Ökonomische Wirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung: Eine empirische Analyse

Hanno Benhof Ökonomische Wirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

GABLER RESEARCH Forschungsreihe Rechnungslegung und Steuern Herausgegeben von Professor Dr. Norbert Herzig, Universität zu Köln Professor Dr. Christoph Watrin, Universität Münster

Hanno Benhof

Ökonomische Wirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung Eine empirische Untersuchung Mit einem Geleitwort von Prof. Dr. Christoph Watrin

RESEARCH

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Dissertation Universität Münster, 2009 D6

1. Auflage 2010 Alle Rechte vorbehalten © Gabler Verlag | Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH 2010 Lektorat: Ute Wrasmann | Anita Wilke Gabler Verlag ist eine Marke von Springer Fachmedien. Springer Fachmedien ist Teil der Fachverlagsgruppe Springer Science+Business Media. www.gabler.de Das Werk einschließlich aller seiner Teile ist urheberrechtlich geschützt. Jede Verwertung außerhalb der engen Grenzen des Urheberrechtsgesetzes ist ohne Zustimmung des Verlags unzulässig und strafbar. Das gilt insbesondere für Vervielfältigungen, Übersetzungen, 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 wären und daher von jedermann benutzt werden dürften. Umschlaggestaltung: KünkelLopka Medienentwicklung, Heidelberg Gedruckt auf säurefreiem und chlorfrei gebleichtem Papier Printed in Germany ISBN 978-3-8349-2039-3

Geleitwort Mit der Einführung der Abgeltungsteuer werden Capital Gains nun auch in Deutschland umfassend besteuert. Die betriebswirtschaftliche Steuerforschung in den USA befasst sich seit langem mit den Wirkungen einer Besteuerung von Veräußerungsgewinnen. In zahlreichen empirischen Studien wurden Lock-in- und Kapitalisierungseffekte nachgewiesen. Dr. Hanno Benhof legt nun erstmals für Deutschland entsprechende empirische Untersuchungen vor. Neben einer Simulationsrechnung enthält die vorliegende Arbeit eine Analyse zu körperschaftsteuerlichen Veräußerungsgewinnen nach der Steuerreform 2001 auf der Grundlage von Jahresabschlussdaten sowie eine Untersuchung zu Capital Gains Taxes im Zusammenhang mit IPOs. Beide Untersuchungen bestätigen die Bedeutung von Lock-inEffekten in Deutschland. Die Ergebnisse der Arbeit wurden auf Tagungen in Mannheim, Berlin, Tampere (Finnland) und Nürnberg vorgestellt und gut aufgenommen. Die Arbeit kann uneingeschränkt Wissenschaftlern, Unternehmenspraktikern, Beratern und Politikern empfohlen werden.

