bar. Die Marktwerte des Eigen- und Fremdkapitals konnen durch die Anwendung erprobter Standardverfahren berechnet oder geschatzt werden?^^ Das Verfahren zur Berechnung des Wiederbeschaffiingswertes der Aktiva erweist sich als ungleich aufwendiger und ungenauer, da fur die eingesetzten Kapitalgiiter kaum vollstandig fiinktionierende Markte existieren. Die Berechnung kann nur iiber eine Schatzung der tatsachlichen wirtschaftlichen Abschreibung, der Rate des technologischen Fortschritts und der zukiinftigen Inflationsrate erfolgen. Zur Bestimmung der Wiederbeschaffungswerte der intangiblen Vermogensbestandteile konnen zwar approximativ Marketing- und Forschungsaufwendungen herangezogen werden, aber die UngewiBheit und Ungenauigkeit bleibt trotz des immensen Arbeitsaufwandes insgesamt

Der Arbeitsaufwand kann minimiert werden, wenn statt dessen der Buchwert der Aktiva als Approximation des Wiederbeschaffiingswertes genutzt wird. Unter diesen vereinfachenden Annahmen resultiert das Markt-Buchwert-Verhaltnis bzw. die Market-to-Book Ratio (MBRatio) des Gesamtkapitals. Diese wird haufig als praktikabler Ersatz fur Tobin 's q angesehen.^^^ CHUNG/PRUITT schlagen die in Gleichung (44) dargestellte Approximation fur Tobin 's q vor, die im Prinzip einer MB-Ratio des Gesamtkapitals entspricht. In ihrer Studie von mehr als tausend US-amerikanischen Untemehmen erklart die in Gleichung (44) dargestellte Approximation in dem Zeitraum von 1978 bis 1987 mindestens 96,6 % der Varianz des nach dem Algorithmus von LINDENBERG/ROSS berechneten ^ 5.^^^ (44)

M proxy

BS

Qproxy

= Approximation von Tobin's q

EKMW

= Marktwert des Eigenkapitals

FKBW

= Buchwert des Fremdkapitals

C

= Liquide Mittel

BS

= Bilanzsumme

Nach Ansicht von MONTGOMERY/WERNERFELT eignet sich Tobin's q ftir einen brancheniibergreifenden Vergleich des Untemehmenserfolges. Sie argumentieren, dafi die Unterschiede in den systematischen Risiken, Ungleichgewichtseffekten, Steuergesetzen, Rechnungslegungsnormen und bilanzpolitischen Ermessensspielraumen eher den Wirtschaftszweigen als den Untemehmen selbst zuzuordnen sind. Im Gegensatz zu den iibrigen ErfolgsmaBen ^^^ Vgl. Lindenberg/Ross (1981), S. 10 ff. S. dazu auch Lewellen/Badrinath (1997). ^^^ Vgl. Lindenberg/Ross (1981), S. 12 ff. S. dazu auch Lewellen/Badrinath (1997). ^^^ Vgl. De (1992), S. 12. ^^^ Vgl. Chung/Pruitt (1994), S. 70 ff

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

101

wird q von diesen EinfluBfaktoren nicht verzerrt.^^' LANG/STULZ argumentieren dagegen fiir eine zusatzliche Branchenadjustierung von q. Ihrer Argumentation zufolge ist der Vergleich des mittleren q von diversifizierten und fokussierten Untemehmen aquivalent zu dem Vergleich eines gleichgewichteten Portfolios diversifizierter Untemehmen zu einem gleichgewichteten Portfolio fokussierter Untemehmen. Das q einer diversifizierten Untemehmung entspricht den anhand der jeweiligen Wiederbeschaffungskosten der Aktiva gewichteten q 's der einzelnen Segmente. Wenn die Segmente diversifizierter Untemehmen systematisch Branchen angehoren, die ein niedriges q aufweisen, dann leitet der Vergleich von gleichgewichteten Portfolios fokussierter und diversifizierter Untemehmen fehl. Das Portfolio diversifizierter Untemehmen wiirde eventuell ein signifikant niedrigeres q aufweisen, obwohl diese Bewertungsdifferenz nicht auf die Diversifikationsentscheidung selbst zuruckzufuhren ist.^^^ 4.2.2.2 Das Prinzip des Excess Value Aufgmnd der problematischen Berechnung des exakten q 's entwickeln BERGER/OFEK den Excess Value, der prinzipiell einer zeit- und branchenadjustierten MB-Ratio des Gesamtkapitals entspricht. Das Konzept basiert auf dem Firm Value und wird daher im weiteren Verlauf der Arbeit als Excess Firm Value (EFV) bezeichnet. Der Firm Value setzt sich wie in Gleichung (45) aus den Marktwerten von Eigen- und Fremdkapital einer Untemehmung zusammen. Da Daten iiber die Hohe der Marktwerte des Fremdkapitals haufig nur eingeschrankt verftigbar sind, wird fur die Ermittlung des Firm Value in empirischen Studien statt dessen vereinfachend der Buchwert des Fremdkapitals herangezogen. Gleiches gilt ftir die Anteile Dritter am Eigenkapital des Gesamtkonzems.^^^ (45)

FV = EK'„^+EKU+FKBW FV

= Firm Value

EK^Mw

= Marktwert des Eigenkapitals (ohne Minderheitenanteile)

EK^Bw

= Buchwert der Minderheitenanteile am Eigenkapital

FKBW

= Buchwert des Fremdkapitals

Wahrend der Firm Value in dieser Form in den Zahler des in Gleichung (46) abgebildeten EFV eingeht, finden die Bereinigungen im Nenner der MB-Ratio statt. Dieser entspricht dem sogenannten impliziten Firm Value, der Summe der stand alone values der Segmente einer ^^' Vgl. MontgomeryAVemerfeh (1988), S. 627. ^^^ Vgl. Lang/Stulz (1994), S. 1263. ^^^ Vgl. Berger/Ofek (1995), S. 61. In der Literatur sind verschiedene Varianten der Berechnung des EFV zu beobachten. Diese unterscheiden sich durch die Wahl der Positionen, die neben dem Eigenkapital in die Berechnung des Firm Values eingehen. Vgl. Sanzhar (2003), S. 12.

102

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

horizontal diversifizierten Untemehmung. Der naturliche Logarithmus der derart modifizierten MB-Ratio bringt einen approximativen Bewertungsauf- bzw. -abschlag zum Ausdruck.^^'* (46)

EFV = In

EFV

FV Imp(FV) = Excess Firm Value

FV

= Firm Value

Imp (FV)

= Impliziter Firm Value

Urn den impliziten Firm Value zu berechnen, werden die stand alone values der einzelnen horizontalen Segmente anhand des Median der Umsatzmultiplikatoren einer Peer Group von auf die jeweilige Branche fokussierten Untemehmen des gleichen Geschaftsjahres ermittelt.^^^ Die Gleichung (47) bildet das Verfahren zur Berechnung des impliziten Firm Value ab. (47)

Imp(FV) = X u S i . Median I P O j — US Imp (FV)

= Impliziter Firm Value

FV

= Firm Value

PGi (...)

= Vektor der Umsatzmultiples der Peer Group fiir Segment i

USi

= AuBenumsatze des Segments i

US

= AuBenumsatze des Gesamtuntemehmens

n

= Anzahl der Segmente

BODNAR/TANGAVEINTROP schlagen vor, die Peer Group uberdies auf geographisch fokussierte Untemehmen zu beschranken. Dieses wiirde den verzerrenden Effekt der Wechselkursrisiken intemationaler Untemehmen eliminieren.^^^ Im Zuge einer weiteren Fortentwicklung bereinigen SCHWETZLER/REIMUND den Zahler des ^'FFum den Bestand an liquiden Mitteln. Entsprechend werden die stand alone values im Nenner analog zu Gleichung (47) auf Basis der Enterprise Values und nicht, wie im Falle des EFV, der Firm Values gebildet.

""^ Vgl. Berger/Ofek (1995), S. 46; Lins/Servaes (1999), S. 2221 f. ^^^ Berger/Ofek verwenden neben den Umsatzmultiplikatoren auch Multiplikatoren, die sich auf eine UberschuBgroBe oder das Gesamtkapital beziehen. Vgl. Berger/Ofek (1995), S. 46. Fiir deutsche Untemehmen sind diese Segmentinformationen fur einen GroBteil der Untemehmen nicht verfiigbar. Vgl. Lins/Servaes (1999), S. 222 I f ^^^ Vgl. Bodnar/TangAVeintrop (1998), S. 15.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

103

Die Autoren gelangen damit zu einer GroBe, die als Excess Enterprise Value (EEntV) bezeichnet wird.^^^ Nur vereinzelt iiben Beitrage zu der US-amerikanischen Diversifikationsforschung Kritik an den Methoden der empirischen Erfolgsmessung. Z. B. fordert WHITED, BestandsgroBen wie Tobin 's q oder der verwandte EFV sollten durch das marginale q ersetzt werden.^^^ MANSI/REEB weisen empirisch nach, daB der EFV empirisch eine Funktion des Verschuldungsgrades darstellt. Ihrer Argumentation folgend ftihrt die Verwendung von Buchwerten des Fremdkapitals im Zuge der Berechnung des EFV zu einer Verzerrung der Resultate. Da Diversifikation in Segmente mit nicht-vollstandig korrelierten Cash Flows TAX einer Risikoreduktion fiihre, vermindere sich dadurch der Marktwert des Aktienkapitals, und der Marktwert des Fremdkapitals nehme in gleicher Hohe zu. Genau dieser Effekt bleibe demnach bei der Verwendung von Buchwerten des Fremdkapitals in der Erfolgsmessung unberiicksichtigt.^^^ Eben dieses Argument des Co-Insurance-EifokXs fiihrt auch KURSTEN an, wobei er allerdings darauf hinweist, daB ein Werttransfer im Sinne von MANSI/REEB nur unter der Annahme unvollstandiger Kreditvertrage moglich ist.^^^ Daruber hinaus tibt KURSTEN eine grundlegende Kritik an der in der Literatur popularen Gleichsetzung der Eigentiimerinteressen mit dem Streben nach einer Steigerung des Untemehmensgesamtwertes, der sich aus dem Marktwert und Eigen- und Fremdkapital konstituiert.^^'

4.3 Zusammenfassende Bewertung der vorgestellten MeBtechniken Die vorgestellten MaBe der Diversifikation und des Untemehmenserfolges werden in diesem abschlieBenden Kapitel auf ihre Giite und Praktikabilitat hin beurteilt. In Abschnitt 4.3.1 wird zunachst die grundsatzliche Vorteilhaftigkeit der objektiven gegenuber der subjektiven Messung begriindet. Die Charakteristika der wesentlichen quantitativen MaBe werden in Abschnitt 4.3.2 unter Zuhilfenahme einer Beispielrechnung illustriert. Abschnitt 4.3.3 beschlieBt den vierten Teil mit einer detaillierten Abwagung der fiir die in dieser Arbeit durchzufuhrende Studie in Frage kommenden quantitativen Diversifikations- und ErfolgsmaBe.

4.3.1 Qualitativ-kategorialer vs. quantitativ-kontinuierlicher Ansatz Die Entwicklung der WRIGLEY-RUMELT-Kategorien ist vor allem auf die den quantitativkontinuierlichen MaBen innewohnenden Schwachen zuriickzufuhren. Besonders die auf dem

^^^ Vgl. Schwetzler/Reimund (2003), S. 9-13. ^^^ Vgl. Whited (2001), S. 1667 f ^^^ Vgl. Mansi/Reeb (2002), S. 2168 f ^^^ Vgl. Kursten (2000), S. 366 f; Kiirsten (2003), S. 251. ^^' Vgl. Kursten (2000), S. 367.

104

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

SIC-System basierenden Techniken zur Messung der horizontalen Diversifikation weisen Eigenschaften auf, die sie das zugrunde liegende Phanomen der Untemehmensdiversifikation nur unzureichend wiedergeben lassen.^^^ Wie RUMELT anmerkt, gruppieren einzelne SICCodes Aktivitaten unterschiedlicher Vielfalt. Die Anzahl und Verschiedenartigkeit der umfaBten Aktivitaten hangt von dem jeweiligen SIC-Code ab.^^^ So wiesen Untemehmen, die in jeweils nur einem SIC-Code vertreten sind, bei Anwendung einer quantitativen Messung den gleichen Diversifikationsgrad auf. Dies muB nicht unbedingt der Realitat entsprechen, wenn die Untemehmen das voile Spektmm innerhalb ihrer jeweiligen SIC-Codes abdecken. Zudem fmdet die Einteilung der Wirtschaftszweige sowohl des SIC-Systems wie auch der WZ-03Gliedemng auf der Gmndlage unterschiedlicher Kriterien statt. Zwar steht das Produktprinzip im Vordergrund, aber es wird explizit darauf hingewiesen, daB es nicht konsistent auf alle Wirtschaftszweige angewandt wird. Teilweise wird ausschlieBlich nach den technologischen Determinanten des Produktionsprozesses oder den Charakteristika des bedienten Marktes abgegrenzt.^^ Unbeachtet bei der Anwendung der quantitativen MeBtechniken der horizontalen Diversifikation bleiben die vertikalen Interdependenzen der einzelnen Wirtschaftszweige.^^^ Eine Zunahme der vertikalen Diversifikation wird oftmals als Zunahme der horizontalen Diversifikation interpretiert. FAN/LANG illustrieren dies anhand der zweistelligen SIC-Codes 28 und 29. Der SIC-Code 28 umfaBt die Aktivitaten von Olraffinerien, der SIC-Code 29 die chemische Industrie. Beide wiirden in der herkommlichen quantitativen Messung als unverbundene Diversifikation ausgegeben werden. Tatsachlich sind die Aktivitaten dieser SICCodes in den meisten Fallen nicht nur verbunden, sondem teilweise sogar Stufen derselben Wertschopfungskette.^^^ Die WZ-03-Klassifikation wirft die gleiche Problematik auf. Die Mineralolverarbeitung ist dem WZ-03-Code 23 und die chemische Industrie dem WZ-03Code 24 zugeteilt. Zudem wiirden sowohl im SIC- als auch im WZ-03-System iiber Produktions- und Distributionsprozessen integrierte Untemehmen im Regelfall als fokussiert interpretiert werden.^^^ Die Anwendung der kategorialen Messung fiihrt also zu einer weitgehend angemessen differenzierten Analyse, wahrend im Falle der MaBe der absoluten Diversifikation das Gutekriterium der Validitat fraglich ist. Allerdings ist neben dem groBeren Arbeitsaufwand und dem fiir einen extemen Betrachter schwierig zu erreichenden Detaillierungsgrad der Daten grundsatzlich einzuwenden, daB die Einteilung der Untemehmen in die Kategorien auf Gmndlage subjektiver Einschatzungen erfolgt. Eine derart konzeptionierte Studie ist kaum replizierbar und ^^^ Vgl. Montgomery (1982), S. 300. ^^^ Vgl. Rumelt (1982), S. 360. ^^"^ Vgl. Montgomery (1982), S. 300; Statistisches Bundesamt (2003), S. 16 ff. ^^^ Vgl. Davis/Duhaime (1992), S. 515. ^^^ Vgl. Fan/Lang (2000), S. 630. ^^^ Vgl. Lins/Servaes (1999), S. 2219.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

105

verletzt das Gutekriterium der Objektivitat der Messung.^^^ MONTGOMERY kommt in einem umfassenden empirischen Vergleich der quantitativen und der qualitativen Mefitechniken zu dem SchluB, dafi die Einteilung der Untemehmen trotz der Subjektivitat der qualitativen Messung zu einem letztendlich nahezu identischen Ergebnis fuhrt. Dies spricht einerseits fur die qualitativen MaBe, da diese offenbar doch einen objektiven Charakter aufweisen. Andererseits stellen bei offenbar gleicher Validitat der geringere Arbeitsaufwand und der geringere Anspruch an die Datenbasis Vorteile der quantitativen MeBtechniken dar.^^^

4.3.2 Beispielrechnung der absoluten DiversitatsmaOe Die beispielhaften Segmentierungen von JACQUEMIN/BERRY sind die Grundlage ftir die vergleichende Ubersicht der absoluten DiversitatsmaBe in Abbildung 12. Auf der linken Seite der Abbildung werden ftir zehn Beispiele die relativen GroBen der Segmente angegeben. Aus diesen Daten konnen die Auspragungen der DiversitatsmaBe berechnet werden. Die Berechnung der Konzentrationsrate CR erfolgt durch die Gleichsetzung mit dem Geschaftsanteil des groBten Segments und anschlieBender Subtraktion von eins. Bei der Berechnung des HTRIndex wird die Vergabe von identischen Rangzahlen bei gleicher relativer GroBe ausgeschlossen. Statt dessen werden weiter absteigende Rangzahlen vergeben. Die Berechnung der normierten Anzahl der Geschaftsfelder DIV sowie des AX>-Index, des ////-Index und des Entropie-Index wird nach dem bekannten Verfahren durchgefuhrt. Die Eigenschaften der MaBe konnen durch einen paarweisen Vergleich der Beispiele vier und funf sowie sechs und sieben verdeutlicht werden. Hierbei soil vor allem der Unterschied des ////- und des Entropie-Index verdeutlicht werden. Von Beispiel vier auf fiinf und von sechs auf sieben nimmt die Hohe des ////-Index zu. Unter den ubrigen Indizes verhalt sich nur die Konzentrationsrate ahnlich. Die Auspragungen des Entropie-Index und von DIV nehmen ab. Dieses laBt darauf schlieBen, daB der Entropie-Index in einem starkeren AusmaBe als der ////-Index die Anzahl der Merkmalstrager bzw. Segmente beriicksichtigt. Im Vergleich zu dem Entropie-Index scheint der ////Index starker von der GroBenverteilung der Merkmalstrager bzw. Segmente abhangig zu sein.

^^^ S. dazu auch Chatterjee/Blocher (1992); Hall/St. John (1994). ^^^ Vgl. Montgomery (1982), S. 305 f

106

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

Divers ifikationsgrad Grolienverteilung der Segmente Belsp. 1

0,95

0,05

0,00

0,00

0,00

DIV

CR

HTR

KD

HH

E

0.50

0,05

0,09

0,19

0,10

0,20

Beisp. 2

0,90

0,10

0,00

0,00

0,00

0.50

0,10

0,17

0,36

0,18

0,33

Beisp. 3

0,80

0,10

0,10

0,00

0,00

0.67

0,20

0,38

0,51

0,34

0.64

Beisp. 4

0,70

0,20

0,10

0,00

0,00

0.67

0,30

0.44

0,74

0.46

0.80

j Beisp. 5

0,60

0,40

0,00

0,00

0,00

0,50

0,40

0,44

0,96

0,48

0,67

Beisp. 6

0,60

0,10

0,10

0,10

0,10

0,80

0,40

0,67

0,75

0,60

1,23

Beisp. 7

0,50

0,20

0,20

0,10

0,00

0,75

0,50

0,64

0,90

0,66

1,22

Beisp. 8

0,40

0,20

0,20

0,10

0,10

0,80

0,60

0,72

0,95

0,74

1,47

Beisp. 9

0,30

0,20

0,20

0,20

0,10

0,80

0,70

0,76

0.98

0,78

1,56

Beisp. 10 0,20

0,20

0,20

0,20

0.20

0,80

0.80

0,80

1,00

0,80

1,61

Abbildung 12:

Gegeniiberstellung der absoluten DiversitatsmaBe

Quelle:

Eigene Berechnung in Aniehnung an Jacquemin/Berry (1979), S. 362

Die in dem mafigeblichen Artikel von JACQUEMIN/BERRY angebotene Illustration der Vorteilhaftigkeit des Entropie-Index relativiert sich, wenn wie in Abbildung 13 fur den gleichen Datensatz die entsprechenden Berechnungen der einzelnen Komponenten des ////-Index angestellt werden.^^^ Wie in Abbildung 12 werden auf der linken Seite von Abbildung 13 fiir zehn Beispiele die relativen GroBen der Segmente angegeben. Fur jedes dieser Segmente ist zusatzlich angegeben, welcher hierarchisch iibergeordneten Segmentgruppe es angehort. Diese zusatzliche Information ermoglicht die Erfassung der Verbundenheit der Segmente. Auf die Illustration des Concentric-Index wird verzichtet.

S.Unterabschnitt 4.1.2.3.

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

107

GroBenverteilung der Segmente 2st. SIC 4st. SIC

Diversifikatbnsgrad

II 1-1

1-2

in

11-2

HH-lndex 11-3

Hliov

HHDU

E-lndex HHDT

EDV

EDU

EDT

Belsp. 1

0,95

0,05

0,00

0,00

0,00

0,10

0,00

0,10

0,20

0,00

0,20

Beisp. 2

0,90

0,10

0,00

0,00

0,00

0,18

0,00

0,18

0,33

0,00

0,33

Beisp. 3

0,80

0,10

0,10

0,00

0,00

0,16

0,18

0,34

0,31

0.33

0,64

Belsp. 4

0,70

0,20

0,10

0,00

0,00

0,28

0,18

0,46

0,48

0,33

0,80

Beisp. 5

0,60

0.40

0,00

0,00

0,00

0,48

0,00

0,48

0,67

0,00

0,67

Beisp. 6

0,60

0,10

0,10

0,10

0,10

0,18

0,42

0,60

0.62

0,61

1,23

Belsp. 7

0,50

0,20

0,20

0,10

0,00

0,24

0,42

0,66

0,61

0,61

1,22

Beisp. 8

0,40

0,20

0,20

0,10

0,10

0,26

0,48

0,74

0,80

0,67

1,47

Beisp. 9

0,30

0,20

0,20

0,20

0,10

0,28

0,50

0,78

0,86

0,69

1,56

Beisp. 10

0,20

0,20

0,20

0,20

0,20

0,32

0,48

0,80

0,94

0,67

1,61

Abbildung 13:

Gegeniiberstellung von HH- und Entropie-Index

Quelle:

Eigene Berechnung in Anlehnung an Jacquemin/Berry (1979), S. 362

4.3.3 Bewertung ausgewahlter MeOtechniken Auf der Gnindlage der bisherigen Erlauterungen und vor dem Hintergrund der in dieser Arbeit durchzufuhrenden Studie kann die Eignung der vorgestellten Diversifikations- und Erfolgsmafie beurteilt werden. Die nachfolgenden Ausfuhrungen dieses Abschnittes fassen die bis zu dieser Stelle gefundenen wesentlichen Erkenntnisse zusammen. Sowohl ftir die horizontale als auch die geographische Dimension gilt, dafi ein geeignetes Mafi der Diversifikation die Anzahl, die GroBenverteilung und den Grad der Verbundenheit der abgrenzbaren Geschaftsaktivitaten berucksichtigen sollte.^^' Zudem sollten Segmente geringen Umfanges iiberproportional gewichtet werden.^^^ Unter den vorgestellten Diversitatsmafien erftillen nur der HH- und der Entropie Index diese Anforderungen. In der Abwagung beider Indizes kann die Zerlegbarkeit des Entropie-Index nicht als Argument gegen den HHIndex geftihrt werden. Im Vergleich zum HH-lndex spricht fur den Entropie-Index, dafi er kleine Segmente starker iiberproportional gewichtet. Allerdings konnte gerade dieser Vorteil durch eine erhohte Sensitivitat gegentiber Fehlem in der Datenbasis konterkariert werden.^^^ Ein eindeutiger Vorteil des ////-Index besteht darin, daB er im Gegensatz zum Entropie-Index S.Abschnitt 2.1.2. '• S.Unterabschnitt 4.1.1.2. ' Vgl.Stigler(1968), S. 33.

108

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

auf ein begrenztes Werteintervall von null bis eins normiert ist. Beide MaBe stellen hohe Anspruche an die Datenbasis, da sie die Segmentierung der Untemehmenstatigkeit auf der Grundlage hierarchischer Klassifikationssysteme voraussetzen. Genugt die informationelle Grundlage nicht den Anspriichen, dann ist der Ruckgriff auf einfachere Kennzahlen wie z. B. DIV Oder die Konzentrationsrate denkbar. In der vertikalen Dimension lassen sich zwei grundsatzlich unterscheidbare Ansatze der Messung identifizieren. Die Kennzahlen der JahresabschluBanalyse sind ohne groBen Aufwand berechenbar. Die dafur benotigten Informationen konnen unproblematisch dem veroffentlichten JahresabschluB entnommen werden. Die Nachteile lassen sich am Beispiel des Value Added illustrieren. Wie gezeigt wurde, erfafit der Value Added die brancheniibergreifende vertikale Diversifikation nicht korrekt. Die Kennzahl eignet sich nur fur den Vergleich der vertikalen Diversifikation von Untemehmen innerhalb einer einzelnen Branche. Dariiber hinaus reagiert die Kennzahl positiv auf eine Zunahme des Untemehmenserfolges, was sie fur die Verwendung einer empirischen Studie der Erfolgswirkung der vertikalen Diversifikation disqualiflziert. Die von BUZZEL vorgenommene Erfolgsbereinigung lost diese Problematik nur zum Teil. Auch die Hohe von VABUZZ ist sensitiv gegeniiber Einflufifaktoren, die unabhangig von dem tatsachlichen Grad der vertikalen Diversifikation sind. MaBe, deren Grundlage die InputOutput-Relationen von horizontalen Segmenten bilden, vermeiden diese Mangel. Nachteilig wirken sich jedoch der hohe Rechenaufwand und der hohe Anspruch an die Datenbasis aus. Zudem messen sie nur die vertikalen Beziehungen zwischen horizontal abgrenzbaren Segmenten und nicht den vertikalen Diversifikationsgrad innerhalb der Segmente. Die Wahl des ErfolgsmaBes kann die Ergebnisse einer empirischen Studie erheblich beeinflussen. Beispielsweise verwendet RUMELT die Umsatzrentabilitat als ErfolgsmaB und erkennt die verbundene horizontale Diversifikation als uberlegene Strategic.^^"^ MICHEL/SHAKED repliziert RUMELTs Studie mit der erganzenden Anwendung von RenditeRisiko-Relationen als Indikator des Untemehmenserfolges. Die Autoren kommen zu dem SchluB, daB die unverbundene horizontale Diversifikation iibemormalen Erfolg verspricht.^^^ LLOYD/JAHERA wenden Tobin 's q auf den sonst gleichen Datensatz RUMELTs an und finden keinen signifikanten Zusammenhang zu RUMELTs Diversifikationskategorien.^^^ Das ftir eine empirische Studie der Erfolgswirkung des Diversifikationsgrades geeignete ErfolgsmaB sollte iiber die folgenden Eigenschaften verfiigen: •

Es ist am Marktwert des Eigenkapitals orientiert.

•

Die residualen Untemehmensrenten werden als BestandsgroBe erfaBt.

^^^ Vgl. Rumelt (1974), S. 149 ff. ^^^ Vgl. Michel/Shaked (1984), S. 18 ff. ^'^ Vgl. Lloyd/Jahera (1994), S. 260 ff

Empirische Messung von Diversifikation und Untemehmenserfolg

•

Es ist um eventuell verzerrende EinfluBfaktoren bereinigt.

•

Die Verftigbarkeit der fiir die Berechnung benotigten Daten ist gewahrleistet.

•

Der Rechenaufwand ist angemessen.

109

Unter den BestandsgroBen des Untemehmenserfolges gilt Tobin's q als theoretisch exaktes ErfolgsmaB. Aufgrund der auBerst aufwendigen Berechnung von q konnen der EFV und der EEntV als akzeptable Approximationen angesehen werden. Die MaBe konnen neben den Brancheneffekten und der zeitlichen Entwicklung auch um weitere EinfluBgroBen bereinigt werden, welche die Ergebnisse verzerren konnten. Zu bemangeln ist bei diesen Ansatzen, daB sie in den meisten Fallen auf den Untemehmensgesamtwert ausgerichtet und somit nicht ausschlieBlich am Aktionarsnutzen orientiert sind. Als eine gewichtige Schwache des weit verbreiteten EFV Mnd auch des EEntV ist die Verwendung von Buchwerten des Fremdkapitals anzusehen. Wenn erstens die MB-Ratios des Eigenkapitals signifikant von eins abweichen und zweitens diversifizierte Untemehmen eine im Vergleich zu fokussierten Untemehmen systematisch unterschiedliche Fremdkapitalquote^^^ aufweisen, dann fiihrt dies zu einer Verzerrung der auf Grundlage der EFVs und EEntVs beurteilten Erfolgswirkung der Diversifikation.^^«

^^^ S. dazu Berger/Ofek (1995) S. 41; Unterabschnitt 3.2.1.2. ^^ Waren in der untersuchten Stichprobe z. B. die MB-Ratios des Eigenkapitals signifikant groBer als eins und ware gleichzeitig die Fremdkapitalquote der diversifizierten Untemehmen systematisch hoher als die der fokussierten Untemehmen, dann wiirden die diversifizierten Untemehmen systematisch besser gestellt werden, sofem im Zuge der Berechnung des EFV und des EEntV Buchwerte des Fremdkapitals verwendet werden.

5 Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften Die im vierten Teil der Arbeit erfolgte Erorterung der in der empirischen Diversifikationsforschung angewendeten Mefitechniken beschlieBt die Bearbeitung der Grundlagen, die fur die empirische Studie des Zusammenhanges von Untemehmensdiversifikation und -erfolg notwendig sind. Dieser funfte Teil befafit sich mit der Umsetzung der empirischen Studie als dem Kemstiick der Arbeit. Zum Zwecke der Erlauterung der gewahhen Vorgehensweise werden in Kapitel 5.1 die fiir die Vorbereitung der Datenanalyse notwendigen Arbeitsschritte beschrieben. Die Analyse des aufbereiteten Datenmaterials und die Darstellung der Resultate erfolgen in Kapitel 5.2.

5.1 Vorbereitung der Datenanalyse Der erste Schritt der Datenanalyse ist die Spezifikation des Untersuchungsgegenstandes. Die vorliegende Arbeit verfolgt das Ziel der empirischen Untersuchung der Erfolgswirkung der Diversifikation in der horizontalen, geographischen und vertikalen Dimension. Die Studie wird auf deutsche borsennotierte Untemehmen und einen gegenwartigen Zeitraum beschrankt, um eine weitgehend homogene Stichprobe zu erhalten. Aus dem Untersuchungsgegenstand kann nachfolgend das Kalkiil fur die Wahl der Datenbasis abgeleitet werden. Die Verfugbarkeit der Datenquellen bzw. der Qualitat des zur Verfugung stehenden Datenmaterials wirkt sich jedoch zwangslaufig auch auf den konkreten Untersuchungsgegenstand aus. Sowohl das Untersuchungsziel als auch die gewahlten verfiigbaren Datenquellen sind Ausgangspunkt fur das in Abschnitt 5.1.1 dargestellte Verfahren zur Erhebung der Stichprobe. Als Ergebnis dieser Arbeitsschritte resultiert ein Datensatz, der sich noch nicht fur die Auswertung eignet. Aus diesem Grunde erfolgt anschlieBend eine zielgerichtete Aufbereitung der Rohdaten. Der Abschnitt 5.1.2 beschreibt die Messung der jeweiligen Diversifikationsgrade. In Abschnitt 5.1.3 werden das Mafi der GeschaftsfeldgroBe und die Ermittlung weiterer Kennzahlen dargestellt. Abschnitt 5.1.4 erlautert schliefilich das in dieser Arbeit entwickelte Verfahren der Erfolgsmessung.

5.1.1 Erhebung der Stichprobe Als Datenquelle fiir die Berechung der DiversifikationsmaBe werden die Konzemabschltisse der Untemehmen herangezogen. Diese enthalten in der Kegel eine horizontale und geographische Segmentberichterstattung. Fiir die Messung des Untemehmenserfolges werden am Kapitalmarkt orientierte Kennzahlen verwendet. Um den Zugang zu beiden Datenquellen und einen groBen Stichprobenumfang zu gewahrleisten, wird die Untersuchung auf die zum 31. Dezember 2003 im Prime Standard der Deutschen Borse AG notierten deutschen Aktiengesell-

112

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

schaften beschrankt. Die Betrachtung des Prime Standard fiihrt zu einer umfangreichen und weitgehend homogenen Grundlage ftir die Datenerhebung. Die Einhaltung intemationaler Standards der Rechnungslegung ist eine Voraussetzung ftir die Aufhahme in den Index.^^^ Sowohl lAS/IFRS, US-GAAP als auch HGB sehen eine Segmentberichterstattung fiir kapitalmarktorientierte Untemehmen zwingend vor."^^ Die Borsennotierung der Untemehmen ermoglicht die Ermittlung kapitalmarktorientierter Kennzahlen. Die Querschnittsuntersuchungen beziehen sich auf den jeweiligen 31 .Dezember der Jahre 2000 bis 2003. Die Beschrankung auf diese Zeitpunkte stellt erstens sicher, daB die Untersuchungsergebnisse nicht durch sich mit fortschreitender Zeit andemde oder international unterschiedlich ausgepragte Umfeldfaktoren verzerrt werden. Zweitens erhoht die Wahl des Jahres 2000 als dem zeitlichen Startpunkt der Untersuchung die Wahrscheinlichkeit, daB die Unternehmen auch vor der Aufnahme in den Prime Standard eine Segmentberichterstattung veroffentlicht haben. Dazu ist der GroBteil der betrachteten Aktiengesellschaften nach dem „Gesetz zur Kontrolle und Transparenz im Untemehmensbereich" (KonTraG) auch bei Verwendung der Vorschriften des HGB seit 1998 verpflichtet."^^' Drittens sind so die Stichprobenstrukturen der einzelnen Jahre weitestgehend vergleichbar, weil ein groBer Anteil der Untemehmen erst seit wenigen Jahren borsennotiert ist. Viertens birgt die Beriicksichtigung von noch weiter in der Vergangenheit liegenden Geschaftsjahren die Gefahr eines survival bias. Weniger erfolgreiche Strategien waren statistisch besser gestellt, da Geschaftsjahre insolventer Untemehmen nicht in die Untersuchung eingehen wiirden. Alle zum 31. Dezember 2003 im Prime Standard der Deutschen Borse AG notierten Werte bilden den Ausgangspunkt fiir die letztendlich in die Stichprobe aufgenommene Gmppe von Untemehmen. Wie Abbildung 14 zu entnehmen ist, waren zu jenem Zeitpunkt 392 Werte im Index notiert. 20 Untemehmen waren zugleich mit Stamm- und Vorzugsaktien im Index vertreten. Folglich entspricht die Zahl von 392 Notiemngen einer Gesamtzahl von 372 Firmen. Unberucksichtigt bleiben 29 Untemehmen, die den Pr/me-Branchenindizes „Banken", „Finanzdienstleistungen" oder "Versichemngen" zugeordnet sind. Einige der in der Studie zu verwendenden DiversifikationsmaBe und insbesondere das ErfolgsmaB sind fur Untemehmen dieser Branchen nicht berechenbar oder nicht aussagekraftig."*^^ Da die Untersuchung auf den deutschen Wirtschaftsraum beschrankt ist, werden zusatzlich 39 auslandische Untemehmen ausgeschlossen. Damit verbleiben 304 potentiell zu untersuchende Untemehmen. Im Jahr 2000 werden 13 und im Jahr 2001 wird ein Untemehmen nicht beriicksichtigt, weil die Borsennotierung zum Zeitpunkt des Geschaflsjahresendes noch nicht erfolgt war. Im Jahre 2003 ^^ Vgl. Buchholz (2004), S. 1. ^^ Vgl. HaynAValderseee (2004), S. 286 f ^^^ Vgl. KutingAVeber (2003), S. 500 f ^^'^ S. dazu auch Berger/Ofek (1995), S. 43; Lins/Servaes (1999), S. 2217.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

113

fehlen die Daten von vier Untemehmen, die eine Insolvenz erlitten hatten, und zusatzlich funf Untemehmen, deren Geschaftsberichte nicht verftigbar waren. Die fur die Berechnung der ErfolgsmaBe benotigten Marktwerte des Eigenkapitals sind im Jahr 2000 fur 13, in 2001 fur vier, in 2002 fur fiinf und in 2003 fur 24 Untemehmen nicht verftigbar. Dariiber hinaus werden jene Untemehmen von der Untersuchung ausgeschlossen, die keine horizontale und geographische AufgHedemng der Umsatzerlose durchfuhren, obwohl aus der Beschreibung der Geschaftstatigkeit hervorgeht, dafi diese in einer der beiden Dimensionen inhomogen ist. Im Jahr 2000 fehh fiir ftinf Untemehmen die Segmentberichterstattung, in den Jahren 2001 bis 2003 fiir jeweils drei Untemehmen.

Geschaftsjahr Eingrenzungskriterium

2CX)0

2001

2002

2003

2000-2003

Prime All Share Index

372

372

372

372

372

Finanzdienstlelstungen

29

29

29

29

29

Firm ens itz im Aus land

39

39

39

39

39

304

304

304

304

304

13

1

-

-

-

4

1

1

-

Potentieller Stichprobenumfang Keine Borsennotierung -

Insolvenz

-

Ausstehende Geschaftsberichte

-

Rumpfgeschaftsjahr

1

Keine Segmentberichterstattung -

5

3

3

3

3

13

4

5

24

-

272

296

295

267

301

5

6

-

6

1

Fehlende Bloom bergdaten - EK^w

Basis fur die Erfolgsberechnung Fehlende Bloom bergdaten - EBFT -

Negatives blilanzielles Eigenkapital

Stichprobenumfang - horizontal/geographisch -

1

1

3

7

1

266

289

292

254

299

17

18

13

10

17

249

271

279

244

282

Keine Angabe uber Personalaufwendungen

Stkihprobenumfang - vertikal

5

Abbildung 14:

Auswahlkriterien und Stichprobenumfang

Quelle:

Eigene Darstellung

Die Geschaftsjahre werden zur besseren Vergleichbarkeit jeweils in vollem Umfang einem der Kalendeijahre des Untersuchungszeitraumes zugeordnet. Dies ist im Regelfall unproblematisch, da ca. 97 % aller Geschaftsjahre am 31. Dezember enden. Die Geschaftsjahre werden dem zuriickliegenden Kalenderjahr zugeordnet, wenn das tatsachliche Geschaftsjahresende in

114

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

den Zeitraum von Januar bis einschliefilich Mai fallt. 1st das tatsachliche Datum des Rechnungsabschlusses im Zeitraum von Juni bis einschlieBlich November terminiert, dann werden sie dem Kalenderjahr des AbschluBdatums zugeordnet. Diese Normierung dient in erster Linie der spater im Verlauf der Untersuchung durchzufiihrenden zeitlichen Bereinigung der Erfolgsmafie/^^ Beriicksichtigt werden ausschliefilich voile Geschaftsjahre. Die aufgrund einer Umstellung der Rechnungslegungsperiode veroffentlichten Geschaftsberichte iiber Rumpfgeschaftsjahre gehen nicht in die Stichprobe ein. Nach Anwendung dieses Verfahrens fallt in 2000, 2002 und 2003 jeweils ein weiteres Untemehmen aus der Stichprobe heraus. Somit konnen in 2000 fur 272, in 2001 fiir 296, in 2002 ftir 295 und im Jahr 2003 flir 267 Unternehmen die Erfolgsgrofien berechnet werden. Fur die eigentliche Datenanalyse mtissen im Jahr 2000 fiinf und in den Jahren 2001 und 2003 jeweils sechs Untemehmen zusatzlich von der Untersuchung ausgeschlossen werden, weil die Hohe der operativen Profite nicht ermittelbar war. In den Jahren 2000 und 2001 wird jeweils ein Untemehmen, im Jahr 2002 werden drei und im Jahr 2003 fiinf Untemehmen von der Untersuchung ausgeschlossen, da sie einen negativen Buchwert des Eigenkapitals aufweisen. Wie in Abbildung 14 dargestellt, gehen im Jahr 2000 schlieBlich 266, in 2001 286, in 2002 292 und in 2003 254 Untemehmen in die Stichprobe ein, die in der horizontalen und geographischen Dimension analysiert werden konnen. Fiir die Analysen in der vertikalen Dimension ist die Zahl der zu untersuchenden Untemehmen geringer, weil die Hohe der Personalaufwendungen teilweise nicht berichtet wird. Eben auf dieser Information basiert das noch zu erlautemde MaB der verbundenen vertikalen Diversifikation."*^"* Im Jahr 2000 miissen daher 17 Untemehmen ausgeschlossen werden, im Jahr 2001 18 Untemehmen, im Jahr 2002 13 Unternehmen und im Jahr 2003 10 Untemehmen.

5.1.2 Ermittlung des Diversifikationsgrades Nach der Identifikation der Merkmalstrager und der Erhebung der Rohdaten ist eine weitere Verdichtung des Datenmaterials erforderlich. Die Merkmalsauspragungen werden iiber metrische Kennzahlen gemessen. Im folgenden werden die Wahl und die Konstmktion der MaBe der horizontalen, der geographischen und der vertikalen Diversifikation erlautert. Hervorzuheben ist die Tatsache, daB nicht nur fiir die horizontale Dimension eine Unterscheidung der Verbundenheit erfolgt. In der geographischen Dimension gelingt dies durch die Entwicklung einer Kennzahl der verbundenen Diversifikation, in der vertikalen Dimension durch die Neuinterpretation bekannter MeBtechniken.

S. Abschnitt5.1.4. S.Abschnitt 5.1.2.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

115

Als Datenbasis fur empirische Studien der horizontalen Diversifikation US-amerikanischer Untemehmen wird in den meisten Fallen die Datenbank Compustat II genutzt. Fiir Untemehmen, die im Rahmen ihres Jahresabschlusses zu der Veroffentlichung einer Segmentberichterstattung verpflichtet sind, werden in dieser die Umsatzerlose, das Vermogen und eine ErfolgsgroBe fiir jedes der berichteten Segmente eingetragen. Die horizontalen Segmente werden anschliefiend von Mitarbeitem des S&P Compustat II Service nach der offiziellen Gliederung der Standard Industrial Classification-Codes (SIC-Codes) klassifiziert."*^^ Fiir die Zuweisung eines eigenen SIC-Codes wird zusatzlich vorausgesetzt, dafi das Segment mindestens 10 % zu den Umsatzerlosen, dem Vermogen oder dem Erfolg des Gesamtuntemehmens beitragt."*^ Da US-Untemehmen iiber einen gewissen Ermessensspielraum bei der horizontalen Abgrenzung ihrer Segmente verfugen, sind die Segmentberichterstattungen nur eingeschrankt vergleichbar."*^^ Die in der Datenbank Compustat II vorgenommene Zuordnung der Segmentdaten zu den SIC-Codes objektiviert die Segmentberichterstattung. Aus diesem Grunde scheint es ratsam, diese Prozedur analog auf die erhobenen Segmentdaten der deutschen Untemehmen anzuwenden. Die horizontalen Segmentdaten umfassen die in der Segmentberichterstattung angegebene Verteilung der Umsatzerlose oder eine dariiber hinausgehende Aufgliederung, wenn diese Informationen im Geschaftsbericht verfiigbar sind. Die Segmente werden manuell nach der offiziellen Klassifikation der Wirtschaftszweige (WZ-03) geordnet. Zu diesem Zwecke werden die Segmente nach den „Allgemeinen Regeln fur die Klassiflzierung statistischer Einheiten" den WZ-03-Gruppen des Statistischen Bundesamtes zugewiesen/^^ Das Verfahren der manuellen Zuordnung bereinigt auch weitestgehend die zwischen den Rechnungslegungsnormen unterschiedlichen Ansatze der Bildung von berichtspflichtigen Segmenten."*^^ Aufgrund des hierarchischen Aufbaus der WZ-03-Systematik kann eine Unterscheidung der Verbundenheit erfolgen. Die WZ-03-Gruppen innerhalb des gleichen WZ-03-Unterabschnitts werden als verbunden und WZ-03-Gruppen aus unterschiedlichen WZ-03-Unterabschnitten als unverbunden angesehen.'*'^ In dieser Arbeit wird nicht der weit verbreitete Entropie-Index, sondem das von ACAR/SANKARAN entwickelte Verfahren zur Zerlegung des ////-Index angewendet."*'' Der Index wird dem Entropie-Index vorgezogen, da sein Werteintervall auf null bis eins normiert ist. In der horizontalen Dimension werden also wie in Gleichung (48)

"^^^ Vgl. Davis/Duhaime (1992), S. 512. ^^^ Vgl. Villalonga (2004a), S. 480. ''^^ Vgl. Harris (1998), S. 126. ^^^ Vgl. Statistisches Bundesamt (2003), S. 19 ff. ^^ S. dazu Hayn/Waldersee (2004), S. 289 ff "^'^ S. dazu Unterabschnitt 4.1.2.1.