Christoph Watrin

Vorwort In der Ökonomie wird grundsätzlich zwischen zwei Effekten differenziert, die durch eine Veräußerungsgewinnbesteuerung verursacht werden können: dem Lock-in- und dem Kapitalisierungseffekt. Während bei ersterem davon ausgegangen wird, dass die Besteuerung stiller Reserven auf Realisationsbasis zu einem Einschluss der zu veräußernden Kapitalanlage führt, geht letzterer von einer Kapitalisierung der künftigen Veräußerungsgewinnbesteuerung zum Zeitpunkt der Kaufentscheidung aus. Der Lock-in-Effekt ist damit ein angebotsseitiger Effekt, welcher aufseiten des Veräußerers auftritt, und der Kapitalisierungseffekt ein nachfrageseitiger Effekt, bei dem der Käufer die künftige Veräußerungsgewinnbesteuerung mit dem Kauf antizipiert und im Kaufpreis kapitalisiert. Verschiedene empirische Studien konnten die Existenz beider Effekte bereits feststellen. Für den deutschen Kapitalmarkt stellen Edwards et al. (2004) in einer empirischen Studie allerdings fest, dass ein maßgeblicher Lock-in-Effekt nicht feststellbar ist. Desgleichen geht Schneider (1976) anhand theoretischer Überlegungen davon aus, dass in der Praxis ein Lock-in-Effekt regelmäßig nicht auftreten wird. Die vorliegende Arbeit untermauert demgegenüber aufgrund zweier empirischer Studien die Relevanz einer Veräußerungsgewinnbesteuerung für den deutschen Kapitalmarkt. Ein Lockin-Effekt ist demnach auch auf dem deutschen Kapitalmarkt feststellbar, woraus sich verschiedene wohlfahrtstheoretische und betriebswirtschaftliche Überlegungen ableiten lassen. Die Arbeit erweitert bisherige, für den deutschen Kapitalmarkt nur in geringem Maße vorhandene empirische Erkenntnisse und legt eine wesentliche Ausgangsbasis für weitere Forschungsansätze über die Wirkungsweise und empirische Evidenz einer Veräußerungsgewinnbesteuerung am deutschen Kapitalmarkt. Das Entstehen dieser Arbeit wurde mir durch die Unterstützung zahlreicher Personen während meiner Zeit als wissenschaftlicher Mitarbeiter am Institut für Unternehmensrechnung und -besteuerung an der Wirtschaftswissenschaftlichen Fakultät der Universität Münster ermöglicht. Zuvorderst möchte ich mich bei meinem akademischen Lehrer und Doktorvater Prof. Dr. Christoph Watrin für sein hohes fachliches und persönliches Engagement bedanken. Seine wertvollen Anregungen trugen sowohl zur Konkretisierung der Themenstellung als auch zur Entstehung der Arbeit entscheidend bei. Für die Übernahme des Zweitgutachtens danke ich herzlich Herrn Prof. Dr. Peter Kajüter. Meinen Kollegen und Freunden des Instituts möchte ich für die vielfältige Unterstützung während meiner Zeit als wissenschaftlicher Mitarbeiter danken. Sie haben nicht nur mit fachlichen Diskussionen und der Entlastung von der Institutsarbeit während der Zeit der Entstehung der Arbeit zu ihrem Gelingen maßgeblich beigetragen, sondern auch in den freundschaftlichen Momenten für die nötige Abwechslung fernab der Betriebswirtschaftlichen

VIII

Vorwort

Steuerlehre gesorgt. Besonderer Dank gilt Herrn Dr. Felix Hoehne, Herrn Dipl.-Kfm. Christoph Kappenberg, Herrn Dipl.-Kfm. Joachim Lammert, Frau Dipl.-Kffr. Friederike Lindscheidt, Frau Dr. Christiane Pott, Herrn Dipl.-Kfm. Frank Richter, Frau Dipl.-Kffr. Sonja Rieger und Herrn Dipl.-Kfm. Tobias Tebben. Vor allem möchte ich an dieser Stelle meiner Frau Sandra für ihren Einsatz, ihre Geduld und ihre Motivation während meiner Promotion danken. Sie hat mich unablässig unterstützt und zusammen mit meiner Tochter Lina mir die notwendige Kraft zum erfolgreichen Gelingen der Arbeit gegeben. Besonderer Dank gebührt schließlich meinen Eltern, die mich auf meinem bisherigen Lebensweg fortwährend unterstützt und gefördert haben. Ihnen sei diese Arbeit gewidmet.

Hanno Benhof

Inhaltsverzeichnis Geleitwort ............................................................................................................................................. V Vorwort ............................................................................................................................................... VII Abkürzungsverzeichnis................................................................................................................... XIII Abbildungsverzeichnis...................................................................................................................... XV Tabellenverzeichnis ....................................................................................................................... XVII I.

Einleitung .................................................................................................................................. 1

A.

Problemstellung und Zielsetzung ............................................................................................................... 1

B.

Gang der Untersuchung ............................................................................................................................. 4

II.

Besteuerung von Gewinnen aus der Veräußerung von Kapitalgesellschaftsanteilen im deutschen Steuerrecht .................................................. 7

A.

Körperschaft als Veräußerer ...................................................................................................................... 7

B.

Natürliche Person als Veräußerer ............................................................................................................10 1. Betriebsvermögen ..............................................................................................................................10 2. Privatvermögen ..................................................................................................................................12

C.

Zwischenfazit ...........................................................................................................................................14

III.

Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre: Einfluss einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten ................................... 17

A.

Vorbemerkungen .....................................................................................................................................17

B.

Modelltheoretische Grundlagen ..............................................................................................................19

C.

Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnsteuer im Tax CAPM ...............................................................22 1. Einperiodenfall ...................................................................................................................................22 2. Mehrperiodenfall ...............................................................................................................................26

D.