116

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

der HH -Index der verbundenen {HHovhor), der unverbundenen (HHouhor) und der totalen Diversifikation (HHoThor) berechnet/'^ (48)

H H DThor = H H Dvhor + H H ^jj^^^

HHoThor

= HH-Index der totalen horizontalen Diversifikation

HHovhor

= HH-Index der verbundenen horizontalen Diversifikation

HHouhor

= HH-Index der unverbundenen horizontalen Diversifikation

Der ////-Index wird auch in der geographischen Dimension berechnet. Die resultierende Kennzahl HHougeo vermag jedoch lediglich den Grad der unverbundenen geographischen Diversifikation zum Ausdruck zu bringen. Dies ist darin begriindet, daB der Index auf der Grundlage der geographischen Segmentberichterstattung der Untemehmen berechnet wird. Diese erfolgt in der Regel nach ubergeordneten geographischen Wirtschaftsraumen, wie z.B. Europa, USA, Siidamerika, Asien, Afrika. Die Prasenz in mehr als einem dieser Wirtschaftsraume wird als unverbundene geographische Diversifikation angesehen. Da aus den zur Verfiigung stehenden Datenquellen die Verteilung der Umsatzerlose innerhalb der einzelnen iibergeordneten Wirtschaftsraume nicht in Erfahrung zu bringen ist, kann der HirschmanHerfindahl-Index nicht fur die Berechnung der verbundenen geographischen Diversifikation verwendet werden. Zu diesem Zwecke wird statt dessen eine Variante der Konzentrationsrate herangezogen/'^ Das Verhaltnis der auBerhalb Deutschlands erwirtschafteten Umsatzerlose zu den gesamten europaischen Umsatzerlosen CRovgeo wird als MaB der verbundenen geographischen Diversifikation interpretiert. Die in Gleichung (49) dargestellte Kennzahl steigt mit zunehmender geographisch verbundener Diversifikation an.

CRovgeo

= Konzentrationsrate der verbundenen geographischen Diversifikation

USDEU

= In Deutschland erzielte Umsatzerlose

USEUR

= In Europa (auch auBerhalb der EU) erzielte Umsatzerlose

Der Ansatz der Messung in der vertikalen Dimension ist insofem neuartig, als zwischen verbundener und unverbundener Diversifikation unterschieden wird."*"* Die in Gleichung (50) dargestellte Variante der betrieblichen Wertschopfungstiefe VIBW wird als MaB der verbunde-

S. Unterabschnitt4.1.2.2. S. dazu auch Unterabschnitt 4.1.3.2.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

117

nen vertikalen Diversifikation interpretiert.'^'^ Es handelt sich insofem um eine Variante der Wertschopftingstiefe, als der untemehmensspezifische EBIT durch einen normierten EBIT ersetzt wird und einige nicht ausschlaggebende Komponenten vemachlassigt werden."^'^ (50) U S - E B I T + EBIT^oRM View

= Grad der verbundenen vertikalen Diversifikation

PERS

= Personalaufwendungen

EBIT

= Ergebnis der gewohnlichen Geschaftstatigkeit vor Zinsaufwendungen

EBITNORM

= Normierter EBIT

US

= Umsatzerlose auf Gesamtuntemehmensebene

Die Anzahl der vertikal vor- oder nachgelagerten horizontal abgrenzbaren WZ-03-Gruppen ( VISEG) wird als MaB der vertikal unverbundenen Diversifikation interpretiert. Nach der Zuordnung der horizontalen Segmente zu den WZ-03-Gruppen werden die vertikalen Beziehungen subjektiv-qualitativ beurteilt/'^ Die Basis fur die Beurteilung der vertikalen Beziehungen sind die offiziellen Erlauterungen des Statistischen Bundesamtes zu den dreistelligen WZ-03Gruppen. Abgrenzungsprobleme zur verbundenen vertikalen Diversifikation sind nahezu ausgeschlossen. Zwar diirfen sowohl nach dem HGB, den US-GAAP und den lAS/IFRS teilweise auch solche Segmente separat berichtet werden, die nur einen geringen Anteil der Segmentumsatze mit extemen Kunden erlosen,"*'^ doch werden derartige Segmente im Zuge der manuellen Zuordnung zu den WZ-03-Gruppen zwangslaufig zusammengefaBt. Die Unterscheidung von verbundener und unverbundener vertikaler Diversifikation wird in der Literatur iiblicherweise nicht vorgenommen. Sie resultiert aus der Zusammenfassung der bekannten Kritik an den bestehenden MeBtechniken der vertikalen Diversifikation.'*'^ Abbildung 15 veranschaulicht den Ansatz. Die abgebildeten verbundenen Wertschopfungsstufen entsprechen dem Modell der Wertschopfungskette nach PORTER. Die von PORTER konzipierte Wertschopfungskette umfaBt die vor- und nachgelagerten Funktionen, die fur den gesamten ProduktionsprozeB irmerhalb einer Branche notwendig sind.'*^^ Die in Gleichung (50) abgebildete normierte Wertschopfungstiefe VIBW wird so interpretiert, daB sie eine Aussage iiber die Anzahl und das AusmaB der Einbeziehung der verschiedenen Wertschopfungs-

S. Anhang 7 fur die Berechnung der betrieblichen Wertschopfung im Umsatzkostenverfahren. "^'^ S. dazu auch Rumelt (1974). ^^^ Vgl. Schildbach (2000), S. 288 f; Heuser/Theile (2003), S. 398; KiitingAVeber (2003), S. 504. ^'^ S.Unterabschnitt 4.1.3.2. ^^^ Vgl. Porter (1985), S. 45 ff.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

118

stufen innerhalb einer WZ-03-Gruppe trifft. Wenn das jeweilige Untemehmen in mehr als einer WZ-03-Gruppe tatig ist, dann ist die Wertschopfungstiefe ein MaB fiir die durchschnittliche vertikale Diversifikation innerhalb der WZ-03-Gruppen. Die Anzahl der vor- und nachgelagerten WZ-03-Gruppen VISEG bringt in diesem Sinne das AusmaB der vertikal unverbundenen Diversifikation zum Ausdruck. Obwohl die Einschatzung der vertikalen Beziehungen zwischen den Segmenten auf der Grundlage der sehr detaillierten Segmentbeschreibungen des Statistischen Bundesamtes vorgenommen wird, ist die Subjektivitat der Methodik ein durchaus relevanter Kritikpunkt. AuBerdem setzt die in Abschnitt 2.1.2 hergeleitete Konzeption der Diversifikation die lineare Unabhangigkeit der Dimensionen voraus. Diese Voraussetzung ist bei einer derartigen Identifikation der vertikalen Beziehungen der Segmente nicht gegeben. Nach der beschriebenen Vorgehensweise werden vertikale Segmente nur erfaBt, wenn auch gleichzeitig mindestens zwei Segmente in der horizontalen Dimension unterschieden werden konnen.

Vertikale Segmentierung

Wertschopfungstiefe WZ 1

Wertschopfungs- ! Wertschopfungstiefe WZ 2 tiefe WZ 3

YJDYJODBBBBBYIIJJD J\. J^

WZ1 WZ IL Op OL MS Se

WZ2

: Wirtschaftszweig nach WZ-03 Systematik : Inbound logistics : Operations : Outbound logistics : Marketing and sales : Service

Abbildung 15:

Die Verbundenheit der vertikalen Diversifikation

Quelle:

Eigene Darstellung

WZ3

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

119

5.1.3 Berechnung weiterer Kennzahlen Wie in Abschnitt 2.1.2 erlautert wurde, stellt das Geschaftsvolumen die vierte der strategischen Dimensionen auf Gesamtuntemehmensebene dar. Die absolute UntemehmensgroBe konnte problemlos tiber z. B. die Hohe der Umsatzerlose oder der Bilanzsumme wiedergegeben werden. Da sowohl die horizontale, die geographische als auch die vertikale Diversifikation als Wachstumsstrategien instrumentalisiert werden konnen, ist es allerdings problematisch, die Auspragung in der GroBendimension ausschlieBlich iiber das Volumen des Gesamtuntemehmens zu erfassen. Aus diesem Grunde wird zusatzlich ein MaB fiir das Volumen des groBten homogenen Geschaftsfeldes ermittelt. Um zu einer solchen Kennzahl zu gelangen, werden zunachst die Umsatzerlose der groBten WZ-03-Gruppe USmaxwz-os mit dem Umsatzanteil der europaischen Geschaftstatigkeit USEVR multipliziert. Dieses Produkt wird anschlieBend mit dem durchschnittlich nicht integrierten Anteil der verbundenen Wertschopfungsstufen (1- VIBw) multipliziert. Die sich in Gleichung (51) ergebene Kennzahl USGF ist eine Approximation des Volumens des groBten homogenen Geschaftsfeldes. US

(51)

US,p = U S _ „ , . o 3 ~ g ^ - ( l - V U ) USGF

= Umsatzerlose des groBten homogenen Geschaftsfeldes

USmaxwz-os

= Umsatzerlose der groBten WZ-03-Gruppe

USEUR

= Umsatzerlose innerhalb Europas

US

= Gesamtumsatzerlose

View

= Grad der verbundenen vertikalen Diversifikation

Daneben lassen sich weitere metrische Variablen ermitteln, die zwar nicht in die eigentliche Datenanalyse eingehen, aber der deskriptiven Statistik der allgemeinen Untemehmenscharakteristika dienen und gegebenenfalls als zusatzliche erklarende Variablen in eine multiple Regressionsanalyse aufgenommen werden konnten. Als eine Kennzahl, der sowohl ein positiver EinfluB auf den Untemehmenserfolg als auch eine deskriptive Funktion zugebilligt werden kann, bietet sich die Gesamtkapitalrendite an."*^' Diese wird anhand der operativen Profitabilitat bzw. der EBIT-Ratio EBIT/GK zum Ausdruck gebracht. EBIT/GK wird wie in Gleichung (52) berechnet. Die Auspragung des EBIT - als der ZahlergroBe - wird dem BloombergFinanzinformationsdienst entnommen. Die Bilanzsumme - als die NennergroBe - wird aus dem KonzemabschluB"*^^ abgelesen.

S. zu den unterschiedlichen Normen der Konzemrechnungslegung Unterabschnitt 5.2.5.1.

120

(52)

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengescllschaften

EBIT/GK=

EBIT BS

EBIT/GK

= EBIT-Ratio

EBIT

= JahresiiberschuB vor Steuem und Zinsaufwendungen

BS

= Bilanzsumme

Wahrend die EBIT-Ratio ein Indikator fiir die gegenwartige Profitabilitat der Untemehmenstatigkeit ist, wird in empirischen Studien iiblicherweise zusatzlich die Nettoinvestitionsquote als Indikator fur die Wachstumsperspektive bzw. die zukiinftige Profitabilitat eines Unternehmens betrachtet/^^ Die Auspragung der Nettoinvestitionen wird aus der KapitalfluBrechnung des Konzemabschlusses abgelesen. Die Nettoinvestitionsquote INV/GK laBt sich dann wie in Gleichung (53) ermitteln. Die Kennzahl sollte positiv mit dem Untemehmenserfolg korrelieren/^"* (53)

INV/GK=

INV BS

INV/GK

Nettoinvestitionsquote

INV

Nettoinvestitionen

BS

Bilanzsumme

Die Fremdkapitalquote FK/GK wird in Gleichung (54) als Quotient des Buchwertes des Fremdkapitals und der Bilanzsumme ermittelt. Der approximative Buchwert des Fremdkapitals wird als Differenz aus der Bilanzsumme und dem Buchwert des Eigenkapitals berechnet. Beide Werte entsprechen denen des Konzemabschlusses. Der Zusammenhang zwischen der Fremdkapitalquote und dem Untemehmenserfolg ist nicht eindeutig. Einerseits wirkt sich die Steuerabzugsfahigkeit der Zinsaufwendungen ceteris paribus positiv auf den Marktwert des Eigenkapitals aus."*^^ Andererseits sind auch gegenlaufige Effekte moglich. Unter der Annahme, dal3 Untemehmen die Innen- der AuBenfinanziemng vorziehen und zugleich die exteme Fremdfinanziemng gegenuber der extemen Eigenfinanziemng bevorzugen/^^ konnte eine hohe Fremdkapitalquote die Folge eines in vergangenen Perioden negativen Cash-flows dar-

^^'^ Vgl. Berger/Ofek (1995), S. 49; Lins/Servaes (1999), S. 2222; Schwetzler/Reimund (2003), S. 16 f Dieser Zusammenhang folgt u. a. aus der Herleitung von Tobin's q. Demnach besteht bei gegenwartigen oder zukunftigen uberdurchschnittlichen Untemehmensrenten i. d. R. ein Investitionanreiz. S. dazu Brainard/ Tobin (1968); Tobin (1969); auch Unterabschnitt 4.2.2.1. ^^^ Vgl. Lewellen (1971), S. 524 f; Berger/Ofek (1995), S. 41. S. dazu auch die Herleitung des Theorems von Modigliani/Miller (1963) und Unterabschnitt 3.2.1.2. ^^^ Vgl. Grinblatt/Titman (1998), S. 592. S. dazu Myers (1984); Myers (2001).

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

121

stellen. Werrn die Investoren erwarten, daB dieser Zahlungsmittelbedarf nicht nur vorubergehender Natur ist, wirkt sich dies negativ auf den Untemehmenserfolg aus."*^^ (54)

¥KJGK=

FK BS

FK/GK

= Fremdkapitalquote

FK

= Fremdkapital

BS

= Bilanzsumme

Die Liquiditatsquote C/GK eines Untemehmens wird wie in Gleichung (55) durch das Verhaltnis der liquiden Mittel zu der Bilanzsumme des Konzemabschlusses zum Ausdruck gebracht. Die Hohe des Bestandes an liquiden Mitteln wird dem BloombergFinanzinformationsdienst entnommen."*^^ Die Liquiditatsquote sollte tendenziell positiv mit dem Untemehmenserfolg korreliert sein."*^^ (55)

C/GK=

c BS

C/GK

= Liquiditatsquote

C

= Liquide Mittel

BS

= Bilanzsumme

5.1.4 Messung des Unternehmenserfolges Fiir die weitere Verfolgung des angestrebten Untersuchungszieles ist neben der Ermittlung der Diversifikationsmafie und weiterer allgemeiner Untemehmenskennzahlen die Auswahl und Berechnung einer geeigneten ErfolgsgroBe erforderlich. Auf der Grundlage der in Kapitel 4.3 dargestellten Uberlegungen sollte der Untemehmenserfolg an einer wertorientierten Bestandsgrofie gemessen werden, da nur eine solche die Hohe der Untemehmensrenten zu erfassen vermag. Wegen der eingeschrankten Praktikabilitat von Tobin 's q wird in dem GroBteil der bisherigen empirischen Arbeiten der Diversifikationsforschung der Excess Firm Value (EFV) als die fur den Untersuchungszweck ideale GroBe betrachtet/^^ Die als ZielgroBe der Untemehmenstatigkeit im Mittelpunkt stehenden Interessen der Eigenkapitalgeber sind aller^^^ Vgl. Kemsley/Nissim (2002), S. 2046. In diesem Posten werden laut Bloomberg-Definition alle Aktivposten zusammengefaBt, die kurzfristig liquidierbar sind. Dazu gehoren u. a. die Wertpapiere des Umlaufvermogens, Bankguthaben und Kassenbestande. S. dazu z. B. die empirischen Resultate von Schwetzler/Reimund (2003). '^^^ S. z. B. Berger/Ofek (1995); Lins/Servaes (1999).

122

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

dings nicht in jedem Fall deckungsgleich mit denen der Fremdkapitalgeber. Folglich ist die Verwendung eines an dem Marktwert des Eigenkapitals orientierten ErfolgsmaBes als prinzipiell vorteilhaft anzusehen. Ein geeignetes Mafi sollte iiberdies den eventuell verzerrenden EinfluB der Verwendung von Buchwerten des Fremdkapitals eliminieren. Das in dieser Studie entwickelte ErfolgsmaB sucht, diesen Anspriichen gerecht zu werden. Der Excess Equity Value (EEV) stellt eine Variante der allgemeinen Methodik des Excess Value dar. Der wesentliche Unterschied zu dem von BERGER/OFEK"*^' eingefiihrten EFV besteht darin, dafi anstelle einer MB-Ratio des Gesamtkapitals eine um Zeit- und Brancheneinfliisse bereinigte MB-Ratio des Eigenkapitals ermittelt wird. Das Grundprinzip der Berechnung des EEV wird in Gleichung (56) veranschaulicht. Wahrend die tatsachliche MBRatio des Eigenkapitals in den Zahler des £'£'Feingeht, entspricht der Nenner einer impliziten MB-Ratio des Eigenkapitals. Letztere stellt eine um die Zeit- und Brancheneinfliisse der jeweiligen horizontalen Segmente bereinigte MB-Ratio des Eigenkapitals dar. Der naturliche Logarithmus In dieser adjustierten Kennzahl konnte analog zu dem Konzept des EFV als ein approximativer Bewertungszuschlag bzw. Bewertungsabschlag interpretiert werden.

(56)

EEV = In

MB(EK) Imp(MB(EK))

EEV

= Excess Equity Value

MB(EK)

= Market-to-Book Ratio des Eigenkapitals

Imp (...)

= Implizite MB(EK)-Ratio

Die MB-Ratio des Eigenkapitals MB(EK) wird wie in Gleichung (57) berechnet. Da der Marktwert des Aktienkapitals EICMW in den Zahler eingeht, diirfen die Anteile Dritter am Eigenkapital des Konzems nicht Bestandteil des Nenners sein. Der Nenner entspricht dem aus der konsolidierten Bilanz ablesbaren Buchwert des Eigenkapitals EICBW. (57)

MB(EK) =

i ^ EiVg^

431

MB(EK)

= Market-to-Book Ratio des Eigenkapitals

EK^Mw

= Marktwert des Eigenkapitals (ohne Minderheitenanteile)

EK^Bw

= Buchwert des Eigenkapitals (ohne Minderheitenanteile)

S.Berger/Ofek(1995).

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaflen

123

Wie in Gleichung (58) dargestellt, gleicht die implizite MB-Ratio eines in mehreren WZ-03Gruppen prasenten Untemehmens der Summe der mit den jeweiligen Umsatzanteilen gewichteten impliziten MB-Ratios der einzelnen horizontalen Segmente. Die implizite MB-Ratio eines horizontalen Segments entspricht dem Median der MB-Ratios von in derselben WZ-03Gruppe fokussierten Untemehmen desselben Geschaftsjahres."*^^ Die zum Vergleich herangezogene Peer Group PG, mu6 eine Anzahl von mindestens sechs Untemehmen umfassen. 1st die Anzahl kleiner als sechs, dann wird anstelle der WZ-03-Gruppe auf die WZ-03-Abteilung ausgewichen. Wenn dann noch immer keine Anzahl von sechs erreicht, wird die Ebene der WZ-03-Unterabschnitte betrachtet."*^^ Sollte danach wiederum keine ausreichend umfangreiche Peer Group zustande gekommen sein, wird diese auf Basis einer dichotomen Brancheneinteilung in Old und New Economy gebildet. Der New Economy zugehorig sind Untemehmen, die den Pr/me-Branchenindizes „Media", „Pharma & Healthcare", „Software", „ Technology " oder „ Telecommunication " der Deutschen Borse AG angehoren und gleichzeitig weniger als 200 Mio. Euro Umsatzerlose pro Jahr erwirtschaften/^"* Die Peer Group konnte liberdies auf geographisch fokussierte Untemehmen beschrankt werden."*^^ Denkbar ware auch eine Begrenzung auf vertikal fokussierte Untemehmen der gleichen GroBenklasse. Aufgmnd des im Vergleich geringen Stichprobenumfanges ist dieses Verfahren in der hier vorzunehmenden Untersuchung nicht praktikabel. (58)

Imp(MB(EK))=X-^{Median(PG,(MB(EK)))] Imp (MB(EK))

= Implizite MB(EK)-Ratio

PGi (MB(EK)

= Vektor der MB(EK)-Ratios der Peer Group fur Segment i

USi

= AuBenumsatze des Segments i

US

= AuBenumsatze des Gesamtuntemehmens

n

= Anzahl der Segmente

5.2 Durchfiihrung der Datenanalyse Nach der Erhebung und Aufbereitung der Rohdaten existiert ein Datensatz, auf den die gangigen Methoden der Datenanalyse angewandt werden konnen. Dieses Kapitel beginnt in Abschnitt 5.2.1 mit der Darstellung der ersten einleitenden Statistiken flir die gesamte StichproAls fokussiert gilt ein Untemehmen, dessen Auspragung von HHonor kleiner als 0,35 ist. Dieser Wert wird in etwa von einem Untemehmen erreicht, das 80 % der Gesamtumsatze in einer einzigen WZ-03-Gmppe erlost. ^ " S. dazu auch Unterabschnitt 4.1.2.1. ^^"^ S. dazu auch Unterabschnitt 5.2.1.2. ^^^ S. z. B. Bodnar/Tang/Weintrop (1998); Denis/DenisA'ost (2002).

124

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

be. Diese haben vorbereitenden Charakter fur die nachfolgenden Schritte der Datenanalyse. In Abschnitt 5.2.2 werden die einzelnen Dimensionen isoliert betracht und der jeweilige Zusammenhang zwischen dem Diversifikationsgrad und dem Untemehmenserfolg untersucht. Eine umfassendere Perspektive nimmt Abschnitt 5.2.3 ein, in dem die Dimensionen der Diversifikation daraufhin untersucht werden, ob sie hinsichtlich der Erfolgswirkung interagieren. In Abschnitt 5.2.4 werden weiterftihrende Analysen der Erfolgswirkung durchgeftihrt. Mit der Uberprufung der Validitat des in dieser Arbeit entwickelten ErfolgsmaBes und der Robustheit der gefundenen Resultate befafit sich Abschnitt 5.2.5.