Berücksichtigung eines Kapitalisierungs- und Lock-in-Effektes im Gleichgewichtsmodell .....................29 1. Vorbemerkungen ...............................................................................................................................29 2. Einperiodenfall ...................................................................................................................................32 3. Mehrperiodenfall ...............................................................................................................................34 4. Gleichgewichtspreis und Wertpapierrenditen im CAPM-Modell .......................................................36

E.

Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten .............40 1. Operationalisierung der Verteilungsparameter ................................................................................. 40 a) Investmenthorizont des Marktportfolios .....................................................................................40 b) Risikoloser Zinssatz .......................................................................................................................48

X

Inhaltsverzeichnis c) Marktrisikoprämie ........................................................................................................................51 d) Dividendenrendite ........................................................................................................................57 e) Steuersätze ...................................................................................................................................60 2. Einfluss der Haltedauer und des Steuersatzes auf den Eigenkapitalkostensatz ...............................65 3. Betafaktor und Dividendenrendite als Komplexitätstreiber ..............................................................69

F.

Zwischenfazit ...........................................................................................................................................75

IV.

Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung.................................................................................... 77

A.

Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnsteuer im Aktienkurs ..............................................................77 1. Vorbemerkungen ...............................................................................................................................77 2. Kapitalisierungseffekt in Abhängigkeit der Dividendenpolitik ...........................................................78 3. Weitere Forschungsansätze ...............................................................................................................82

B.

Lock-in-Effekte aufgrund der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen ................................................83 1. Vorbemerkungen ...............................................................................................................................83 2. Lock-in-Effekt am Beispiel von Steuersatzänderungen ......................................................................84 3. Analyse detaillierter Transaktionsdaten.............................................................................................88 4. Marktfriktionen aufgrund intertemporaler Besteuerungsunterschiede ............................................90 5. Weitere Forschungsansätze ...............................................................................................................95

C.

Zusammenspiel von Kapitalisierungs- und Lock-in-Effekt ....................................................................... 98 1. Vorbemerkungen ...............................................................................................................................98 2. Empirische Forschungsergebnisse....................................................................................................100

D.

Zwischenfazit .........................................................................................................................................101

V.

Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland ...................................................... 105

A.

Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 ................................105 1. Kritik an bisherigen empirischen Befunden ..................................................................................... 105 2. Forschungsfrage ...............................................................................................................................108 3. Untersuchungsdesign .......................................................................................................................113 a) Veräußerung von Kapitalgesellschaftsanteilen im handelsrechtlichen Jahresabschluss...........113 (1)

Handelsrechtliche Jahresabschlüsse als geeignete Datenbasis.........................................113

(2)

Abgrenzung von Beteiligungen des Anlage- und Umlaufvermögens ................................117

(3)

Kapitalbeteiligungsveräußerungen in der GuV ..................................................................120

b) Untersuchungsmodell.................................................................................................................129 (1)

Probit-Modell .....................................................................................................................129

(2)

Tobit-Modell .......................................................................................................................134

c) Kontrollgrößen ............................................................................................................................136 (1)

Unternehmensspezifische Variablen..................................................................................136

(2)

Makroökonomische Variablen ...........................................................................................137

4. Untersuchungsgesamtheit ...............................................................................................................145 a) Generierung der Datenbasis .......................................................................................................145 b) Beschreibung der Datenbasis .....................................................................................................155

Inhaltsverzeichnis

XI

5. Multivariate Analyseergebnisse .......................................................................................................164 a) Probit-Modell..............................................................................................................................164 (1)

Schätzung des Modells .......................................................................................................164

(2)

Robustheit des geschätzten Modells .................................................................................167

(3)

Interpretation der Schätzergebnisse ..................................................................................170

b) Tobit-Modell ...............................................................................................................................172 (1)

Schätzung des Modells .......................................................................................................172

(2)

Robustheit des geschätzten Modells .................................................................................176

(3)

Interpretation der Schätzergebnisse ..................................................................................188

6. Zwischenfazit ....................................................................................................................................190 B.

Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften .................196 1. Vorbemerkungen .............................................................................................................................196 2. Untersuchungshypothesen ..............................................................................................................198 3. Untersuchungsdesign .......................................................................................................................201 a) Anschaffungszeitpunkt und Ende der Spekulationsfrist .............................................................201 b) Untersuchungsmodell.................................................................................................................202 (1)

Abnormales Handelsvolumen ............................................................................................202

(2)

Abnormale Renditen ..........................................................................................................208

4. Untersuchungsgesamtheit ...............................................................................................................210 a) Generierung der Datenbasis .......................................................................................................210 b) Beschreibung der Datenbasis .....................................................................................................213 5. Multivariate Analyseergebnisse .......................................................................................................218 a) Abnormales Handelsvolumen..................................................................................................... 218 (1)

Schätzung des Modells ....................................................................................................... 218

(2)

Robustheit und Interpretation der Schätzergebnisse ........................................................223

b) Abnormale Renditen ...................................................................................................................230 (1)

Schätzung des Modells .......................................................................................................230

(2)

Robustheit und Interpretation der Schätzergebnisse ........................................................232

6. Zwischenfazit ....................................................................................................................................233

VI.

Zusammenfassung der Ergebnisse .................................................................................. 239

Literaturverzeichnnis ...................................................................................................................... 243 Verzeichnis der Gesetze und Gesetzesentwürfe ....................................................................... 283 Rechtsprechungsverzeichnis ......................................................................................................... 283 Verwaltungsanweisungen ............................................................................................................. 283

Abkürzungsverzeichnis Abs.

Absatz

AG

Aktiengesellschaft

Anm.

Anmerkung

BilMoG

Bilanzrechtsmodernisierungsgesetz

bzw.

beziehungsweise

BverfG

Bundesverfassungsgericht

CAPM

Capital Asset Pricing Model

CLAD

Censored Least Absolute Deviation

CQREG

Censored Quantile Regression

d. h.

das heißt

EStG

Einkommensteuergesetz

et al.

et alii

f.

folgende

ff.

fortfolgende

Fn.

Fußnote

GAAP

Generally Accepted Accounting Principles

GewStG

Gewerbesteuergesetz

gGmbH

gemeinnützige Gesellschaft mit beschränkter Haftung

GmbH

Gesellschaft mit beschränkter Haftung

GuV

Gewinn- und Verlustrechnung

HGB

Handelsgesetzbuch

IAS

International Accounting Standards

i. d. F.

in der Fassung

IDW

Institut der Wirtschaftsprüfer

IPO

Initial Public Offering

i. S. d.

im Sinne des

KG

Kommanditgesellschaft

KStG

Körperschaftsteuergesetz

M&A

Mergers and Acquisitions

m. w. N.

mit weiteren Nachweisen

Mio.

Millionen

OHG

Offene Handelsgesellschaft

OLS

Ordinary Least Squares

RechKredV

Rechnungslegung der Kreditinstitute und Finanzdienstleistungsinstitute

RechVersV

Rechnungslegung von Versicherungsunternehmen

XIV

Abkürzungsverzeichnis

Rdnr.

Randnummer

S.

Satz / Seite

SCLS

Symmetriacal Censored Least Squares

StSenkG

Steuersenkungsgesetz

Tsd.

Tausend

vgl.

vergleiche

vs.

versus

z. B.

zum Beispiel

Abbildungsverzeichnis Abbildung 1: Kapitalmarktlinie.......................................................................................... 20 Abbildung 2: Haltedauer deutscher Aktien in Jahren auf Basis der Umschlaghäufigkeit (Datenbasis: Global Financial Data) .............................44 Abbildung 3: Zinsstrukturkurve börsennotierter Bundeswertpapiere für eine Restlaufzeit von zehn Jahren (nach Svensson, Quelle Parametervektor: Bundesbank) .................................................................. 50 Abbildung 4: Dividendenrendite des CDAX (in %), Quelle: Datastream ........................... 58 Abbildung 5: Aktionärsstruktur in Deutschland Ende 2006 (Quelle: DAI-Factbook) ........ 62 Abbildung 6: Gleichgewichtsrendite im Modell Kleins in Abhängigkeit von der durchschnittlichen Haltedauer des Marktportfolios und des betrachteten Wertpapiers ........................................................................... 66 Abbildung 7: Veränderung der Gleichgewichtsrendite im Modell Kleins in Abhängigkeit des nominellen Steuersatzes auf Veräußerungsgewinne und der durchschnittlichen Haltedauer des Wertpapiers bei konstanter durchschnittlicher Haltedauer des Marktportfolios von zehn Jahren .................................................................................................. 68 Abbildung 8: Gleichgewichtsrendite im Tax CAPM in Abhängigkeit des Betafaktors und der Dividendenrendite des Wertpapiers.............................................. 70 Abbildung 9: Gleichgewichtsrendite im Modell Kleins in Abhängigkeit des Betafaktors und der Haltedauer des Wertpapiers ...................................... 72 Abbildung 10: Gleichgewichtsrendite im Tax CAPM in Abhängigkeit der Dividendenrendite und der Haltedauer des Wertpapiers........................... 73 Abbildung 11: Gleichgewichtsrendite im Modell Kleins in Abhängigkeit der Dividendenrendite und der Haltedauer des Wertpapiers........................... 74 Abbildung 12: Kapitalisierungseffekt im Kapitalmarktgleichgewicht ................................. 78 Abbildung 13: Lock-in-Effekt im Kapitalmarktgleichgewicht .............................................. 84 Abbildung 14: Zusammenspiel von Kapitalisierungs- und Lock-in-Effekt ........................... 99 Abbildung 15: Systematisierung und Ausweis von Buchgewinnen aus dem Abgang von Kapitalbeteiligungen des Finanzanlagevermögens in der GuV .......... 127 Abbildung 16: Häufigkeiten der mit der Bilanzsumme ins Verhältnis gesetzten sonstigen betrieblichen Erträge und außerordentlichen Erträge im Untersuchungspanel (sowohl die Skalen der X- als auch der Y-Achsen sind radiziert mit dem Exponenten 0,25) .................................................. 162

XVI

Abbildungsverzeichnis

Abbildung 17: Häufigkeiten der mit der Bilanzsumme ins Verhältnis gesetzten sonstigen betrieblichen Erträge und außerordentlichen Erträge im Kontrollpanel (sowohl die Skalen der X- als auch der Y-Achsen sind radiziert mit dem Exponenten 0,25).......................................................... 162 Abbildung 18: CDAX Kursindex ......................................................................................... 193 Abbildung 19: Zeitraumbetrachtung des Untersuchungsdesigns .................................... 207 Abbildung 20: Wertentwicklung der IPOs in der Untersuchungsgesamtheit ................... 214 Abbildung 21: Koeffizientenwerte der Variablen dt0 bis t4* CG bei unterschiedlichen Quantilen für  als abhängige Variable .............. 225 Abbildung 22: Koeffizientenwerte der Variablen dt0 bis t4* CG bei unterschiedlichen Quantilen für   als abhängige Variable .... 226 Abbildung 23: Koeffizientenwerte der Variablen dt5 bis t9 bei unterschiedlichen Quantilen für  als abhängige Variable ............................................ 229

Tabellenverzeichnis Tabelle 1: Tabelle 2:

Durchschnittliche Haltedauer deutscher Aktien in Jahren............................. 44 Verteilung der Veräußerungen von Körperschaftsanteilen in den USA in % für Haltedauern bis zu vier Jahren (Quelle: Ivkovic et al.) .......................... 46

Tabelle 3:

Ex post Marktrisikoprämien (in %) in Deutschland auf Basis nominaler

Tabelle 4:

Untersuchungsfrage 1 und 2 ........................................................................ 111

Tabelle 5:

Untersuchungsfrage 3 und 4 ........................................................................ 112

Tabelle 6:

Korrelation der einzelnen Kontrollvariablen ................................................ 144

Bond- und Aktienrenditen (vor Steuern) ........................................................ 56

Tabelle 7:

Besonderheiten in der Rechnungslegung bei Unternehmen bestimmter Wirtschaftszweige ........................................................................................ 148

Tabelle 8:

Beschreibung der firmenspezifischen unabhängigen Variablen im

Tabelle 9:

Beschreibung der firmenspezifischen unabhängigen Variablen im

Tabelle 10:

Differenzen der arithmetischen Mittelwerte der unabhängigen

Tabelle 11:

Beschreibung der abhängigen Variablen...................................................... 160

Tabelle 12:

Differenzen der arithmetischen Mittelwerte der abhängigen Variablen

Tabelle 13:

Durchschnittliche berichtete außerordentliche Erträge und sonstige

Untersuchungspanel .................................................................................... 156 Kontrollpanel ................................................................................................ 158 Variablen des Untersuchungs- und Kontrollpanels ...................................... 159

des Untersuchungs- und Kontrollpanels ...................................................... 163 betriebliche Erträge im Untersuchungs- und Kontrollpanel. ....................... 164 Tabelle 14:

Schätzergebnisse für das Probit-Modell ....................................................... 166

Tabelle 15:

Ausreißeranalyse Probit-Modell ................................................................... 169

Tabelle 16:

Hosmer-Lemeshow-Test geschätzt mit Dezilen ........................................... 170

Tabelle 17:

Ergebnisse des Tobit-Modells außerordentliche Erträge ............................. 174

Tabelle 18:

Ergebnisse des Tobit-Modells sonstige betriebliche Erträge ....................... 175

Tabelle 19:

Conditional Moment Tests zur Prüfung der Nullhypothese der Normalverteilung und Homoskedastizität im Tobit-Modell ........................ 177

Tabelle 20:

Schätzergebnisse für das CQREG-, SCLS, OLS 1- und OLS 2-Modell für

Tabelle 21:

Schätzergebnisse für das CQREG-, SCLS, OLS 1- und OLS 2-Modell für

die außerordentlichen Erträge im Untersuchungs- und Kontrollpanel........ 182 die sonstigen betrieblichen Erträge als abhängige Variable ........................ 183 Tabelle 22:

Ausreißeranalyse für die außerordentlichen Erträge im Untersuchungspanel ..................................................................................... 186

XVIII

Tabellenverzeichnis

Tabelle 23:

Ausreißeranalyse für die sonstigen betrieblichen Erträge im

Tabelle 24:

Untersuchungshypothese 1 und 2................................................................ 201

Tabelle 25:

Abnormale Handelsvolumina ....................................................................... 215

Untersuchungspanel ..................................................................................... 187

Tabelle 26:

Abnormale Renditen..................................................................................... 217

Tabelle 27:

OLS abnormale Handelsvolumina ................................................................ 221

Tabelle 28:

Quantilregression abnormale Handelsvolumina .......................................... 222

Tabelle 29:

OLS abnormale Renditen .............................................................................. 231

Tabelle 30:

Quantilregression abnormale Renditen ....................................................... 232

I.

Einleitung

A.

Problemstellung und Zielsetzung

Der Einfluss einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf das Entscheidungskalkül von Anlegern am Kapitalmarkt ist ein viel und kontrovers diskutiertes Forschungsfeld in der Betriebswirtschaftlichen Steuerlehre.1 Im Fokus der Diskussion steht, ob und in welchem Umfang eine Veräußerungsgewinnbesteuerung auf den Asset Price, das Handelsvolumen und die M&A Aktivität einwirkt. Generell wird zwischen dem Wirkungseffekt des steuerlichen Lock-in und der Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnbesteuerung unterschieden. Ersterer geht von der Annahme aus, dass bei einer Besteuerung von Wertsteigerungen auf Realisationsbasis Investoren in ihrem Investment „eingeschlossen“ sind. Durch den Aufschub der Veräußerung können Investoren einer Realisierung und damit Besteuerung der angelaufenen stillen Reserven entgehen. Letzterer unterstellt hingegen eine Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnbesteuerung zum Zeitpunkt der Anlageentscheidung. Investoren antizipieren danach die künftige Veräußerungsgewinnbesteuerung in ihrem Entscheidungskalkül mit dem Kauf des Investments. Aufgrund der umfassenden Besteuerung von Vermögenszuwächsen in den USA durch die Capital Gains Tax seit Beginn des 20. Jahrhunderts, erlangte die Problematik der Veräußerungsgewinnbesteuerung in der US-amerikanischen Literatur frühzeitig an Bedeutung.2 Angesichts einer möglichen Beeinträchtigung der effizienten Ressourcenallokation war es insbesondere der Lock-in-Effekt, der anfangs im Zentrum der Auseinandersetzung stand.3 Verschiedene Modelle wurden entwickelt, die die Relevanz des Lock-in-Effektes herausstellen.4 Demgegenüber äußerte Schneider im deutschen Schrifttum Bedenken bezüglich der Existenz und des Ausmaßes eines Lock-in-Effektes. In seiner Analyse über die Wechselbeziehung von Veräußerungsgewinnbesteuerung und Verkaufsbereitschaft kommt er zu dem Schluss, dass „in der Praxis … meist nicht mit einem „Lock-in-Effekt“ zu rechnen sei“.5 Weiter an Bedeutung gewann die Diskussion mit der Arbeit von Miller/Scholes, die die Wertirrelevanz der Anteilseignerbesteuerung postulieren („Tax irrelevance view“).6 Die Arbeit von Miller/Scholes steht im Gegensatz zu der von Brennan aufgestellten These, dass die Anteilseignerbesteuerung einen Einfluss auf den Unternehmenswert hat („Tax relevance 1 2 3 4