5.2.1 Einleitende Statistiken Zur Vorbereitung der eigentlichen Datenanalyse werden in einem ersten Schritt in Unterabschnitt 5.2.1.1 die deskriptiven Statistiken fur die DiversifikationsmaBe und fiir die allgemeinen Untemehmenskennzahlen dargestellt. Dies ermoglicht die Einschatzung der gesamtwirtschaftlichen Situation, in der sich die Untemehmen der Stichprobe im Untersuchungszeitraum befanden. Diese konnte eine Auswirkung auf das Diversifikationsverhalten von Untemehmen haben. Um einen ersten Eindruck von den Zusammenhangen der DiversifikationsmaBe, der allgemeinen Untemehmenskennzahlen und dem Untemehmenserfolg zu gewinnen, werden in Unterabschnitt 5.2.1.3 bivariate Rangkorrelationsanalysen der metrischen Variablen durchgefiihrt. Die in diesem Abschnitt gewonnenen Erkenntnisse geben einen ersten AufschluB uber eine mogliche Hypothesenbildung und untersttitzen die spater in der Regressionsanalyse vorzunehmende Auswahl der Variablen. 5.2.1.1 Geschaftsverlauf und Diversifikationsverhalten Abbildung 16 gibt den Mittelwert und Median der allgemeinen Untemehmenskennzahlen wieder. Die deskriptiven Statistiken der betrachteten GroBen lassen einen konsistenten SchluB iiber die allgemeine Geschaftsentwicklung von 2000 bis 2003 zu. Die Auspragungen indizieren eine gesamtwirtschaftliche Abwartsentwicklung, beginnend im Jahr 2000 bis zu dem Tiefpunkt im Jahr 2002. Die Werte fur das Jahr 2003 zeigen eine leichte Erholung gegeniiber dem Vorjahr. Dieser SchluB wird insbesondere durch die relative Wertentwicklung des Aktienkapitals gestiitzt, die anhand der MB(EK) zum Ausdmck gebracht werden kann. Der Mittelwert von MB(EK) nimmt von 3,85 im Jahr 2000 zweimal in Folge um fast die Halfte ab, bevor er sich in 2003 wieder auf den Wert von 2001 erhoht. Die Entwicklung der durch EBIT/GK ausgedruckten operativen Profitabilitat verlauft ahnlich. Die Mittelwerte von EBIT/GK der Jahre 2001 und 2002 sind negativ. Das Investitionsverhalten der Untemehmen entspricht der allgemeinen Situation. Bis 2002 schmmpft der Mittelwert von INV/GK relativ zu 2000 um etwa zwei Drittel und stabilisiert sich dann. Die Fremdkapitalquote FKJGK nimmt von 2000 bis

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

125

2002 deutlich zu und verbleibt dann in etwa auf jenem Niveau. Entsprechend verschlechtert sich die Liquiditatslage, gemessen an C/GK, von 2000 bis 2002, um sich dann im Jahr 2003 zu stabilisieren. Die durchschnittlichen Umsatzerlose auf Gesamtuntemehmensebene nehmen von 2000 bis 2002 ab und steigen in 2003 wieder leicht an.

GeschSftsjahr

Variable

2000

2001

2002

2003

2000-2003

Mittelw. Median

Mrttelw. Median

Mittelw. Median

MKtelw. Median

Mittelw. Median

MB(EK)

3,85

2,34

2,02

1,38

1,25

0,86

2,05

1.55

2,24

1,68

EBIT/GK

0.03

0,05

-0,03

0,03

-0,05

0,03

0,01

0.03

-0,02

0.03

INV/GK

0,17

0,12

0,10

0.07

0,06

0,05

0,05

0.04

0,09

0,08

FK/GK

0,49

0,51

0,51

0,54

0,55

0,59

0,55

0,57

0,53

0,55

0,22

0,13

0.18

0.10

0,17

0.09

0.17

0,11

0,18

0,12

3.669

147

3.627

156

3.423

149

3.455

147

3.485

152

C/GK Umsatz* * in Millionen Euro

Abbildung 16:

Allgemeine Untemehmenskennzahlen - deskriptiv

Quelle:

Eigene Darstellung

Um den allgemeinen Geschaftsverlauf dem Diversifikationsverhalten der untersuchten Unternehmen von 2000 bis 2003 vergleichend gegenuberzustellen, kann die Abbildung 17 herangezogen werden. Die Abbildung gibt Mittelwert und Median der in Kapitel 5.1 entwickelten MaBe der verbundenen und der unverbundenen Diversifikation in der horizontalen, der geographischen und der vertikalen Dimension, sowie Mittelwert und Median der GroBe des grol3ten homogenen Geschaftsfeldes an. Die durchschnittlichen Diversifikationsgrade in der horizontalen Dimension bleiben in alien betrachteten Geschaftsjahren nahezu konstant. Ein Trend zur Refokussierung wird in der Stichprobe nicht deutlich."*^^ Lediglich der Mittelwert von HHovhor nimmt von 0,12 im Jahr 2000 auf 0,1 im Jahr 2003 leicht ab. Der relativ zu HHovhor durchweg hohere Mittelwert ftir HHouhor ist vor dem Hintergrund der theoretischen Vorteilhaftigkeit der verbundenen gegeniiber der unverbundenen horizontalen Diversifikation bemerkenswert."*^^ Dieser Sachverhalt wird im Zuge der Analyse der Erfolgswirkung der horizontalen Diversifikation in Unterabschnitt 5.2.2.1 wieder aufgegriffen. In der geographischen Dimension ist eine leichte Zunahme des Diversifikationsgrades auszumachen. Sowohl Mit-

"^^^ S. dagegen Berger/Ofek (1999); Denis/Denis/Yost (2002). Die Autoren stellen einen Trend zur horizontalen Refokussierung US-amerikanischer Untemehmen fest. ^^'^ S. Kapitel 3.4.

Eine empirische Untcrsuchung deutscher Aktiengesellschaften

126

telwert als auch Median von CRovgeo nehmen von 2000 bis 2003 deutlich zu."*^^ Der Mittelwert von HHovgeo bleibt dagegen konstant, und lediglich der Median in 2000 ist niedriger als in den nachfolgenden Jahren. Die deskriptiven Statistiken lassen somit auf einen lediglich geringfiigigen Trend zu einer verstarkten geographischen Diversifikation schlieBen. Der durch die Auspragungen der Kennzahl VIBW gemessene Grad der verbundenen vertikalen Diversifikation bleibt in den betrachteten Geschaftsjahren nahezu unverandert. Ein Trend zum Outsourcing vormals intemer betrieblicher Funktionen der Wertschopfungskette kann somit fiir den Zeitraum von 2000 bis 2003 nicht festgestellt werden. Demgegentiber sinkt die durchschnittliche Anzahl der vertikalen Segmente VISEG von 1,22 im Jahre 2002 auf 1,15 im Jahre 2003. Median und Mittelwert des Umfanges des groBten homogenen Geschaftsfeldes USGF steigen von 2002 bis 2003 an, wahrend die Veranderungen von 2000 bis 2002 weniger deutlich ausgepragt sind.

Geschaftsjahr 2000 Variable

2001

IVittelw. Median

2002

MKtelw. Median

2003

Mittelw. Median

2000-2003

Mittelw. Median

Mittelw. Median

HHovhor

0,07

0,00

0,07

0,00

0,07

0.00

0,07

0.00

0.07

0,00

HHoUhor

0,12

0,00

0,11

0,00

0,11

0,00

0,10

0,00

0,11

0,00

CRoVgeo

0,33

0,28

0,35

0,32

0,37

0,33

0,38

0,35

0,36

0,32

HHougeo

0,22

0,11

0,23

0,15

0,23

0,15

0.22

0,14

0,22

0,15

VIBW

0,35

0,33

0,34

0,33

0,35

0,33

0,35

0,33

0.35

0,33

VISEG

1,23

1.00

1,22

1,00

1,22

1,00

1.15

1.00

1.20

1,00

1.143

68

1.151

70

1.129

65

1.359

80

1.130

65

USGF*

1 * in Milltonen Euro Abbildung 17:

DiversifikationsmaBe - deskriptiv

Quelle:

Eigene Darstellung

Die Gegentiberstellung der Indikatoren fur den allgemeinen Geschaftsverlauf in Abbildung 16 und des in der Stichprobe beobachtbaren Diversifikationsverhaltens in Abbildung 17 bietet die Moglichkeit einer weiteren Interpretation. BORENSTEIN/FARRELL untersuchen den Zusammenhang der Auspragung von X-Ineffizienzen mit der makrookonomischen Gesamtsituation einer Volkswirtschaft.'*^^ Die Autoren vermuten, dafi Untemehmen in einer positiven Konjunkturlage weniger Anreiz haben, betriebswirtschaftliche Ineffizienzen zu vermindem. Der Unterschied zwischen dem Median im Jahr 2000 und dem Median im Jahr 2003 ist statistisch signifikant (Mann-Whitney-U-Test, p=0,014). Zum Konzept der X-Ineffizienz s. Leibenstein (1966).

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

127

Untemehmen beginnen demnach friihestens in Krisensituationen damit, die Ressourcenverschwendung einzudammen.'^^ Ubertragen auf den Kontext dieser Untersuchung wiirde dies bedeuteten, daB in der Krisensituation der Jahre 2000 bis 2002 jene Diversifikationsstrategien korrigiert worden waren, von denen eine negative Erfolgswirkung erwartet wurde. Jene mit erwarteter positiver Erfolgswirkung waren verstarkt verfolgt worden. Die Gtiltigkeit dieser Hypothese vorausgesetzt, konnten die deskriptiven Statistiken so interpretiert werden, daB der vertikal unverbundenen Diversifikation eine negative Erfolgswirkung zugeschrieben wird und sich Manager und Kapitalmarkte von der geographischen Diversifikation und der GeschaftsfeldgroBe eine positive Erfolgswirkung versprechen. 5.2.1.2 Unterscheidung von Old und New Economy Im Zuge der in Abschnitt 5.1.4 beschriebenen Vorgehensweise ftir die Branchenbereinigung des EEV wurde eine Zweiteilung der Stichprobe in Untemehmen der Old und New Economy vorgenommen. Dieser Unterabschnitt bietet eine Begriindung flir diese Unterscheidung. Die Abbildung 18 geht auf die Branchenstruktur der Stichprobe ein. Zur Vereinfachung der Ubersicht werden nicht die Wirtschaflszweige der WZ-03-Systematik verwendet, sondem die Branchenindizes der Deutschen Borse AG. Fiir jede der Branchen werden neben den absoluten und relativen Haufigkeiten Mittelwert und Median der Umsatzerlose sowie eine den Reifegrad der Untemehmen zum Ausdmck bringende Kennzahl dargestellt. Der Reifegrad eines Untemehmens wird durch die Zeitspanne gemessen, die seit der erstmaligen Borsenerstnotiemng und dem Ende des jeweils betrachteten Geschaftsjahres vergangen ist. Die branchenspezifischen Informationen werden als relevant erachtet, weil - wie in der Abbildung 18 ersichtlich wird - einige Branchen in der Stichprobe iiberreprasentiert erscheinen. Dies ist dadurch zu erklaren, daB kleine Untemehmen in Branchen, die wahrend der Boomphase der New Economy im Vergleich zu anderen hoch bewertet wurden, tendenziell haufiger als Untemehmen der anderen Branchen eine Borsennotiemng angestrebt haben. Die Informationen tragen dazu bei, diese Branchen zu identifizieren und von den restlichen Branchen der Old Economy abzusondem. Derart konnen in den spater erfolgenden Untersuchungen eventuelle Verzermngen der Ergebnisse der Datenanalysen fiir die gesamte Stichprobe iiberpruft werden. Diese Verzermngen wurden bestehen, wenn eine zwischen New Economy und Old Economy unterschiedliche Erfolgswirkung der Diversifikation vorherrscht."*"^'

^^° Vgl. Borenstein/Farrell (2000), S. 224 f. ^^' S. z. B. Zahra/Ireland/Hitt (2000).

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

128

Haufigkeiten Prime-Branchen-lndex

Jahre borsennotiert

Umsatzerlose*

absolut

relativ

Mittelw.

Median

MKtelw.

Median

14

4,7%

41,1

14,7

20.947

718

Automobile Basic Resources

4

1,3%

3.7

3.8

1.659

1.104

Chemicals

9

3,0%

38,8

48.5

10.549

4.676

Construction Consumer Food & Beverage

5

1,7%

53,5

47,3

4.778

3.937

18

6.0%

16,4

14.2

1.721

395

2

0,7%

65.0

65,0

2.763

2.763

Industrial

65

21,7%

13,3

3,5

2.815

247

Media

22

7,4%

2.5

2.3

197

52!

Pharma & Healthcare

33

11,0%

9.2

3.1

958

45

Retail

19

6,4%

13,8

5.5

5.171

667

Software

67

22,4%

2,9

2.5

207

46|

Technology

21

7,0%

4,1

3.0

461

97

Telecom m unication

10

3,3%

3.1

2.9

5.505

92

Transportation & Logistics

7

2,3%

14,7

3.2

11.145

2.352

unities

3

1,0%

39.7

36.8

37.715

50.326

299

100,0%

11,9

3.2

3.485

Total

152 1

* in Millionen Euro

Abbildung 18:

Branchenstruktur der Stichprobe

Quelle:

Eigene Darstellung

Untemehmen der New Economy sind meist Neugriindungen, deren Produkte und Dienstleistungen einen starken Technologiebezug aufweisen.'*'^^ Vor allem in den Pn>we-Branchen ^MeJ/a", ,J^harma & Healthcare''^ ,^oftware''\ ^J'echnology'''' und ^^Telecommunication''' konnen Untemehmen dieses Typus vermutet werden."^^ Wie in Abbildung 18 ersichtlich, sind in ebendiesen Branchen die Mediane und Mittelwerte der Zeitdauer der Borsennotierung niedriger als in der gesamten Stichprobe. Diese Aussage trifft auch auf die Mediane der Umsatzerlose zu, wobei die Mittelwerte der Umsatzerlose in den Branchen ,J^harma & Healthcare'' und .^Telecommunication" vergleichsweise deutlich vom Median abweichen. Da GroBunternehmen nicht in die Untermenge New Economy aufgenommen werden sollen, wird die Zugehorigkeit zur New Economy anhand zweier Kriterien festgestellt:

• Vgl. Zahra/Ireland/Hitt (2000), S. 925. Vgl. Kuting/Weber (2004), S. 492.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

129

•

Mitgliedschaft im Pr/we-Branchen-Index ,Medid'\ .JPharma & Healthcare'', yJSoftware'\ ,,Technology'' oder ^Telecommunication''''

•

< 200 Mio. Euro Umsatzerlose pro Jahr'^'^

In Abbildung 19 werden die Mittelwerte der allgemeinen Untemehmenskennzahlen in Old und New Economy gegeniibergestellt. Die Untemehmen der Old Economy weisen in alien Jahren hohere Mittelwerte der MB-Ratio des Eigenkapitals, der operativen Profitabilitat, des Verschuldungsgrades und der Umsatzerlose auf. Die Untemehmen der Old Economy haben zudem eine relativ geringere Liquiditatsquote. Der Mittelwert der Nettoinvestitionsquote nimmt fur die Untemehmen der New Economy von 2000 bis 2001 stark ab. In den Jahren 2002 und 2003 liegt der Mittelwert leicht unter dem der Old Economy. Die unterschiedlichen Auspragungen der Kennzahlen konnten Anhaltspunkte daftir sein, dafi die Untermengen der Stichprobe eine unterschiedliche allgemeine Geschaftslogik"*^^ aufweisen.

Mittelwerte je Geschaflsjahr 2001

2000 Variable

Old

MB(EK) EBfT/GK

2002 New

New

Old

3,94

3.81

2,25

1,72

0.08

-0,03

0,05

-0,13

INV/GK

0.13

0,22

0,09

0,11

FK/GK

0.60

0,33

0,60

0,39

0,12

0,34

0,11

6.509

57

6.302

C/GK Umsatz*

2003 New

Old

2,06

2,07

2,32

2.12

0,06

-0,05

0,04

-0.11

0,05

0,05

0,04

0,09

0,10

0.45

0,61

0,44

0.60

0.42

0,27

0,11

0,26

0.12

0.28

57

6.235

58

5.816

57

New

Old

1.42

1,01

0,04

-0,15

0.07 0.62

0,27

0.10

55

5.828

Old

2000-2003 New

* in Mllionen Eurc) Abbildung 19:

Allgemeine Untemehmenskennzahlen in Old und New Economy

Quelle:

Eigene Darstellung

Abbildung 20 gibt AufschluB iiber die Entwicklung der Diversifikationsgrade in Old und New Economy. Die Untemehmen der Old Economy sind im Vergleich zu denen der New Economy in der horizontalen und geographischen Dimension in alien Jahren sowohl verbunden als auch unverbunden und in der vertikalen Dimension unverbunden starker diversifiziert. Sie weisen Damit werden Untemehmen wie z. B. Schering, Infineon, Deutsche Telekom oder SAP der Old Economy zugerechnet. Die Abgrenzung der GroBenklassen ist weitgehend arbitrar. Aufgrund der geringen relativen Haufigkeit hat diese jedoch einen nur marginalen EinfluB auf die Ergebnisse der Datenanalyse. Unterschiede in der allgemeinen Geschaftslogik konnen sich z. B. bezuglich folgender Charakteristika ergeben: MarktgroBe, Zyklizitat, Preissensitivitat, Marktreife, Abhangigkeit von demographischen, kulturellen oder technologischen Entwicklungen, Technologic- oder Personalintensitat, etc.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

130

auBerdem einen hoheren Mittelwert der GeschaftsfeldgroBe auf. Dagegen weisen die Unternehmen der New Economy in alien Jahren einen hoheren Mittelwert des Grades der vertikal verbundenen Diversifikation auf. Wie die allgemeine Geschaftslogik weicht offenbar auch das Diversifikationsverhalten der Untermengen deutlich voneinander ab. Dieser Sachverhalt laBt es ratsam erscheinen, die Erfolgswirkung der Diversifikation nicht nur in der gesamten Stichprobe, sondem auch separat innerhalb der beiden Untermengen zu untersuchen.

Mittelwerte je Geschaflsjahr 2000

2001

2002

2000-2003

2003

Variable

Old

New

Old

New

Old

New

Old

New

Old

New

HHovhor

0,10

0,03

0,09

0,03

0,10

0,04

0,10

0,04

0,10

0,03

HHouhor

0,17

0,05

0,16

0,04

0,15

0.04

0,15

0,04

0,16

0,04

CRoVgeo

0,41

0,23

0.42

0,25

0,44

0.28

0,46

0,31

0.43

0,26

HHougeo

0,28

0,15

0,28

0,16

0,28

0.15

0.29

0,14

0,28

0,15

VIBW

0,30

0,41

0,29

0,42

0,30

0,41

0.31

0,43

0,30

0,41

1,32

1,10

1,30

1,10

1,28

1.11

1,17

1,09

1.27

1,11

1.930

29

1.873

26

1.869

27

2.148

30

1.833

30

VISEG USGF*

* In Millionen Euro

Abbildung 20:

DiversifikationsmaBe in Old und New Economy

Quelle:

Eigene Darstellung

5.2.1.3 Rangkorrelationsanalysen der metrischen Variablen Um weiteren AufschluB iiber die bis zu dieser Stelle der Untersuchung entwickelten Hypothesen zu gewinnen, werden die metrischen DiversifikationsmaBe wie auch die allgemeinen Untemehmenskennzahlen jeweils einer bivariaten Rangkorrelationsanalyse zum EEV unterzogen. AnschlieBend werden auch die Rangkorrelationen der DiversifikationsmaBe untereinander untersucht. Die Resultate der Korrelationsanalysen dienen der Entscheidungsunterstiitzung fiir die spater vorzunehmende Schatzung der Regressionsgleichungen. Der verwendete Ansatz der Spearman-Rangkorrelationsanalyse verftigt zwar als nicht-parametrischer Test im Vergleich zu fortgeschrittenen Methoden wie z. B. der Regressionsanalyse iiber eine nur begrenzte Aussagekraft, aber das Verfahren bietet sich fur die Untersuchung der verwendeten metrischen MaBe an. Denn insbesondere die Auspragungen der DiversifikationsmaBe verfti-

Eine empirische Untcrsuchung deutscher Aktiengesellschaften

131

gen groBenteils nicht iiber die ftir fortgeschrittenere Analysemethoden erforderlichen Verteilungseigenschaften."^^ Der Abbildung 21 sind die Koeffizienten und die jeweiligen Signifikanzen ftir die bivariaten Spearman-Rangkorrelationsanalysen zwischen den metrischen Diversifikationsmafien und dem EEV zu entnehmen. Die Koeffizienten in der horizontalen Dimension sind mit nur einer Ausnahme flir alle betrachteten Jahre negativ. Allerdings sind lediglich die Koeffizienten von HHovhor in 2000 und HHouhor in 2000 und 2003 signifikant von null verschieden. Die Vorzeichen der Koeffizienten von CRovgeo wechseln von Jahr zu Jahr und weichen nicht signifikant von null ab. Dagegen sind die Range von HHovgeo zwar durchweg positiv mit den Rangen des EEV korreliert, keiner der Koeffizienten ist aber signifikant von null verschieden. Ebenso verhalt es sich mit VIBW- Die Anzahl der vertikalen Segmente VISEG weist im Jahr 2000 einen signifikant negativen Rangkorrelationskoeffizienten gegeniiber dem EEV auf. Die Koeffizienten von USGF sind in 2001 bis 2003 positiv, jedoch nur im Jahr 2002 signifikant von null verschieden. Es lafit sich feststellen, dafi insgesamt nur wenige der bivariaten Rangkorrelationen zum EEV signifikant sind. Aufgrund der vergleichsweise geringen Aussagekraft der Rangkorrelationsanalyse als einem nicht-parametrischen Testverfahren eignen sich diese Resultate jedoch eher ftir die Hypothesenbildung.