5 6

Vgl. Shackelford, D. A., Shevlin, T., Tax Research (2001), S. 343, 350. Vgl. beispielsweise May, G. O., Capital Gains (1922), S. 11-18. Vgl. Holt, C. C., Shelton, J. P., The Lock-in Effect (1962), S. 338; Holt, C. C., Shelton, J. P. (1961), S. 559-580. Vgl. Holt, C. C., Shelton, J. P., The Lock-in Effect (1962), S. 337-352; Holt, C. C., Shelton, J. P. (1961), S. 559580; Sprinkel, B. W., West, B. K., Investment Decisions (1962), S. 122-134. Schneider, D., Der fragwürdige "Lock-in-Effekt" (1976), S. 210. Vgl. Miller, M. H., Scholes, M. S., Dividends and Taxes (1978), S. 333-364.

H. Benhof, Ökonomische Wirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung, DOI 10.1007/978-3-8349-8751-8_1, © Gabler Verlag | Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH 2010

2

I. Einleitung

view“). Ist der effektive Steuersatz auf Dividenden höher als der auf Veräußerungsgewinne, wird der Wert des Unternehmens in Brennans Modell von der Ausschüttungspolitik mitbestimmt.7 Der Asset Price wird sich an der Nach- und nicht Vorsteuerrendite der Investoren orientieren. Kommt es zu einer Änderung der Dividenden- und/oder Veräußerungsgewinnbesteuerung, so hat dies auch Konsequenzen für den Asset Price. Ferner wird der Asset Price vom Steuerstatus der Investoren abhängen. Werden Investoren unterschiedlich besteuert, ist der Asset Price von der Anteilseignerstruktur abhängig. Darüber hinaus werden wertbeeinflussende Informationen je nach Anteilseignerstruktur unterschiedliche Effekte auf den Asset Price ausüben.8 Wird die Anteilseignerbesteuerung grundsätzlich als wertbeeinflussender Faktor angesehen, ist dennoch unklar, inwieweit diese in einem Markt mit unterschiedlich besteuerten Akteuren und einem nach der Anlageform differenzierenden Steuerrecht zum Tragen kommt.9 Nicht zuletzt weisen Scholes/Wolfson darauf hin, dass Steuern nur eine Komponente unter einer Vielzahl anderer Kosten sind.10 Der tatsächliche Einfluss der Anteilseignerbesteuerung auf den Asset Price kann folglich durch weitere Faktoren bestimmt sein, von denen im Bewertungskalkül abstrahiert wird. So können nichtsteuerliche institutionelle Rahmenbedingungen den Effekt überlagern oder verstärken. Die faktische Wertrelevanz der Anteilseignerbesteuerung ist somit nicht nur eine theoretische, sondern immer auch eine empirische Fragestellung. Die Relevanz der Anteilseignerbesteuerung wird in neuerer Zeit durch diverse empirische Studien bekräftigt. Ein überwiegender Teil der empirischen Erhebungen, welche sich zum Großteil auf den US-amerikanischen Kapitalmarkt beziehen, können sowohl die Existenz eines Lock-in als auch eines Kapitalisierungseffektes feststellen. Gleichwohl wird die Robustheit und Verallgemeinerbarkeit der Studienergebnisse kontrovers diskutiert. In Kontrast zu den US-Studien steht zudem eine empirische Untersuchung zur Relevanz der Anteilseignerbesteuerung in Deutschland. Edwards et al. können keine signifikanten branchenübergreifenden Aktienmarktreaktionen infolge einer geänderten Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Körperschaftsebene durch die Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 dokumentieren. Allein bei den sechs größten Banken und Versicherern können sie signifikante Kursreaktionen aufgrund der Systemumstellung feststellen. Sie schließen daraus, dass die