Spearman's Rho je Geschaftsjahr 2000

2001

2002

2000-2003

2003

Variable

Koeff.

Sign.

Koeff.

Sign.

Koeff.

Sign.

HHoVhor

***-0,170

0,008

-0,033

0,587

-0,020

HHouhor

**-0,140

0,029

0,006

0,927

-0,044

CRovgeo

0,036

0,579

-0,037

0,551

HHougeo

0,025

0,691

0,018

0,772

Koeff.

Sign.

Koeff.

Sign.

0,745

-0,006

0,921

-0.071

0.220

0,468

*-0,114

0,078

-0.088

0.129

-0.056

0,354

0,003

0,968

-0.025

0,666

0,027

0,657

0,007

0.919

0,065

0,262

0,070

0,274

0.020

0,745

0,026

0,662

0,030

0.643

0,053

0,378

VISEG

**-0,129

0,044

-0.037

0.544

0,030

0,624

0,029

0.659

-0,032

0,577

USGF

-0.075

0.240

0.080

0.192

**0,126

0.037

0,023

0.720

0,008

0.895

VIBW

*

schwach signifikant (a=0,1)

**

signifikant (a=0,05)

*** hochst signifikant (a==0,01)

Abbildung 21:

Rangkorrelationsanalysen der DiversifikationsmaBe zum EEV

Quelle:

Eigene Darstellung

S. dazu Anhang 8 und Anhang 9.

132

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

Analog zu der Abbildung 21 prasentiert die Abbildung 22 die Resultate der bivariaten Rangkorrelationsanalysen der allgemeinen Untemehmenskennzahlen und des EEV. Die Hohe der Umsatzerlose auf Gesamtuntemehmensebene steht in einem tiberwiegend positiven Verhaltnis zum EEV, ebenso wie die Auspragungen von USGF- Wenig uberraschend korreliert die operative Profitabilitat in jedem der Jahre des untersuchten Zeitraumes hochst signifikant positiv mit dem EEV. Die Koeffizienten von INV/GK, als dem Indikator fur die Wachstumsaussichten des Untemehmens, sind ebenfalls in jedem der Jahre positiv, allerdings nur in 2000 und 2003 signifikant von null verschieden. Die Hohe des Verschuldungsgrades FK/GK korreliert mit Ausnahme des Jahres 2000 positiv mit dem EEV. Im Jahr 2002 ist der Rangkorrelationskoeffizient signifikant positiv. Die Liquiditatslage bzw. die Range der Kennzahl C/GK sind in alien Jahren positiv mit dem EEV korreliert. In den Jahren 2000 und 2003 sind die Koeffizienten signifikant von null verschieden. Die Resultate entsprechen im wesentlichen den in Abschnitt 5.1.3 hypothetisierten Effekten.

Spearman's Rho je Geschaftsjahr 2001

2000 Variable Umsatz

Koeff.

Sign.

2002

Koeff.

Sign.

2000-2003

2003

Koeff.

Sign.

Koeff.

Sign.

Koeff.

Sign.

-0,073

0,254

0,095

0,122

**0,124

0,039

0,031

0,628

0,000

0,997

EBIT/GK

***0,344

0,000

***0,394

0,000

***0,430

0,000

***0,422

0,000

***0,277

0,000

INV/GK

**0,140

0,028

0,012

0.844

0,090

0,135

*0,126

0,050

**0,116

0,046

FK/GK

-0,057

0,373

0,032

0,597

**0,141

0,019

0,075

0,249

-0,001

0,989

C/GK

*0,106

0,097

0,027

0,662

0,026

0,662

*0,114

0,079

*0,111

0,056

*

schwach signifikant (a=0,1)

** signifikant (a=0,05) *** hochst signifikant (a=0,01) Abbildung 22:

Rangkorrelationsanalysen der allgemeinen Kennzahlen zum EEV

Quelle:

Eigene Darstellung

Abbildung 23 zeigt die Ergebnisse der bivariaten Rangkorrelationsanalysen aller metrischen Variablen fur das Jahr 2000. Es ist zu beobachten, daB mit der Ausnahme von VIBW die DiversifikationsmaBe aller Dimensionen positiv miteinander korrelieren. Da Diversifikationsstrategien als Wachstumsstrategien instrumentalisiert werden konnen, ist nicht verwunderlich, dafi die Range der Diversifikationsmafie bis auf VIBW stark positiv mit den Rangzahlen der Gesamtumsatze US korreliert sind. VIBW ist dagegen durchweg negativ mit den iibrigen Diversifikationsmafien und den Gesamtumsatzen korreliert. Die vertikal verbundene Diversifikation scheint offenbar keine Wachstumsstrategie darzustellen.

Eine empirische Untersuchimg deutscher Aktiengesellschaften

133

Speamnan's Rho im Geschaftsjaiir 2000 Variable

HHouhor

CRoVgeo HHougeo

VIBW

VIsEG

USGF

US

EBIT/GK INV/GK

FK/GK

C/GK

HHovhor

Koeff. ***0.205 Sign.

*0.103 ' *0,155* **-0,165 ***0,228 ***0,299 ***0,361 0,012

0,093

0,001

0,009

0,000

0,000

-0,002 **-0,149 ***0,289* **-0,219

0,000

0,971

*0,109 **-0,135 ^**0,468 '**0,239 '**0,303

-0,014

0,015

0,000

0,000

HHouhor

Koeff.

**0.122 0,047

Sign.

0,076

0,035

***0,601

-0,105

0,000

0,100

0,000

0,000

0,000

0,823

-0,035 ***0,316* **-0.168 0,568

0,000

0,006

CRoVgeo Koeff. Sign.

**0,128 ^**0,355 -*0,442 ***0,329* **-0,203 ***0,266* **-0,252 0,038

0,000

0,000

0,000

0,001

0.000

0,000

HHougeo

-0,014 ^**0,165 -*0,284 '**0,375 ***0,229* **-0,191 ***0,182* **-0.191

Koeff. 1

Sign.

0,828

0,007

0,000

0,000

0,000

0,002

0,003

0,002

View **-0,172* **-0,538***-0,437 **-0,147 ***0,166***-0,355 ' ^**0,343

Koeff. Sign.

0,007

0,000

0,000

0,022

0,009

0,000

0.000

VIsEG Koeff. Sign.

"*0,385 ^**0,389

-0,01

0.000

0,934

0,000

-0,031 ***0,334* **-0.170 0,612

0,000

0.006

USGF

Koeff.

'**0,976 ***0,346* •'*-0,297 ***0,678***-0.518

Sign.

0,000

0,000

0,000

0.000

0.000

US ***0,399***-0,302 ***0,697* **-0,549

Koeff. Sign.

0,000

0,000

0,000

0,000

EBIT/GK j

*-0,107 ***0,267* "-0,296

Koeff. Sign.

0,081

0,000

0,000

INV/GK Koeff.

**-0,147

0,065

Sign.

0,016

0,288

FK/GK Koeff.

***-0,666

Sign.

0,000

*

schwachsignifikant(a=0,1

**

signifikant (a=0,05)

*** hochst signifikant (a=0,01)

Abbildung 23:

Rangkorrelationsanalysen aller metrischen MaBe in 2000

Quelle:

Eigene Darstellung

134

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

Die Zusammenhange zwischen den einzelnen Variablen sind insofem bedeutsam, als hoch korrelierte Variablen nicht gleichzeitig in die spater zu schatzenden Regressionsgleichungen aufgenommen werden konnen. Wenn die Diversifikation konzentrisch erfolgt, dann ist zudem innerhalb der Dimensionen eine hohe Korrelation zwischen den MaBen der verbundenen und unverbundenen Diversifikation zu erwarten. Dieser Sachverhalt ist in der horizontalen und geographischen Dimension beobachtbar. Der Korrelationskoeffizient zwischen CRovgeo und HHovgeo ist weitaus hoher als derjenige zwischen HHovhor und HHouhor- Demgegeniiber sind die Range von VIBW und VISEG negativ korreliert. Unter den allgemeinen Untemehmenskennzahlen ist die Fremdkapitalquote hervorzuheben. FK/GK korreliert stark negativ mit C/GK. Dies entspricht der in Abschnitt 5.1.3 erwarteten Wirkung. Insbesondere aber korreliert FK/GK stark positiv mit den DiversifikationsmaBen, die auch als Auspragung einer Wachstumsstrategie interpretiert werden konnen. Dieser empirisch beobachtbare Zusammenhang stiitzt die Hypothese, dafi diversifizierte Untemehmen aufgrund eines geringeren Insolvenzrisikos uber eine hohere Fremdkapitalkapazitat als fokussierte Untemehmen verfugen.'*'^^ Hinsichtlich der gemeinsamen Verwendung in einer Regressionsgleichung konnten die Koeffizienten von EBIT/GK und INV/GK zu den MaBen der GroBendimension problematisch hoch sein. Die Untemehmens- bzw. GeschaftsfeldgroBe korreliert hochst signifikant positiv mit EBIT/GK und hochst signifikant negativ mit INV/GK.

5.2.2 Untersuchung der einzelnen Dimensionen Sowohl in der bisherigen theoretischen Diskussion als auch in den vorangegangenen Abschnitten wurden Hypothesen iiber die Erfolgswirkung der Diversifikation gewonnen. Die Hypothesen werden in diesem Abschnitt isoliert innerhalb der einzelnen Dimensionen anhand fortgeschrittener parametrischer Testverfahren untersucht. In Unterabschnitt 5.2.2.1 kommt der horizontalen Diversifikation als der wohl meisterforschten Dimension der Diversifikation eine besondere Aufinerksamkeit zuteil. Auf die Zusammenhange in der geographischen Dimensionen der Diversifikation wird in Unterabschnitt 5.2.2.2 eingegangen. Die Untersuchung der vertikalen Dimension erfolgt in Unterabschnitt 5.2.2.3. 5.2.2.1 Erfolgswirkung in der horizontalen Dimension Fiir US-amerikanische Untemehmen scheint unzweifelhaft, daB die horizontale Diversifikation mit einem negativen Untemehmenserfolg einhergeht. LANG/STULZ dokumentieren in dem Zeitraum von 1978 bis 1990 einen signifikant niedrigeres Tobin's q fiir diversifizierte Untemehmen.^^^ SERVAES bestatigt dieses Resultat fur den Zeitraum von 1961 bis 1976.^^

^"^^ Vgl. Lang/Stulz (1994), S. 1248 ff.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

135

BERGER/OFEK errechnen fur den Zeitraum von 1986 bis 1991 einen negativen EFVfiXr diversifizierte Untemehmen, der einem Bewertungsabschlag von 13 bis 15 % entspricht.'*^^ COMMENT/JARRELL stellen fest, dafi in dem Zeitraum von 1978 bis 1989 die Abnahme des Diversifikationsgrades mit der Zunahme des Untemehmenswertes korreliert.'*^* Die Erfolgswirkung der horizontalen Diversifikation deutscher Untemehmen ist nur in geringem Umfange empirisch untersucht worden. Drei Studien analysieren den Datensatz von BUHNER, der die Geschaftsjahre von 40 Industrieaktiengesellschaften im Zeitraum von 1966 bis 1981 umfafit. In diesen Studien wird die Diversifikation sowohl qualitativ-kategorial als auch quantitativ-kontinuierlich gemessen. Der Untemehmenserfolg wird anhand von RenditeRisiko-Relationen erfafit. Die Ergebnisse sind uneindeutig."*^^ SCHWALBACH untersucht die Einflufifaktoren auf die Diversifikationsstrategien von Untemehmen."^^^ SZELESS/MULLERSTEWENS/WIERSEMA vergleichen Erfolgsfaktoren innerhalb einer Gruppe von diversifizierten Untemehmen/^"* Vergleichbar mit den US-amerikanischen sind lediglich zwei Studien, welche die Bewertungsdifferenz zwischen fokussierten und diversifizierten Untemehmen zu ermitteln versuchen. LINS/SERVAES finden einen Bewertungsabschlag auf den Firm Value deutscher Untemehmen von 1,1 % in 1992 und 5,7 % in 1994. Die Resultate sind jedoch statistisch nicht signifikant.^^^ SCHWETZLER/REIMUND untersuchen 1052 Firmenjahre"*^^ von 1988 bis 2001. Sie ermitteln einen schwach signifikanten Bewertungsabschlag auf den Enterprise Value von ca. 6 %. Ihr Regressionsansatz vermag allerdings nur ca. 2 % der Gesamtvarianz zu erklaren."*^^ Wie bereits angedeutet eignen sich die metrischen DiversifikationsmaBe aufgrund des Fehlens der erforderlichen Verteilungseigenschaften nur eingeschrankt fiir die Anwendung in fortgeschritteneren Analysemethoden."*^^ Auf Gmndlage des ////-Index der horizontalen Diversifikation"*^^ werden deshalb vier Kategorien der horizontalen Diversifikation gebildet. Die kategoriale Einteilung erfordert die Wahl eines Schwellenwertes, der auf 0,35 festgesetzt wird. Die Festsetzung des Schwellenwertes von 0,35 ist weitgehend willkiirlich. Dieses ist allerdings

"*"*^ Vgl. Servaes (1996), S. 1201 ff. ^^^ Vgl. Berger/Ofek (1995), S. 39 ff. '*^' Vgl. Comment/Jarrell (1995), S. 67 ff. ^^^ Vgl. Buhner (1983), S. 1023 ff; Buhner (1987), S. 25 ff; Spindler (1988), S. 858 ff ^^^ Vgl. Schwalbach (1985), S. 567 ff. ^^"^ Vgl. Szeless/Miiller-Stewens/Wiersema (2002), S. 524 ff ^^^ Vgl. Lins/Servaes (1999), S. 2215 ff. Ein Firmenjahr entspricht einem Geschaftsjahr einer Untemehmung. Bei der Verwendung von Firmenjahren als Merkmalstrager in der Datenanalyse werden die Geschaftsjahre einzelner Untemehmen damit als stochastisch unabhangig betrachtet. ^^'^ Vgl. Schwetzler/Reimund (2003), S. 25. "^^^ S.Unterabschnitt 5.2.1.3. ^^^ S. Unterabschnitt4.1.2.3.

136

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

eine in der empirischen Diversifikationsforschung nicht imiibliche Vorgehensweise."*^^ Der Wert von 0,35 fur den ////-Index wird in etwa erreicht, sobald mehr als 20 % der gesamten Umsatzerlose auBerhalb des Kemsegments erwirtschaftet werden. Eine genauere Aussage kann nicht getroffen werden, da die Hohe des ////-Index von der Zahl und GroBenverteilung der Umsatzerlose der iibrigen Segmente abhangt. Die Einteilung der Kategorien wird anhand der Auspragungen des Grades der verbundenen horizontalen Diversifikation HHovhor und des Grades der verbundenen horizontalen Diversifikation HHovhor relativ zum Schwellenwert vorgenommen. Die in Gleichung (59) dargestellte kategoriale Variable Kathor nimmt den Wert eins an, wenn das Untemehmen sowohl verbunden als auch unverbunden fokussiert ist, den Wert zwei bei nur verbundener Diversifikation und den Wert drei bei ausschliefilich unverbundener Diversifikation. Der Kategorie vier werden Untemehmen zugeordnet, die zugleich verbunden und unverbunden diversifiziert sind."*^' Unter der Annahme, daB die unverbundene eine groBere Komplexitat birgt als die verbundene Diversifikation, haben die anhand der Kategorien beschriebenen Merkmalsauspragungen ordinalen Charakter. Sie kormen ebenfalls als lediglich nominale Auspragungen interpretiert werden.

(59)

Kat,

l,wennHHovhor 0,35

K-athor = 1

= Horizontal verbunden und unverbunden fokussiert

Kathor = 2

= Horizontal verbunden diversifiziert und unverbunden fokussiert

Kathor = 3

= Horizontal verbunden fokussiert und unverbunden diversifiziert

Kathor = 4

= Horizontal verbunden und unverbunden diversifiziert

Die absoluten und die relativen Haufigkeiten der horizontalen Diversifikationskategorien werden in Abbildung 24 dargestellt. In alien Geschaftsjahren sind ca. 74 % der Untemehmen horizontal fokussiert. Es sind weitaus mehr Untemehmen ausschlieBlich unverbunden als ausschlieBlich verbunden diversifiziert. Kategorie vier ist unbesetzt, d. h. keines der Untemehmen der Stichprobe ist zugleich verbunden und unverbunden diversifiziert.

"^^^ S. z. B. Rumelt (1974); Buhner (1983); Palepu (1985); Lins/Servaes (1999). Zu dem Verfahren der kategorialen Einteilung s. Palepu (1985), S. 246.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

137

Haufigkeiten je Geschaftsjahr 2000 Kategorie

absolut

2001 relativ

absolut

2002 relativ

absolut

2000-2003

2003 relativ

absolut

relativ

absolut

relativ

Kathor=1

195

0,73

213

0,74

216

0,74

187

0,74

223

0,75

Kathor=2

21

0,08

27

0,09

30

0,10

26

0,10

26

0,09

Kathor=3

50

0,19

49

0,17

46

0,16

41

0,16

50

0,17

Abbildung 24:

Haufigkeiten der horizontalen Kategorien

Quelle:

Eigene Darstellung

In Abbildung 25 werden fiir jede der horizontalen Kategorien Mittelwert und Median des verbundenen sowie des unverbundenen Diversifikationsgrades dargestellt. Es fallt auf, daB die Untemehmen der Kategorie 2 nahezu ausschlieBlich verbunden und diejenigen der Kategorie 3 nahezu ausschlieBlich unverbunden diversifiziert sind. Den in Teil 3 dieser Arbeit vorgestellten theoretischen Erklarungsansatzen folgend wird erwartet, daB Untemehmen iiberwiegend konzentrisch diversifizieren. D. h. sie sollten eine Strategic der verbundenen Diversifikation verfolgen, bevor sie unverbunden diversifizieren. DemgemaB sollten mehr Untemehmen verbunden als unverbunden diversifiziert sein."^^^

Geschaftsjahr

Kategorie

2000

2001

2002

2003

2000-2003

Mrttelw. Median

Mittelw. Median

Mittelw. Median

Mrttelw. r^ d i a n

Mittelw. Median

Kathor=1 HHovhor

0,02

0,00

0,02

0,00

0,02

0,00

0,02

0,00

0,03

0,00

HHouhor

0,03

0,00

0,03

0,00

0,03

0,00

0,04

0,00

0,04

0,00

HHovhor

0,53

0,50

0,49

0,47

0,49

0,48

0,49

0,47

0,49

0,48

HHouhor

0,03

0,00

0,03

0,00

0,02

0,00

0,02

0,00

0,02

0,00

HHovhor

0,06

0,00

0,06

0.00

0,06

0,00

0,05

0,00

0,06

0,00

HHouhor

0,51

0,50

0,51

0,48

0,49

0,48

0,49

0,49

0,49

0,48

j Kathor=2

Kat»,or=3

Abbildung 25:

Diversifikationsgrade innerhalb der horizontalen Kategorien

Quelle:

Eigene Darstellung

Die Mittelwerte und Mediane der EEVs }Q horizontaler Kategorie sind in Abbildung 26 abzulesen. In Ubereinstimmung mit der erwarteten Erfolgswirkung sind die Mittelwerte und MeS. dazu Kapitel 3.4.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

138

diane EEVs der fokussierten Untemehmen durchweg hoher als die der diversifizierten Unternehmen. Der durchschnittliche Bewertungsabschlag auf den Marktwert des Eigenkapitals der verbundenen und der unverbundenen Untemehmen gegeniiber den fokussierten Untemehmen nimmt von Jahr zu Jahr ab. Uberraschend ist jedoch die Beobachtung, da6 die Abschlage der verbunden diversifizierten Untemehmen deutlich hoher sind als diejenigen der unverbunden diversifizierten. Die hohere Bewertung der unverbundenen gegeniiber der verbundenen horizontalen Diversifikation ist kaum theoretisch erklarbar/^^

Excess Equity Value je Geschaftsjahr 2000 Kategorie

2002

2001

Mittelw. Median

Mittelw. Median

2000-2003

2003

Mittelw. Median

Mrttelw. Median

Mittelw. Median

Kat,or=1

0,06

0,00

0,09

0,00

0,05

0.01

-0,01

0,00

0,04

-0.01

Kathor=2

-0,40

-0,57

-0,17

-0,24

-0,18

-0,29

-0,03

-0,18

-0,14

-0.18

Kathor=3

-0,19

-0,23

0,01

-0.07

-0,05

-0,02

-0,01

0,01

-0,07

-0.15

Abbildung 26:

EEVs der horizontalen Kategorien

Quelle:

Eigene Darstellung

Diese Resultate konnen als ein Indiz ftir die fehlende Eignung der WZ-03-Klassifikation zur Unterscheidung der Verbundenheit von WZ-03-Gmppen gewertet werden. Eine nahere Betrachtung der als ausschliefilich horizontal unverbunden diversifiziert klassifizierten Unternehmen veranschaulicht das Problem. So fallt z. B. die Continental AG in die letztgenannte Kategorie. Das Untemehmen erzielt Umsatzerlose in zwei ungefahr gleich groBen Segmenten. Die Herstellung von Bereifungen fur Pkw und Lkw ist der WZ-03-Gruppe „DH25.1 - Herstellung von Gummiwaren" zugehorig. Die Aktivitaten des zweiten Segments fallen in die WZ-03-Gmppe „DM34.3 - Herstellung von Teilen und Zubehor fiir Kraftwagen und Kraftwagenmotoren". Fiir jedes der Geschaftsjahre 2000 bis 2003 der Continental AG ist die Auspragung von HHovhor gleich null. HHouhor liegt bei ca. 0,5. Im allgemeinen Verstandnis wiirde die Continental AG jedoch nicht als horizontal unverbunden diversifiziertes Konglomerat betrachtet werden, da beide Segmente Vorprodukte der Kfz-Herstellung sind und mindestens durch diesen Sachverhalt einen gewissen Grad der Verbundenheit aufweisen. Damit wiirde die Gliedemngssystematik des statistischen Bundesamtes an dem gleichen Mangel leiden, der ebenfalls fiir die US-amerikanische SIC-Systematik festgestellt wurde."*^ Wegen der Zweifel an der Fahigkeit der WZ-03-Gliedemngssystematik, die Verbundenheit von WZ-03-Gmppen zu erfassen, wird im weiteren Verlauf der Untersuchung lediglich der S. Kapitel 3.4. ^ Vgl. Montgomery (1982), S. 300; Robins/Wiersema (1995), S. 281; Fan/Lang (2000), S. 630.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaflten

139

totale horizontale Diversifikationsgrad betrachtet. Fur die metrische Messung wird der Grad der totalen horizontalen Diversifikation HHoThor herangezogen. Fiir die kategoriale Messung wird eine Dummy-Variable der horizontalen Diversifikation gebildet. Gleichung (60) zeigt die Kriterien fur die Einteilung. Bei einer Auspragung von HHonor von kleiner gleich 0,35 gilt ein Untemehmen als fokussiert, andemfalls als diversifiziert. (60)

Dummy !,„, =

l,wennHH^T^,,>0,35

Dummyhor = 0

= Horizontal fokussiert

Dummyhor = 1

= Horizontal diversifiziert

Abbildung 27 zeigt die absoluten und relativen Haufigkeiten je Kategorie. Der Anteil der diversifizierten Untemehmen bleibt in den Jahren 2000 bis 2003 unverandert bei 72 % und geht dann leicht auf 71 % im Jahr 2003 zuriick. In der horizontalen Dimension ist wie in der deskriptiven Statistik der metrischen Variablen in Unterabschnitt 5.2.1.1 kein Trend zur Refokussierung auszumachen."*^^

Haufigkeiten je GeschSftsjahr 2000 Variable

2001

2002

absolut

relativ

absolut

relativ

absolut

Dummyhor=0

191

0,72

209

0.72

Dummyhor=1

75

0,28

80

0,28

2000-2003

2003 relativ

absolut

relativ

absolut

relativ

211

0,72

180

0,71

214

0,72

81

0,28

74

0,29

85

0,28

Abbildung 27:

Haufigkeiten der horizontalen Dummy -Variablen

Quelle:

Eigene Darstellung

Abbildung 28 zeigt den Mittelwert und den Median der EEVs je Geschaflsjahr. Ftir die einzelnen Jahre werden ftir den Vergleich der Mittelwerte der t-test und fiir den Vergleich der Mediane der Mann-Whitney-U-Test durchgeftihrt. Es ist ersichtlich, dafi die diversifizierten Untemehmen in jedem der Jahre niedriger bewertet werden als die fokussierten. Der Bewertungsabschlag nimmt jedoch von Jahr zu Jahr ab und ist nur im Jahr 2000 und in der Durchschnittsbetrachtung 2000-2003 signifikant.

S. auch Unterabschnitt 5.2.1.1.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

140

Excess Equity Value je Geschaftsjahr

Variable

2000

2001

2002

2003

2000-2003

IVfttelw. Median

Mittelw. Median

IVfttelw. Median

Mrttelw. Median

Mittelw. Median

Dummyhor=0

0,07

0,00

0,09

0,00

0.05

0,01

-0,01

0,00

0,05

0,00

Dummyhor=1

-0,24

-0,29

-0,05

-0,10

-0,06

-0,02

-0,02

-0,10

-0,11

-0,17

Signiflkanz

0,009

0,100

0,140

0,214

0,268

0,443

0,920

0,811

0,051

0,048

Abbildung 28:

EEVs ftir die horizontale Dummy-Variable

Quelle:

Eigene Darstellung

Urn zu testen, ob die Bewertungsabschlage Bestand haben, wenn weitere potentielle EinfluBfaktoren auf den Marktwert des Eigenkapitals in die Analyse miteinbezogen werden, wird eine lineare Mehrfachregression durchgefuhrt. Die Regressionsgleichung (61) entspricht den Ansatzen vergleichbarer Studien.'*^^ Als zusatzliche erklarende Variable werden als Indikator der operativen Profitabilitat die EBIT-Ratio EBIT/GK und als Indikator der Wachstumsperspektive die Nettoinvestitionsquote INV/GK gewahlt."*^^ Der EinfluB dieser GroBen auf den EEVvmvdQ bereits in Unterabschnitt 5.2.1.3 nachgewiesen. Auf die in anderen Studien ubliche Aufnahme der Bilanzsumme oder der Gesamtumsatzerlose als Grofienindikator wird verzichtet, da diese mit dem horizontalen Diversifikationsgrad korrelieren."*^^ Die DummyVariable der horizontalen Diversifikation nimmt wie in Gleichung (60) die Auspragung null an, wenn das betreffende Untemehmen horizontal fokussiert ist, andemfalls ist der Wert gleich eins. Die Aufnahme des metrisch gemessenen totalen Diversifikationsgrades HHonor ist nicht zulassig, da die Auspragungen der Kennzahl nicht die erforderlichen Verteilungseigenschaften aufweisen."*^^ (61)

EEV = bo + b,(Dummy,,J-h b2(EBIT/GK)+ b3(lNV/GK) + e Dummyhor

= Dummy-Variable der horizontalen Diversifikation

EBIT/GK

= EBIT-Ratio

INV/GK

= Nettoinvestitionsquote

bj

= Regressionskoeffizient i

e

= Stochastische Stoning

^^ S. z. B. Lins/Servaes (1999), S. 2222; Schwetzler/Reimund (2003), S. 24. ^^'^ S.Abschnitt 5.1.3. ^^^ S. Unterabschnitt 5.2.1.3. ^^^ S. Anhang 8 und Anhang 9.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

141

Die Regressionsanalyse wird fiir jedes der Jahre 2000 bis 2003 und fur die Durchschnittsbetrachtung 2000-2003 durchgefiihrt.'*^^ Die Resultate der Querschnittsuntersuchungen in Abbildung 29 bestatigen im wesentlichen die Ergebnisse der Mittelwertvergleiche. Der Bewertungsabschlag des Aktienkapitals fiir diversifizierte Untemehmen verringert sich von Jahr zu Jahr. Die Niveauunterschiede der Jahre 2000 und 2001 sowie 2000-2003 sind signifikant. Die Abschlage der Jahre 2002 und 2003 sind nicht signifikant. Die Ergebnisse entsprechen im wesentHchen denen der Untermenge Old Economy.^^^ In der New Economy ist dagegen kein Zusammenhang zwischen der horizontalen Diversifikation und dem Untemehmenserfolg ersichtlich/''

Regression je Geschaftsjaiir Variable

2000

2001

2002

2003

2000-2003

Konstante Koeffizient

*-0,142

0,089

0,069

-0,041

-0,026

Signifikanz

0,092

0,123

0,221

0,448

0,668

Dummyhor Koeffizient

**-0,288

**-0,196

-0,133

-0,050

**-0,180

Signifikanz

0,012

0,044

0,167

0,582

0,024

Koeffizient

***2,055

***0,989

***0,640

***1,193

***0,741

Signifikanz

0,000

0,000

0,000

0,000

0,001

Koeffizient

***0.890

*0,450

0,147

0,414

** 1,003

Signifikanz

0,004

0,054

0,691

0,365

0,019

266

289

292

254

299

0,111

0,081

0,037

0,045

0,058

EBPT/GK

INV/GK

Beobachtungen Adjustiertes R^ *

schwach signifikant (a=0.1)

** signifikant (a==0,05) *** hochst signifikant (a= 0,01) Abbildung 29:

Regressionsanalysen in der horizontalen Dimension

Quelle:

Eigene Darstellung

Obwohl die Koeffizienten der horizontalen Dummy-Variable in Abbildung 29 die Niveauunterschiede zwischen den EEVs der fokussierten und der diversifizierten Untemehmen zum Ausdruck bringen, machen sie nur eine approximative Aussage iiber die Hohe der Bewertungsabschlage. Sowohl fur den EEVwie auch fur den EEntV und den EFV gilt, dafi die Ex' S. Anhang 10 fur die Uberpriifung der Annahmen der Regressionsanalyse. S. Anhang 11. S. Anhang 12.

142

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

cess Values der einzelnen Untemehmen uber den naturlichen Logarithmus der branchenadjustierten MB-Ratios ermittelt werden."*^^ Je weiter sich die MB-Ratio von dem Wert eins entfemt, desto weniger entspricht der natiirliche Logarithmus der prozentualen Bewertungsdifferenz. Da es sich bei der Logarithmierung um eine monotone Transformation handeh, kann von dem Median der MB-Ratios auf den Median der Excess Values geschlossen werden. Dies gih allerdings nicht ftir die arithmetischen Mittel. D. h. der Mittelwert der Excess Values steht in keinem Zusammenhang zu dem Mittelwert der MB-Ratios. Somit ist es nicht moglich, in der Regressionsanalyse den durchschnittlichen Bewertungsabschlag exakt zu quantifizieren.''^'' S.l.lJl Erfolgswirkung in der geographischen Dimension Anders als in der horizontalen Dimension kommen die empirischen Studien in der geographischen Dimension zu widerspriichlichen Ergebnissen. Sowohl iiber die Richtung als auch uber die Gestalt des Zusammenhangs herrscht Uneinigkeit. Einige Studien fmden einen positiv linearen"*^^, andere einen negativ linearen''^^ oder gar keinen"*^^ Zusammenhang. Die Gestalt des Zusammenhangs konnte auch nicht-linear sein. LU/BEAMISH schlieBen in Ihrer Studie auf einen U-formigen Zusammenhang zwischen dem geographischen Diversifikationsgrad und dem Untemehmenserfolg."*^^ Daneben gibt es auch empirische Anhaltspunkte fur eine invers U-formige Gestalt."*^^ In einer weiteren Studie synthetisieren LU/BEAMISH die Resultate einer Reihe empirischer Studien und vermuten einen S-formigen Zusammenhang zwischen der geographischen Diversifikation und dem Untemehmenserfolg. In ihrer empirischen Studie fmden sie Anhaltspunkte fur die von ihnen hypothetisierte Erfolgswirkung.'*^^ Die sich widersprechenden Resultate der Studien konnten moglicherweise durch den unterschiedlichen zeitlichen und geographischen Kontext oder die Verschiedenartigkeit der angewandten Diversifikations- und ErfolgsmaBe erklart werden. Doch selbst sich in diesen Aspekten ahnelnde Studien kommen zu uneinheitlichen Ergebnissen. CHRISTOPHE untersucht die geographische Diversifikation US-amerikanischer Untemehmen im Zeitraum von 1978 bis 1986. Er kommt zu dem Ergebnis, dafi das Tobin 's q geographisch diversifizierter Untemehmen um ca. 6 % niedriger ist als dasjenige der geographisch fokussierten Untemehmen."*^' CLICK/HARRISON kommen ftir den Zeitraum von 1984 bis 1997 und ahnlicher Methodik

^''^ S. dagegen Schwetzler/Reimund (2003), S. 2. '^''^ Vgl. Emmza/Senbet (1981), S. 401 ff; Kim/Hwang/Burgers (1993) , S. 275 ff; Delios/Beamish (1999) , S.711ff ^'^^ Vgl. Fatemi (1984), S. 1325 ff; Michel/Shaked (1986), S. 89 ff. '^^^ Vgl. MorckA^eung (1991), S. 165 ff; Gomez-Mejia/Palich (1997), S. 309 ff. ^^^ Vgl. Lu/Beamish (2001), S. 565 ff ^'^'^ Vgl. Geringer/Beamish/daCosta (1989), S. 109 ff; Hitt/Hoskisson/Kim (1997), S. 767 ff ^^^ Vgl. Lu/Beamish (2004), S. 598 ff. ^^' Vgl. Christophe (1997), S. 435 ff.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

143

zu einem Abschlag von 8 bis 17 %/^^ BODNAR/TANGAVEINTROP untersuchen die Firmenjahre 1984 bis 1998 ebenfalls US-amerikanischer Untemehmen. Als ErfolgsmaB verwenden sie den EFV. Ihrer Studie resultiert ein Bewertungsaufschlag geographisch diversifizierter Untemehmen von ca. 4 %.'**^ Ebenfalls unter Verwendung des EFV finden DENIS/DENIS/YOST fur US-amerikanische Firmenjahre von 1984 bis 1997 einen Bewertungsabschlag von ca. 18 yo/^"* Die Zahl der empirischen Studien deutscher Untemehmen ist gering. BUHNER untersucht die geographische Diversifikation von 40 deutschen Industrieaktiengesellschaften in dem Zeitraum von 1966 bis 1981. Die Studie zeigt einen linear positiven Zusammenhang zwischen dem Diversifikationsgrad und der Hohe von buchhalterischen und kapitalmarktorientierten StromgroBen des Untemehmenserfolges."*^^ Die empirische Studie von RUIGROK/WAGNER umfafit 84 deutsche Untemehmen und den Zeitraum von 1993 bis 1997. Die Autoren fmden einen U-formigen Zusammenhang zwischen dem geographischen Diversifikationsgrad und der Hohe von buchhalterischen und kapitalmarkorientierten StromgroBen.^^^ Zum Zwecke der empirischen Studie wird das in der horizontalen Dimension angewendete Prinzip der kategorialen Einteilung aus der gleichen Uberlegung auf die geographische Dimension iibertragen. Die Gleichung (62) unterscheidet dementsprechend vier Kategorien. Die kategoriale Variable Katgeo nimmt den Wert 1 an, wenn das betreffende Untemehmen sowohl innerhalb Europas als auch hinsichtlich der ubergeordneten Wirtschaftsraume fokussiert ist. Der zweiten Kategorie gehoren die ausschliefilich innerhalb Europas diversifizierten Unternehmen an. In der dritten Kategorie werden diejenigen Untemehmen zusammengefaBt, die zwar innerhalb Europas auf Deutschland fokussiert sind, zugleich aber auBerhalb Europas und damit global diversifiziert sind. Die geographisch verbunden wie unverbunden diversifizierten Untemehmen gehoren der vierten Kategorie an. Die kategorialen Auspragungen kormen wiedemm sowohl als ordinal wie auch als nominal interpretiert werden. Die Wahl der Schwellenwerte ist wie im Fall der der horizontalen Kategorisiemng arbitrar. Das Kalktil fiir die Wahl von 0,4 als Schwellenwert fur CRovgeo ist analog zu BUHNERs Wahl.'*^^ Fiir die Variable der unverbundenen geographischen Diversifikation HHougeo wird mit 0,4 ein hoherer Schwellenwert als fur die HH-lndizQs in der horizontalen Dimension gewahlt, da die Unternehmen der Stichprobe weitaus starker geographisch als horizontal diversifiziert sind.

"^^^ Vgl. Click/Harrison (2000), S. 1 ff. "^^^ Vgl. Bodnar/TangAVeintrop (2003), S. 1 ff. "^^"^ Vgl. Denis/Denis/Yost (2002), S. 1951 ff ^^^ Vgl. Buhner (1987), S. 25 ff. ^^^ Vgl. RuigrokAVagner (2003), S. 63 ff "•^^ Vgl. Buhner (1983), S. 1026 f S. dazu auch Unterabschnitt 4.1.1.:

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

144

(62)

1, wennCR^^g,, 0,4 4, wenn CR ^^^^^ > 0,4 und HH ^^^^^ > 0,4

Katgeo = 1

= Geographisch fokussiert

Katgeo = 2

= Geographisch verbunden diversifiziert und unverbunden fokussiert

Katgeo = 3

= Geographisch verbunden fokussiert und unverbunden diversifiziert

Katgeo = 4

= Geographisch verbunden und unverbunden diversifiziert

Die Abbildung 30 gibt Auskunft iiber die absoluten und relativen Haufigkeiten der geographischen Kategorien. Der GroBteil der Untemehmen ist geographisch fokussiert. Die zweitgroBte Kategorie bilden die zugleich europaisch und global diversifizierten Untemehmen, danach folgt die Kategorie der nur europaisch diversifizierten. Auffallend ist die geringe Anzahl der Untemehmen, die innerhalb Europas auf Deutschland fokussiert und zugleich global diversifiziert sind. Die Vermutung liegt nahe, dafi deutsche Untemehmen ihre Geschaftstatigkeit in einem ersten Schritt in die europaischen Staaten ausdehnen, bevor sie global diversifizieren. Zudem deutet sich ein Trend zu zunehmender Intemationalisiemng an. Der Anteil der geographisch fokussierten Untemehmen nimmt von Jahr zu Jahr ab, wahrend der Anteil der europaisch Oder auch der zugleich global diversifizierten Untemehmen entsprechend zunimmt. Der ohnehin geringe Anteil der nur globalen Untemehmen in der dritten Kategorie nimmt von 2002 auf 2003 auf 4 % ab.'*''

Haufigkeiten je Geschaflsjahr 2000

2002

2001

absolut

relativ

absolut

relativ

absolut

Katgeo=1

144

0.54

153

0,53

Katgeo=2

44

0,17

45

0.16

Variable

2000-2003

2003 relativ

absolut

relativ

absolut

relativ

148

0,51

120

0.47

161

0,54

52

0,18

53

0,21

53

0,18

Katgeo=3

17

0,06

18

0,06

17

0,06

9

0,04

13

0,04

Katgeo=4

61

0,23

73

0,25

75

0,26

72

0,28

72

0,24

Abbildung 30:

Haufigkeiten der geographischen Kategorien

Quelle:

Eigene Darstellung

S. dazu auch Unterabschnitt 5.2.1.1.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

145

Die Mittelwerte und die Mediane der EEVs je Kategorie und Geschaftsjahr werden in Abbildung 31 dargestellt. Weder die Vergleiche der Mittelwerte noch die der Mediane sind statistisch signifikant. Auffallig ist einzig, daB die nur global diversifizierten Untemehmen der dritten Kategorie die niedrigsten Mittelwerte der EEVs aufweisen und dafi die Mediane der zugleich europaisch und global diversifizierten Untemehmen in Kategorie 4 in den meisten Jahren hoher als die der iibrigen Kategorien sind.

Excess Equity Value je Geschaftsjahr

Variable

2000

2001

2002

2003

2000-2003

Mittelw. Median

Mittelw. Median

Mrttelw. Median

Mittelw. Median

Mittelw. Median

-0.05

Katgeo=1

-0,10

0,04

-0,01

0,07

0,00

-0,02

-0,02

-0.01

-0.09 -0.07 0,00

Katgeo=2

-0.03

-0,12

0,05

0,00

-0,09

-0.06

0,00

0,00

0.00

Katgeo=3

-0.03

0,00

-0,22

-0,09

-0,16

0,03

-0,23

-0,20

-0,18

Katgeo=4 Signifikanz

0,08

0,01

0,14

0,00

0,02

0,10

0,01

0,00

0,08

0.02

0.790

0,749

0,354

0,544

0,416

0,583

0,790

0,643

0,499

0,646

Abbildung 31:

EEVs der geographischen Kategorien

Quelle:

Eigene Darstellung

Im folgenden wird der EinfluB weiterer erklarender Variablen auf die Erfolgsunterschiede uberprtift. Die Regressionsgleichung (63) wird in Anlehnung an die Analysen in der horizontalen Dimension geschatzt. Die geographischen Kategorien gehen als Dummy-Variablen in die Gleichung ein. Die Koeffizienten bringen die Niveauunterschiede der EEVs der Kategorien 2 bis 4 zu der Kategorie der geographisch fokussierten Untemehmen zum Ausdruck. (63)

EEV = bo+b,(Geo2) + b2(Geo3) + b3(Geo4)-i-b4(EBIT/GK)-hb5(lNV/GK)+e Geo2

= Dummy variable: = 1 wenn Katgeo= 2, sonst = 0

Geo3

= Dummy variable: = 1 wenn Katgeo= 3, sonst = 0

Geo4

= Dummyvariable: = 1 wenn Katgeo= 4, sonst = 0

EBIT/GK

= EBIT-Ratio

INV/GK

= Nettoinvestitionsquote

bj

= Regressionskoeffizient i

e

= Stochastische Stoning

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

146

Die Abbildung 32 zeigt die Resultate der Regressionsanalysen fiir die einzelnen Geschaftsjahre und die Durchschnittsbetrachtung 2000-2003.'*^^ Auch nach der Beriicksichtigung weiterer Einflufigrofien ist keiner der Koeffizienten signifikant von null verschieden. Im Vergleich zu der vorangegangenen Abbildung ist bemerkenswert, daB die Koeffizienten der DummyVariablen fur die nur europaisch diversifizierten Untemehmen durchweg negativ sind. Zwischen den Untermengen Old und New Economy bestehen keine wesentlichen Unterschiede, weshalb auf deren Darstellung verzichtet wird.

Regressior je Geschaftsjahr Variable

2000

2001

2002

2003

2000-2003

Konstante 1

Koeffizient

***-0,269

0,050

0,103

-0,041

-0,103

Signlfikanz

0,004

0,455

0,124

0,512

0,125

Koeffizient

-0,046

-0,075

-0,177

-0,015

-0,040

Signifikanz

0,749

0,550

0,137

0,892

0,682

Koeffizient

0,012

-0,213

-0,185

-0,218

-0,139

Signifikanz

0,954

0,247

0,328

0,335

0,430

Koeffizient

0,100

0,020

-0,107

-0,012

0,076

Signifikanz

0,453

0,852

0,313

0,900

0,402

Koeffizient

***1,959

***0,910

***0.634

***1,171

***0,609

Signifikanz

0,000

0,000

0,001

0,000

0,008

Koeffizient

**M,083

**0,479

0,143

0,427

***1,197

Signifikanz

0,001

0,043

0,701

0,352

0,006

266

289

292

254

299

0,085

0,067

0,034

0,040

0,042

Geo2

Geo3

Geo4

EBfT/GK

INV/GK

Beobaciitungen Adjustiertes R^ *

schwach signifikant (a=0,1)

**

signifikant (a-=0.05)

*** hochst signifikant (a=0,01) Abbildung 32:

Regressionsanalysen in der geographischen Dimension

Quelle:

Eigene Darstellung

Zusammenfassend laBt sich feststellen, dafi keine der Analysen in der geographischen Dimension signifikante Erfolgsunterschiede offenbart. Allerdings deuten sowohl die Haufigkeiten

S. Anhang 13 ftir die UberprCifung der Annahmen der Regressionsanalyse.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

147

der geographischen Kategorien als auch die Vorzeichen der Regressionskoeffizienten auf einen leicht U-formigen Zusammenhang zwischen dem geographischen Diversifikationsgrad und dem Untemehmenserfolg hin. Dies wiirde die Resuhate der empirischen Studie von RUIGROK/WAGNER unterstiitzen. Die Autoren begriinden die U-formige Gestah des Zusammenhanges damit, daB die Untemehmensorganisation im Verlaufe des Intemationahsierungsprozesses die Bewaltigung des gestiegenen Komplexitatsgrades erlemen kann."*^ Der Zusammenhang lieBe sich allerdings auch in einer rein statischen Perspektive dadurch erklaren, daB die marginalen Komplexitatskosten der verbundenen geographischen Diversifikation relativ am hochsten sind. D. h. die Komplexitatskosten steigen stark an, sobald ein Untemehmen von Deutschland nach Europa diversifiziert und nehmen nur noch leicht zu, wenn es nach erfolgter europaischer Diversifikation global diversifiziert. Wenn gleichzeitig die Diversifikationserlose wie z. B. GroBeneffekte im Diversifikationsgrad linear verlaufen, dann ergibt sich die oben beschriebene U-formige Gestalt des Zusammenhanges zwischen dem geographischen Diversifikationsgrad und dem Untemehmenserfolg. 5.2.2.3 Erfolgswirkung in der vertikalen Dimension Die Anzahl der empirischen Studien der Erfolgswirkung in der vertikalen Dimension der Diversifikation ist vergleichsweise gering. Dieser Sachverhalt konnte vor allem auf die problematische MeBbarkeit des vertikalen Diversifikationsgrades zuriickgefuhrt werden."*^' So lehnt BUHNER trotz des eigentlich ganzheitlichen Ansatzes seiner Studie der Diversifikation die Untersuchung der vertikalen Dimension ab. Seines Erachtens leiden die moglichen MeBmethoden des vertikalen Diversifikationsgrads an grundsatzlichen Unzulanglichkeiten."*^^ Der in den empirischen Studien feststellbare Zusammenhang mit dem Untemehmenserfolg variiert mit dem gewahlten MaB der vertikalen Integration. So finden MADDIGAN/ZAIMA in identischen Stichproben eine positive Erfolgswirkung der erfolgsbereinigten Wertschopfungstiefe nach BUZZELL"*^^ und einen invers U-formigen Zusammenhang der Input-OutputKoeffizienten'*^'* mit dem Untemehmenserfolg."*^^ In der Studie von RUMELT wird die vertikale Diversifikation als eine Subkategorie der horizontalen Diversifikation betrachtet. Die Untersuchung umfaBt 246 US-amerikanische Untemehmen und erstreckt sich iiber den Zeitraum von 1949 bis 1969. Seine MeBtechnik ist dem in dieser Arbeit verwendeten MaB der vertikal unverbundenen Diversifikation ahnlich. Er findet einen negativen Effekt auf die Hohe

^^ Vgl. Ruigrok/Wagner (2003), S. 79 f. ^^^ S.Abschnitt 4.1.3. ^^^ Vgl. Buhner (1983), S. 1036. ^'^^ S. dazu Unterabschnitt 4.1.3.1. ^'^'^ S. dazu Unterabschnitt 4.1.3.2. ^^^ Vgl. Maddigan/Zaima (1985), S. 179.

148

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

buchhalterischer StromgroBen des Untemehmenserfolges.'*^^ BUZZELL findet wahrend der siebziger Jahre fur eine Stichprobe von 1649 US-amerikanische Industrieuntemehmen einen U-fbrmigen Zusammenhang der erfolgsbereinigten Wertschopfungstiefe mit der Gesamtkapitalrendite.^^^ In der von D'AVENI/RAVENSCRAFT erhobenen Stichprobe von 466 USamerikanischen Untemehmen zeigt sich im Jahre 1976 eine geringfugig positive Erfolgswirkung der vertikalen integration."*^^ Sowohl die verwendeten Mafie wie auch die empirischen Resultate ahneln der Studie von GORZIG/STEPHAN, die mehrere tausend deutsche Unternehmen in dem Zeitraum von 1992 bis 2000 umfaBt. Die Autoren kommen zu dem SchluB, dafi die Untemehmen der Stichprobe im Durchschnitt eine ubermaBige Outsourcing-Strategie verfolgen."*^^ Als in der vertikalen Dimension einzige verwendet die Studie von FAN/LANG BestandsgroBen des Untemehmenserfolges. Die Input-Output-Koeffizienten mehrerer tausender US-amerikanischer Untemehmen weisen im Zeitraum 1979 bis 1997 im Durchschnitt einen negativen Zusammenhang mit dem EFV und Tobin 's q auf.^^ Analog zu der Vorgehensweise in der horizontalen und der geographischen Dimension werden vier Kategorien der vertikalen Diversifikation gebildet. Die Kriterien fiir die Einteilung sind in Gleichung (64) dargestellt. Untemehmen, deren Auspragung von VIBW geringer als 0,35 ist, gelten als vertikal verbunden fokussiert. Der Schwellenwert entspricht ungefahr dem Durchschnittswert iiber alle Untemehmen der Stichprobe.^^' Weist ein Untemehmen mehr als ein vertikales Segment auf, dann gilt es als vertikal unverbunden diversifiziert. Daraus folgend sind die Untemehmen der ersten Kategorie vertikal fokussiert, diejenigen der zweiten Kategorie vertikal verbunden diversifiziert und unverbunden fokussiert, diejenigen der dritten Kategorie vertikal verbunden fokussiert und unverbunden diversifiziert und die Untemehmen der vierten Kategorien zugleich vertikal verbunden und unverbunden diversifiziert.

'*^Wgl.Rumelt(1974),S. I f f "^^^ Vgl. Buzzell (1983), S. 92 ff ^^^ Vgl. D'Aveni/Ravenscraft (1994), S. 1167 ff. ^^'^ Vgl. Gorzig/Stephan (2002), S. 1 ff ^^ Vgl. Fan/Lang (2000), S. 629 ff ^^' S. Abbildung 17 in Unterabschnitt 5.2.1.1.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

149

1, wenn VI^^ < 0,35 und VISEG = 1

(64)

Kat,,^ =

2, wenn VI g^ > 0,35 und VlgEQ = 1 3, wenn VI g^ < 0,35 und VIS^G > 1

4, wenn VI gw > 0,35 und VlggQ > 1 Katvert = 1

= Vertikal verbunden und unverbunden fokussiert

Katvert = 2

= Vertikal verbunden diversifiziert und unverbunden fokussiert

K.3tvert ~ 3

= Vertikal verbunden fokussiert und unverbunden diversifiziert

Katvert = 4

= Vertikal verbunden und unverbunden diversifiziert

Der Abbildung 33 sind die absoluten und relativen Haufigkeiten der vertikalen Kategorien zu entnehmen. Die Mehrheit der Untemehmen ist nicht vertikal segmentiert. Diese Gruppe von Untemehmen gehort den ersten beiden Kategorien an, die in etwa gleicher Zahl besetzt sind. Nur im Jahr 2003 weist die erste Kategorie mit 6 % eine etwas groBere relative Haufigkeit als die zweite Kategorie auf. Dem steht im Jahr 2003 eine in etwa ahnlich groBe Abnahme der relativen Haufigkeit der vertikal segmentierten Untemehmen gegeniiber, die in der dritten und vierten Kategorie zu fmden sind. Von den vertikal segmentierten Untemehmen ist der weitaus iiberwiegende Teil vertikal verbunden fokussiert.

Haufigkeiten je Geschaftsjahr 2001

2000

2002

2003

2000-2003

absolut

relativ

absolut

relativ

absolut

relativ

absolut

relativ

absolut

relativ

Katvert = 1

98

0,40

109

0,41

111

0,40

112

0,46

110

0,39

Katvert = 2

99

0,40

108

0,40

113

0,41

99

0,41

115

0.41

Katvert = 3

38

0,16

39

0,14

42

0,15

25

0,10

46

0,16

1 Katvert = 4

10

0,04

13

0,05

10

0,04

5

0,02

11

0.04

Variable

Abbildung 33:

Haufigkeiten der vertikalen Kategorien

Quelle:

Eigene Darstellung

Die Mittelwerte und Mediane der EEVs der vertikalen Kategorien in Abbildung 34 weisen keinerlei signifikante Unterschiede auf. Auffallig ist jedoch, dafi die vertikal segmentierten Untemehmen der Kategorien drei und vier in einigen Geschaftsjahren und in der Durchschnittsbetrachtung einen niedrigeren EEV aufweisen. Unter den vertikal unverbunden fokussierten Untemehmen scheint sich die vertikal verbundene Diversifikation leicht positiv auszuwirken.

Eine empirische Untersuchung dcutscher Aktiengesellschaften

150

Excess Equity Value je GeschSftsjahr 2000

2001

2002

Mittelw.

Median

Mittelw.

Katvert = 1

0,00

-0.02

0,00

0.00

! KaUrt = 2

0.02

0.00

0.09

-0,03

Variable

Median

Mittelw.

2000-2003

2003 Median

Mittelw.

-0,09

-0,10

0,00

-0,05

0,04

-0,01

0,00

-0,02

Median

Mittelw.

0,02

0,00

-0.01

-0.02

Median

Katvert = 3

-0,30

-0,30

-0,05

-0.06

0,03

-0,03

0,08

0,04

-0.06

-0.17

Katvert = 4

-0.16

-0.05

-0,04

-0,33

0.18

0.19

-0,09

-0.13

-0,05

-0,07

Signifikanz

0,226

0.203

0,727

0,928

0,883

0,702

0,503

0,639

0,933

0,881

Abbildung 34:

EEVs der vertikalen Kategorien

Quelle:

Eigene Darstellung

Emeut stellt sich nun die Frage, wie sich die Einfiihrung weiterer EinfluBfaktoren in eine Regressionsanalyse auf die Resultate auswirkt. Der in Gleichung (65) geschatzte Regressionsansatz weicht von den in der horizontalen und der geographischen Dimension verwendeten ab. Statt der vier Kategorien in Gleichung (64) gehen die annahemd normalverteilte metrische Variable VIBW und eine Dummy-Variable der vertikal unverbundenen Diversifikation DumfnysEG in die Regressionsgleichung ein. Die Aufnahme letzterer ist vor allem in der geringen Anzahl von Untemehmen der dritten und vierten Kategorie begriindet. Die Aufnahme der metrischen Variable VIBW ermoglicht eine differenziertere Analyse als es bei der Verwendung von kategorialen Variablen der Fall ware. (65)

EEV = bo + b, (VIBW)+ b2 (Dummy SE^ )-H b3(EBIT/GK)-h b4(lNV/GK)-h e VIBW

= Erfolgsbereinigte betriebliche Wertschopfungstiefe

DummysEG

= Dummy-Variable: = 1 wemi VISEG > 1, sonst = 0

EBIT/GK

= EBIT-Ratio

INV/GK

= Nettoinvestitionsquote

bj

= Regressionskoeffizient i

e

= Stochastische Stonmg

Abbildung 35 zeigt die Ergebnisse der Regressionsanalysen in der vertikalen Dimension.^^^ Lediglich der Koeffizient der Dummy-Variable der vertikal unverbundenen Diversifikation DummysEG im Jahr 2000 ist schwach signifikant von null verschieden. Der Koeffizient nimmt von Jahr zu Jahr zu. Wahrend er im Jahr 2000 deutlich negativ ist, ist das Vorzeichen im Jahr

S. Anhang 14 fiir die Uberpriifling der Amiahmen der Regressionsanalyse.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengescllschaften

151

2002 erstmals positiv. Die Entwicklung der Koeffizienten von DummySEG ahnelt der Entwicklung der Koeffizienten von Dummyhor in den Regressionsanalysen in der horizontalen Dimension.^''^ Dieser Sachverhalt ist vermutlich auf die lineare Abhangigkeit zwischen dem MaB der vertikal unverbundenen Diversifikation und dem MaB der horizontalen Diversifikation zuriickzufiihren.^^ Die Koeffizienten von VIBW sind durchweg positiv, allerdings in keinem der Jahre signifikant von null verschieden. Mit Ausnahme des Jahres 2002 nimmt der Koeffizient von VIBW von Jahr zu Jahr zu.

Regression je Geschaflsjahr Variable

2000

2001

2002

2003

2000-2003

Koeffizient

***-0,365

-0.093

-0,126

**-0,238

**-0,218

Signifikanz

0,010

0,400

0,298

0,029

0,029

Koeffizient

0.324

0.361

0,298

0.404

0.276

Signifikanz

0.324

0.185

0,296

0,127

0,234

DummysEG Koeffizient

*-0.219

-0,128

0,010

0,097

-0,091

Signifikanz

0,098

0.256

0,933

0,454

0.310

Koeffizient

***2,535

***1.369

***0,769

***1,529

***1.024

Signifikanz

0.000

0.000

0,000

0,000

0.000

Koeffizient

***1,016

**0,473

**0,911

0,600

***1,500

Signifikanz

0.001

0,042

0,050

0,218

0.001

245

269

276

241

282

0,131

0,112

0,053

0.068

0,085

Konstante

VIBW

EBIT/GK

INV/GK

Beobachtungen Adjustiertes R^ *

schwach signifikant (a=0,1)

** signifikant (a=0,05) *** hochst signifikant (a=0,01) Abbildung 35:

Regressionsanalysen in der vertikalen Dimension

Quelle:

Eigene Darstellung

AufschluBreich ist die Betrachtung der Untermengen von Untemehmen in Old und New Economy. Dem Ansatz in Gleichung (65) entsprechend zeigt Abbildung 36 die Ergebnisse der Regressionsanalyse der Untemehmen der Old Economy.^^^ Die Regressionskoeffizienten von

S. Unterabschnitt 5.2.2.1. ^^ S.Abschnitt 5.1.2. S. Anhang 15 ftir die Uberprufung der Annahmen der Regressionsanalyse.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

152

Vlsyy sind in der Old Economy hoher als jene der gesamten Stichprobe. Der Koeffizient ist in dem Jahr 2002 signifikant von null verschieden. Im Jahr 2003 und in der Durchschnittsbetrachtung uber die gesamte Zeitspanne 2000-2003 sind die Koeffizienten schwach signifikant von null verschieden. Die Vorzeichen und die zeitliche Entwicklung der Koeffizienten von DummySEG entsprechen im wesentlichen den in der gesamten Stichprobe beobachteten.

Regression je Geschaftsjahr Variable

2000

2001

2002

2003

2000-2003

Koeffizient

***-0.679

**-0,307

***-0,424

***-0,575

***-0,497

Signifikanz

0,000

0,024

0,004

0,000

0.000

Konstante

VIBW

Koeffizient

0,488

0,357

**0,789

*0,560

*0,550

Signifikanz

0,316

0,337

0,045

0,087

0,094

DummysEG Koeffizient

-0,109

-0,045

0,030

0,025

-0,051

Signifikanz

0,482

0,707

0,812

0,844

0,618

Koeffizient

***4,598

***3,233

***2,696

***4,420

***2,886

Signifikanz

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

Koeffizient

***1,383

*0,962

**1,515

** 1,527

***2,209

Signifikanz

0,007

0,078

0,012

0,016

0,000

146

165

167

153

172

0,210

0,237

0,170

0,360

0.228

EBIT/GK

INV/GK

Beobachtungen Adjustiertes R^ *

schwach signifikant (a=0,1)

** signifikant (a=0,05) *** hochst signifikant (a=0,01) Abbildung 36:

Regressionsanalysen in der vertikalen Dimension - Old Economy

Quelle:

Eigene Darstellung

Der Regressionsansatz in Gleichung (65) wird ebenfalls fur die Analyse in der New Economy verwendet. Die Ergebnisse der Regressionsanalyse werden in Abbildung 37 dargestellt.^^^ Die Koeffizienten von Vhw sind in alien Jahren negativ, aber in keinem Jahr signifikant von null verschieden. Die Koeffizienten sind in den Jahren 2002 und 2003 deutlich starker negativ als in den Vorjahren. Die Vorzeichen und die zeitliche Entwicklung der Koeffizienten von DummySEG entsprechen im wesentlichen der in der gesamten Stichprobe und in der Old Economy * S. Anhang 16 fiir die Uberprufung der Annahmen der Regressionsanalyse.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

153

beobachteten. Die Unterschiede der Erfolgswirkung von VIBW sind insofem bemerkenswert, als in Unterabschnitt 5.2.1.2 zwischen Old und New Economy ebenfalls ein auffallig abweichender Mittelwert von VIBW festgestellt wurde. Wahrend die Untemehmen der Old Economy im Durchschnitt in deutlich geringerem MaBe vertikal verbunden diversifiziert sind als die der New Economy, ist die Erfolgswirkung der vertikal verbundenen Diversifikation positiv. Die Untemehmen der New Economy sind weitaus starker vertikal verbunden diversifiziert und offenbaren gleichzeitig eine eher negative Erfolgswirkung der vertikal verbundenen Diversifikation. Dies konnte ein Anhaltspunkt fur die Existenz eines die Branchen und die Unternehmen iibergreifenden optimalen Diversifikationsgrads sein.

Regression je Geschaftsjahr Variable

2000

2001

2002

2003

2000-2003

Koeffizient

-0.025

0,172

0,234

0.291

0,155

Signifikanz

0.916

0.424

0,290

0.141

0,381

Konstante

VIBW

Koeffizient

-0,282

-0,127

-0,460

-0.523

-0,376

Signifikanz

0.560

0,773

0,308

0.205

0,267

DummysEG Koeffizient

-0.170

-0,025

0,076

0,340

-0,002

Signifikanz

0,538

0.921

0.746

0,214

0,991

Koeffizient

**1.664

***1,024

**0.501

0,331

*0,552

Signifikanz

0.010

0,007

0,034

0,518

0.088

Koeffizient

*0,669

0,312

-0,104

-0,831

0.417

Signifikanz

0,088

0.243

0,881

0,212

0.474

99

104

109

88

110

0.054

0,060

0,015

0,012

0.006

EBIT/GK

INV/GK

Beobachtungen Adjustiertes R^ *

schwach signlfikant {a==0.1)

** signifikant (Q:=0,05) *** iiochst signifikant (a=0,01) Abbildung 37:

Regressionsanalysen in der vertikalen Dimension - New Economy

Quelle:

Eigene Darstellung

154

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

5.2.3 Das Zusammenwirken der Dimensionen Die Erforschung der interaktiven Erfolgswirkung der einzelnen Dimensionen der Diversifikation befindet sich noch in den Anfangen, obwohl sie als ergiebig eingeschatzt wird.^^^ Bisher wurde in einigen Studien bereits das Zusammenwirken der horizontalen und der geographischen Diversifikation untersucht. Andere Kombinationen wurden bisher kaum erforscht. Eine Ausnahme stellt die Studie von SIMMONDS/LAMONT dar. Die Autoren betrachten im Grunde alle drei Dimensionen der Diversifikation, indem sie das Klassifikationsschema von RUMELT verwenden. Das Klassifikationsschema beriicksichtigt zwar explizit die vertikale Diversifikation, subsumiert sie aber der horizontalen Dimension. In der Stichprobe 156 USamerikanischer Untemehmen im Zeitraum von 1975 bis 1977 bestehen interaktive Effekte zwischen alien drei Dimensionen der Diversifikation auf die Hohe von Risiko-RenditeRelationen.^^^ Theoretische Erklarungsansatze fur die Existenz interaktiver Effekte sind ebenfalls nur ansatzweise erforscht worden.^^^ Die parallele Verfolgung von Diversifikationsstrategien konnte eine positive Auswirkung auf den Untemehmenserfolg haben, wenn die Bewaltigung der Komplexitat GroBeneffekte aufweist. Beispielsweise ware das Management eines in einer Dimension diversifizierten Untemehmens geiibt im Umgang mit der Komplexitat der Unternehmensfiihrung, und die Diversifikation in einer weiteren Dimension wiirde bei gleichen Diversifikationserlosen geringere Komplexitatskosten induzieren.^'^ Wenn allerdings dieser GroBeneffekt nicht eintritt, sondem statt dessen die Komplexitatskosten der Untemehmensfiihrung superadditiv sind, impliziert dies eine negative Erfolgswirkung. Diese Wirkungsweise sei an einem Beispiel illustriert. Vereinfachend wird dabei unterstellt, dal3 die Komplexitatskosten als eine lineare Funktion der Zahl heterogener Segmente ausgedruckt werden konnen und in alien Dimensionen der Diversifikation identisch sind. Die Hohe der Komplexitatskosten des Managements ist dann unabhangig davon, ob bei gleichzeitiger Fokussierung in den iibrigen Dimensionen z. B. drei horizontal oder drei geographisch abgrenzbare Segmente innerhalb der Grenzen einer Untemehmung existieren. Wenn jede horizontal-geographische Segmentkombination als eigenstandiges Segment betrachtet wird und in einem einzigen Untemehmen zugleich drei in der horizontalen und drei in der geographischen Dimension Segmente unterschieden werden konnen, dann hatte es statt nur sechs tatsachlich neun horizontalgeographische Segmente inkorporiert und die Komplexitatskosten stiegen superadditiv.^'' ^^^ Vgl. Hoopes (1999), S. 278; Palich/Cardinal/Miller (2000), S. 169. ^^^ Vgl. Simmonds/Lamont (1996), S. 252 ff. ^^^ Vgl. Hitt/Hoskisson/Ireland (1994), S. 297. S. dazu auch allgemein Stimpert/Duhaime (1997). ^'^ Vgl. Hitt/Hoskisson/Kim (1997), S. 770. '' Dieser SchluBfolgerung liegt die Annahme zugrunde, daB die horizontalen Segmente in alien geographischen Segmenten prasent sind. So galte die SchluBfolgerung nicht, wenn die beiden vorher erwahnten nur horizontal bzw. geographisch diversifizierten Untemehmen fusionieren wurden.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

155

Um einen AufschluB iiber den Gesamteffekt der Interaktion zu erlangen, werden die Dimensionen der Diversifikation im folgenden paarweise untersucht. In Unterabschnitt 5.2.3.1 werden die horizontale und die geographische Dimension, in Unterabschnitt 5.2.3.2 die geographische und die vertikale Dimension und in Unterabschnitt 5.2.3.3 die horizontale und die vertikale Dimension kombiniert. Auf die empirische Analyse des Zusammenwirkens aller dreier Dimensionen wird verzichtet, da der Umfang der Stichprobe fur eine solche Untersuchung nicht ausreicht. 5.2.3.1 Interaktion von horizontaler und geographischer Dimension Die Aufgabenstellung dieses Unterabschnittes ist die Untersuchung eines moglichen interaktiven Effektes der horizontalen und der geographischen Diversifikation auf den Untemehmenserfolg. Einige Studien betrachten zwar die horizontale und die geographische Dimension gemeinsam, lassen aber die Untersuchung moglicher Interaktionen aus.^'^ Andere Studien berticksichtigen dagegen die interaktiven Effekte. Wahrend GERINGER/BEAMISH/DA COSTA und GERINGER/TALLMAN/OLSEN keine signifikanten interaktiven Effekte nachweisen konnen,^'^ stellen KIM/HWANG/BURGERS und SAMBHARYA mindestens grundsatzliche Interdependenzen fest.^"* TALLMAN/LI untersuchen 192 groBe US-amerikanische Untemehmen im industriellen Sektor im Jahr 1987. In ihrer Studie finden sie schwache Indizien dafur, daB sich die parallele Diversifikation in der horizontalen und geographischen Dimension positiv auf den Untemehmenserfolg auswirkt.^'^ HITT/HOSKISSON/KIM finden dagegen Anhaltspunkte fur die Superadditivitat der Komplexitatskosten in beiden Dimensionen. Ihre Studie umfaBt 295 US-amerikanische Untemehmen und die Jahre 1988 bis 1990.^'^ Die Konzeption der Studien von BODNAR/TANG/WEINTROP und DENIS/DENIS/YOST ist dieser ahnlich. Die Autoren verwenden Dummy-Variablen der Diversifikation mehrerer tausend USamerikanischer Untemehmen und den EFV als ErfolgsmaB. BODNAPl/TANG/WEINTROP finden im Zeitraum 1987 bis 1993 keine wesentlichen interaktiven Effekte. Ihre Resultate sind eher durch die Erfolgswirkung in den einzelnen Dimensionen getrieben.^*^ DENIS/DENIS A'OST betrachten den Zeitraum von 1984 und 1997. Auch ihre Resultate geben keinen AufschluB iiber ein mogliches Zusammenwirken der Dimensionen. Die ausschlieBlich horizontale und die ausschlieBlich geographische Diversifikation gehen ebenso mit einem Bewertungsabschlag einher wie die gleichzeitige Diversifikation in beiden Dimensionen.^'*

^'^ ^'^ ^'^ ^'^ ^•^ ^'^ ^'*

S. z. B. Buhner (1983); Buhner (1987); Grant/Jammine/Thomas (1988); Delios/Beamish (1999). Vgl. Geringer/Beamish/da Costa (1989), S. 109 ff; Geringer/Tallman/Olsen (2000), S. 51 ff. Vgl. Kim/Hwang/Burgers (1989), S. 45 ff; Sambharya (1995), S. 197 ff. Vgl. Tallman/Li (1996), S. 179 ff. Vgl. Hitt/Hoskisson/Kim (1997), S. 767 ff. Vgl. Bodnar/TangAVeintrop (1998), S. 1 ff. Vgl. Denis/Denis/Yost (2002), S. 1951 ff

156

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

Um die Interaktion der horizontalen und der geographischen Dimension empirisch zu erfassen, wird der Ansatz von BODNAR/TANGAVEINTROP und DENIS/DENIS/YOST verfolgt. In isolierter Betrachtung werden in beiden Dimensionen lediglich fokussierte und diversifizierte Untemehmen unterschieden. Fiir die horizontale Dimension ergibt sich diese Zweiteilung unproblematisch aus der Variable Dummyhor- In der geographischen Dimension werden die nur auf Deutschland fokussierten Untemehmen von den iibrigen abgegrenzt, also jene, deren Auspragung von Katgeo groBer eins ist. Die Kombination dieser Auspragungen ergibt die vier horizontal-geographischen Kategorien in Gleichung (66). Die Variable KatnorOeo nimmt den Wert eins ftir in beiden Dimensionen fokussierte und den Wert vier fur in beiden Dimensionen diversifizierte Untemehmen an. KatHorOeo ist gleich zwei fur zugleich horizontal diversifizierte und geographisch fokussierte und gleich drei fiir Untemehmen, die zugleich horizontal fokussiert und geographisch diversifiziert sind. KatnorGeo hat lediglich nominalen Charakter. 1, wenn Dummy ^^^ = 0 und Katg^^ = 1 2, wenn Dummy ,^^ = 1 und Katg^^, = 1 3, wenn Dummy ^^^ = 0 und Katg^ > 1 4, wenn Dummy ^^^ = 1 und Katg^^ > 1 KatHoiGeo = 1

"= Horizontal und geographisch fokussiert

KatHoKjeo = 2

= Horizontal diversifiziert und geographisch fokussiert

KatHorGeo = 3

= Horizontal fokussiert und geographisch diversifiziert

KatHorOeo ==4

= Horizontal diversifiziert und geographisch diversifiziert

Abbildung 38 zeigt die absoluten und relativen Haufigkeiten fur die Kategorien. Die zugleich in beiden Dimensionen fokussierten Untemehmen sind von 2000 bis 2002 am haufigsten anzutreffen. In 2003 stellt allerdings die bis dahin zweitgrofite Gmppe der nur geographisch diversifizierten Untemehmen die groBte Zahl. Die zweite und die vierte Kategorie sind in etwa gleich stark besetzt und ihr Anteil an der gesamten Stichprobe bleibt relativ konstant. Die Entwicklung der Haufigkeiten ist vor allem durch den in Unterabschnitt 5.2.1.1 festgestellten Trend zur geographischen Diversifikation der Untemehmenstatigkeit zu erklaren.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

157

HSufigkelten je Geschaftsjahr 2000 Variable

absolut

2001 relativ

absolut

2002 relativ

absolut

2000-2003

2003 relativ

absolut

relativ

absolut

relativ

KatHorGeo - 1

110

0,41

119

0.41

114

0,39

89

0,35

122

0,41

KatHorGeo = 2

34

0,13

34

0,12

34

0,12

31

0,12

39

0,13

0,31

97

0,33

91

0,36

92

0,31

0,16

47

43

0,17

46

0,15

KatHorGeo " 3

81

0.30

90

KatHorGeo ~ 4

41

0.15

46

0,16

Abbildung 38:

Haufigkeiten der horizontal-geographischen Kategorien

Quelle:

Eigene Darstellung

Die in Abbildung 39 dargestellten Mittelwerte und Mediane des EEVs je horizontalgeographischer Kategorie entsprechen im Kern den Resultaten der separaten Analysen in den einzelnen Dimensionen. Die horizontal diversifizierten Untemehmen in der zweiten und vierten Kategorie weisen den geringsten Untemehmenserfolg aus. Von den horizontal fokussierten Untemehmen scheinen jene der dritten Kategorie, die geographisch diversifizierten, etwas erfolgreicher zu sein. Die Unterschiede der Mittelwerte und der Mediane sind nur im Jahr 2000 signifikant.

Excess Equity Value je Geschaftsjahr 2000 Variable

2001

Mittelw. Median

2002

Mittelw. Median

2000-2003

2003

Mittelw. Median

Mittelw. Median

Mittelw. Median

KatHorGeo = 1

0,00

-0,05

0,05

0,00

0,09

0,00

0,00

0,00

0,03

-0,02

KatHorGeo = 2

-0,22

-0,30

0,02

-0,07

-0,01

0,03

-0,07

-0,17

-0,14

-0,22

KatHorGeo = 3

0,17

0,02

0,15

0,06

-0,01

0,04

-0,02

0,00

0,07

0,02

KatHorGeo - 4

-0,25

-0,24

-0,11

-0,12

-0,10

-0,06

0,01

-0,09

-0,08

-0,11

Signifikanz

0,037

0,050

0,321

0,402

0,458

0,740

0,956

0,970

0,231

0,216

Abbildung 39:

EEVs der horizontal-geographischen Kategorien

Quelle:

Eigene Darstellung

Um den EinfluB weiterer Faktoren zu berucksichtigen, wird die Regressionsgleichung (67) geschatzt. Die Gleichung ahnelt dem Regressionsansatz in der geographischen Dimension, nur dafi die horizontal-geographischen Kategorien als Dummy-Variable in die Gleichung eingehen. Die Regressionskoeffizienten der Dummy-Variablen messen die Niveauunterschiede der EEVs der Kategorien zwei bis vier relativ zu den zugleich in beiden Dimensionen fokussierten Untemehmen der ersten Kategorie.

158

(67)

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

EEV = bo + b, ( H G 2 ) + b^ ( H G 3 ) + b3 ( H G 4 ) + b^ ( E B I T / G K ) + h, (iNV / G K ) + e HG2

= Dummy-Variable: = 1 wenn KatHorOeo = 2, sonst = 0

HG3

= Dummy-Variable: = 1 wenn KatHorOeo = 3, sonst = 0

HG4

= Dummy-Variable: = 1 wenn KatHorCeo = 4, sonst = 0

EBIT/GK

= EBIT-Ratio

INV/GK

= Nettoinvestitionsquote

bj

= Regressionskoeffizient i

e

= Stochastische Storung

Die Resultate der multiplen Regressionsanalyse in Abbildung 40 stiitzen im Prinzip die von DENIS/DENISA'OST ftir US-amerikanische Untemehmen gefundenen.^'^ Die Koeffizienten sind mit Ausnahme der dritten Kategorie in jedem der Jahre negativ. Der Koeffizient der deutschen horizontal diversifizierten Untemehmen der zweiten Kategorie ist nur im Durchschnitt iiber alle Jahre schwach signifikant von null verschieden. Besonders hervorzuheben sind die Resultate fiir die Untemehmen der vierten Kategorie. Die zugleich in beiden Dimensionen diversifizierten Untemehmen weisen in den Jahren 2000 bis 2002 einen signifikanten Bewertungsabschlag auf. Die Koeffizienten der Dummy-Variablen der vierten horizontalgeographischen Kategorie entwickeln in zeitlicher Hinsicht ahnlich wie in der horizontalen Dimension. Der Bewertungsabschlag verringert sich von Jahr zu Jahr. Der Koeffizient ist im Jahr 2003 zwar immer noch negativ, aber nicht mehr signifikant von null verschieden. Die Resultate der Regressionsanalyse deuten darauf hin, daC die horizontale und die geographische Dimension hinsichtlich der Erfolgwirkung interagieren. Dies konnte dadurch zu erklaren sein, dafi iibermafiig diversifizierte Untemehmen die Komplexitat der Untemehmensfiihmng nicht mehr beherrschen k6nnen.

' S. Denis/DenisA'ost (2002); Anhang 17 fur die Uberpriifung der Annahmen der Regressionsanalyse.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

159

Regression je Geschaflsjahr Variable

2000

2001

2002

2003

2000-2003

Koeffizient

-0,168

0.117

*0,140

-0.012

-0,031

Signifikanz

0.110

0,127

0.075

0,875

0,680

Koeffizient

-0.123

-0,046

-0.070

-0,037

*-0,194

Signifikanz

0,488

0.767

0,644

0.808

0,088

Koeffizient

0.051

-0,053

-0,128

-0,053

0.008

Signifikanz

0.682

0,602

0,206

0,587

0.924

Koeffizient

**-0,348

**-0,320

**-0,276

-0,101

-0,161

Signifikanz

0.022

0.011

0,030

0,397

0.143

Koeffizient

***2,056

*** 1,036

***0,675

***1,215

***0,732

Signifikanz

0.000

0,000

0,000

0,000

0,001

Koeffizient

***0,902

*0.436

0,101

0.430

**1.011

Signifikanz

0,004

0.062

0.784

0.349

0.019

266

289

292

254

299

0,109

0,084

0.041

0,039

0,052

Konstante

KatHorGeo = 2

KatHorGeo ~ 3

KatHorG eo

^

EBIT/GK

INV/GK

Beobachtungen Adjustiertes R^ *

schwach signifikant (a=0,1)

**

signifikant {a-=0.05)

*** hochst signifikant (a=0,01)

Abbildung 40:

Regressionsanalysen der horizontal-geographischen Kategorien

Quelle:

Eigene Darstellung

5.2.3.2 Interaktion von geographischer und vertikaler Dimension Nun soil untersucht werden, wie sich die Interaktion der geographischen und der vertikalen Diversifikation auf den Untemehmenserfolg auswirkt. Die Beobachtung der gegenwartigen okonomischen Gegebenheiten lafit auf einen allgemeinen Trend zum Outsourcing schlieBen.^^^ Die vertikale Desintegration geht dabei oftmals mit der Wahl eines auslandischen Lieferanten einher.^^' Diese spezielle Form des Outsourcings konnte die Folge einer zunehmenden Integration der Wirtschaftsraume auf europaischer und globaler Ebene sein. Der vormals vermachtete Heimatmarkt wird durch eine international Wettbewerbssituation ersetzt. Die

Vgl. Grossman/Helpman (2005), S. 135. Vgl.Feenstra(1998), S.31.

160

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

Gruppe potentieller Lieferanten vergroBert sich.^^^ Ein weiterer Grund fur die Auslagerung von einzelnen Untemehmensflinktionen konnten die im Ausland niedrigeren Personalkosten sein. Trotz der insgesamt niedrigeren Personalkosten werden jedoch i. d. R. Kemfunktionen des Untemehmens im Heimatland verbleiben, weil sie dort z. B. eine ftir die Ausiibung dieser Funktionen hoher qualifizierte Belegschaft vorfinden.^^^ AIZENMAN/MARION entwickeln ein theoretisches Modell, nach dem die zugleich vertikale und geographische Diversifikation erfolgreicher ist als die geographische Diversifikation, die nicht mit vertikaler Integration einhergeht. Der Grund dafur ist ein erhohtes Risiko der vertikalen Integration im intemationalen Kontext. Die Autoren stiitzen das theoretische Argument durch eine empirische Studie.^^'* Das Outsourcing von Untemehmensfunktion in das Ausland konnte eine indirekte Auswirkung auf die Erfolgswirkung von Strategien der geographischen Diversifikation haben. Durch die Erfahrungen im Umgang mit auslandischen Lieferanten konnte ein Untemehmen Knowhow gewinnen, das ihm hilft, die Komplexitat der geographischen Diversifikation zu bewaltigen. So beobachten beispielsweise SIMMONDS/LAMONT in ihrer Studie eine positive Erfolgswirkung der geographischen Diversifikation von Untemehmen, die zugleich vertikal diversifiziert sind.^^^ Die Interaktion der geographischen und der vertikalen Dimension wird wie im vorhergehenden Unterabschnitt anhand einer kategorialen Variablen erfafit. Wiederum werden in den beiden Dimensionen fokussierte und diversifizierte Untemehmen unterschieden. In der geographischen Dimension werden wie zuvor jene Untemehmen als fokussiert betrachtet, deren Auspragung von Katgeo gleich eins ist. In der vertikalen Dimension wird VIBW als einziges Kriterium herangezogen, weil die Variable VISEG nicht als vollkommen unabhangig von der horizontalen Diversifikation angesehen werden kann."^ Untemehmen, deren Auspragung von VIBW geringer als 0,35 ist, gelten in diesem Sinne als vertikal fokussiert. Der Schwellenwert von 0,35 entspricht ungefahr dem Mittelwert und dem Median in alien Jahren der Stichprobe. Die Kombination dieser Auspragungen ergibt die vier geographisch-vertikalen Kategorien in Gleichung (68). Die Variable KatceoBw nimmt den Wert eins fiir in beiden Dimensionen fokussierte und den Wert vier fur in beiden Dimensionen diversifizierte Untemehmen an. KatGeoBw ist gleich zwei ftir zugleich geographisch diversifizierte und vertikal fokussierte und gleich drei fiir Untemehmen, die zugleich geographisch fokussiert und vertikal diversifiziert sind.

"^ Vgl. McLaren (2000), S. 1239. ^^^ Vgl. Abraham/Taylor (2001), S. 396 f. ^^"^ Vgl. Aizenman/Marion (2004), S. 125 ff. ^^^ Vgl. Simmonds/Lamont (1996), S. 262. ^^^ S.Abschnitt 5.1.2.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

161

1, wenn Katg,„ = 1 und Vlgw ^ 0,35 2, wenn Katg^^ > 1 und Vlgw ^ 0,35 3, wenn Kat geo = 1 und VIBW g^• > 0,35 4, wenn Kat_ > 1 und VI«^ BW - > 0,35 K-atoeoBw = 1

= Geographisch und vertikal fokussiert

KatoeoBw ="2

= Geographisch diversifiziert und vertikal fokussiert

KatoeoBw = 3

= Geographisch fokussiert und vertikal diversifiziert

KatoeoBw ^^

= Geographisch diversifiziert und vertikal diversifiziert

In Abbildung 41 sind die absoluten und relativen Haufigkeiten ftir die vier geographischvertikalen Kategorien dargestellt. Die ersten drei Kategorien sind im Jahr 2000 in etwa gleich stark besetzt, wahrend die Kategorie der in beiden Dimensionen diversifizierten Untemehmen mit einem Anteil von 17 % nur leicht abfallt. Die relative Haufigkeiten der Untemehmen der zweiten und der vierten Kategorie nehmen mit fortschreitender Zeit aufgrund der verstarkten geographischen Diversifikation zu. Dieser Zuwachs wird vor allem durch die verringerte Zahl der zugleich geographisch fokussierten und vertikal diversifizierten Untemehmen ausgeglichen, wahrend der Anteil der ersten Kategorie nur geringfugig sinkt.

Haufigkeiten je Geschaftsjahr 2000

2001

2002

2000-2003

2003

absolut

relativ

absolut

relativ

absolut

relativ

absolut

relativ

absolut

relativ

KatceoBW = 1

68

0,28

71

0,26

74

0,27

62

0,26

80

0,28

KatceoBW - 2

68

0,28

77

0,29

79

0,29

75

0,31

76

0.27

KatceoBW = 3

67

0,27

76

0,28

68

0,25

54

0,22

74

0.26

KatceoBW - 4

42

0,17

45

0,17

55

0,20

50

0,21

52

0,18

Variable

Abbildung 41:

Haufigkeiten der geographisch-vertikalen Kategorien

Quelle:

Eigene Darstellung

Die Mittelwerte und Mediane der EEVs je Kategorie sind ftir jeden der untersuchten Zeitpunkte der Abbildung 42 zu entnehmen. Nur im Jahr 2000 weicht der Median mindestens einer der Kategorien signifikant ab. Die iibrigen Unterschiede sind insignifikant.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

162

Excess Equity Value je Geschaflsjahr

Variable

2000

2001

2002

2003

2000-2003

Mrttelw. Median

Mttelw. Median

Mrttelw. Median

Mittelw. Median

MKtelw. Median

KatceoBW = 1

-0,05

-0,11

-0,03

-0.01

0.03

0.00

-0,08

-0,12

-0.04

-0.13

KatceoBW - 2

-0.12

-0,21

0.01

-0.06

0.01

0.02

-0,04

0,00

0,00

-0,05

KatoeoBW = 3

-0.10

-0,11

0.09

-0,03

0.10

0,04

0.03

-0,03

-0,03

-0,05

KatceoBW = 4

0.17

0.09

0.04

-0,08

-0.12

-0,02

0,03

-0,01

0,03

-0,01

0,337

0,050

0,792

0.402

0,414

0,740

0,766

0,970

0,926

0,938

Signifikanz

Abbildung 42:

EEVs der geographisch-vertikalen Kategorien

Quelle:

Eigene Darstellung

Die Regressionsgleichung (69) wird analog zu dem Regressionsansatz der horizontalgeographischen Kategorien geschatzt. Die Dummy-Variablen GV2, GV3 und GV4 geben an, welcher geographisch-vertikalen Kategorie das betreffende Untemehmen angehort. Die Koeffizienten der Dummy-Variablen messen die Niveauunterschiede zu den in beiden Dimensionen fokussierten Untemehmen. (69)

EEV = bo+b,(GV2)+b2(GV3) + b3(GV4)+b4(EBIT/GK)+b5(lNV/GK) + e GV2

= Dummy-Variable: == 1 wenn Katoeoew = 2, sonst = 0

GV3

= Dummy-Variable: = 1 wenn Katoeoew = 3, sonst = 0

GV4

= Dummy-Variable: = 1 wenn Katoeoew = 4, sonst = 0

EBIT/GK

= EBIT-Ratio

INV/GK

= Nettoinvestitionsquote

bj

= Regressionskoeffizient i

e

= Stochastische Stoning

Abbildung 43 sind die Ergebnisse der Regressionsanalyse zu entnehmen.^^^ Nur einer der Regressionskoeffizienten weicht signifikant von null ab. Im Jahr 2001 weisen die zugleich geographisch fokussierten und vertikal diversifizierten Untemehmen einen schwach signifikanten Bewertungsaufschlag gegeniiber den zugleich in beiden Dimensionen fokussierten Untemehmen auf. Die Koeffizienten in den iibrigen Jahren sind zwar durchweg positiv, aber nicht signifikant von null verschieden. Als Fazit der Analyse der geographisch-vertikalen Kategorien kann gesagt werden, dafi zwischen beiden Dimensionen keine wesentlichen interaktiven EfS. Anhang 18 ftir die Uberpriifung der Modellpramissen der Regressionsanalyse.

Eine empirische Untersuchung deutscher Aktiengesellschaften

163

fekte hinsichtlich der Erfolgswirkung bestehen. Die Analyse hat kaum signifikante Unterschiede der Kategorien erkennen lassen. Eventuell konnte vermutet werden, daB die Unternehmen der dritten und vierten Kategorie geringfiigig erfolgreicher sind. Dies ist jedoch eher auf die in der isolierten Studie der vertikalen Dimension bereits angedeutete Erfolgswirkung der vertikal verbundenen Diversifikation zuruckzufuhren."*

Regression je Geschaftsjahr Variable

2000

2001

2002

2003

2000-2003

Koeffizient

***-0,325

-0,054

0,001

*-0,154

**-0,166

Signifikanz

0.005

0,544

0,993

0,081

0,042

Koeffizient

-0,061

-0,015

-0,067

0,001

0,003

Signifil