7 8 9

10

Vgl. Brennan, M. J., Tax CAPM (1970), S. 417-427. Vgl. Shackelford, D. A., Shevlin, T., Tax Research (2001), S. 351. Vgl. Hundsdoerfer, J., Kiesewetter, D., Sureth, C., Betriebswirtschaftliche Steuerlehre (2008), S. 95; Jonas, M., Löffler, A., Wiese, J., CAPM (2004), S. 898-906; Kuhner, C., Maltry, H., Unternehmensbewertung (2006), S. 171. Vgl. Scholes, M. S. u.a., Taxes (2009), S. 2, 411.

A. Problemstellung und Zielsetzung

3

Veräußerungsgewinnbesteuerung für den deutschen Kapitalmarkt nur von untergeordneter Bedeutung ist. 11 Neben den volkswirtschaftlichen Implikationen über die Bedeutung der Veräußerungsgewinnbesteuerung für eine effiziente Kapital- und Ressourcenallokation ist die Thematik insbesondere auch von betriebswirtschaftlicher Seite her von hoher praktischer Relevanz. Im Rahmen der Unternehmensbewertung wird nach der neueren Bewertungslehre in Deutschland das Bewertungsobjekt nicht mehr losgelöst vom Bewertungssubjekt angesehen. In Übereinstimmung mit dem überwiegenden Teil der empirischen Studien für den USamerikanischen Kapitalmarkt wird der Anteilseignerbesteuerung grundsätzlich ein wertbeeinflussender Effekt zugesprochen.12 Entsprechend sind die Eigenkapitalkosten im Rahmen der Unternehmensbewertung regelmäßig über das erstmals von Brennan entwickelte TaxCAPM zu berechnen. Das Modell berechnet Gleichgewichtsrenditen, welche sich unter Berücksichtigung von Steuern am Kapitalmarkt modelltheoretisch bilden. Indes kann durch das Tax-CAPM nur eine Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnbesteuerung im Entscheidungskalkül der Anleger modelliert werden. Ein Lock-in-Effekt bleibt im Modell unberücksichtigt. Ist dieser allerdings am Kapitalmarkt existent, so liefert das Tax-CAPM verzerrte Gleichgewichtsrenditen. Klein entwickelt vor diesem Hintergrund ein Gleichgewichtsmodell, welches explizit einen Lock-in-Effekt im Rahmen des Entscheidungskalküls berücksichtigt.13 Ziel der vorliegenden Arbeit ist es, die Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung im Hinblick auf den deutschen Kapitalmarkt zu untersuchen. Neben einer kurzen Darstellung der neueren Entwicklungen im deutschen Steuerrecht wird insbesondere der Einfluss der Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die im Bewertungskalkül anzusetzenden Eigenkapitalkosten modelltheoretisch analysiert. Anhand empirischer Studien wird darüber hinaus die Existenz von Steuerwirkungseffekten der Veräußerungsgewinnbesteuerung ergründet. Dies umfasst zum einen die Erörterung bisheriger empirischer Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung. Mit den daran anschließenden zwei empirischen Untersuchungen wird darüber hinaus die Relevanz eines Lock-in-Effektes auf Unternehmensund privater Anteilseignerebene am deutschen Kapitalmarkt überprüft. Die erste Studie untersucht den Zusammenhang zwischen Beteiligungsverkäufen und dem Wegfall der Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Körperschaftsebene nach § 8b Abs. 2 KStG im Rahmen der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002. Entgegen der Studie Ed11 12

13

Vgl. Edwards, C. H. u.a., Equity Market Response (2004), S. 73-97. Vgl. Moxter, A., Unternehmensbewertung (1983), S. 177 f.; Siegel, T., in: FS Moxter, S. 1486; Ballwieser, W., in: FS Schneider, 36. Kritisch gegenüber einem Einbezug persönlicher Steuern in der Unternehmensbewertung hingegen beispielsweise Barthel, C. W., Systematischer Fehler (2007), S. 83-86. Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 355-378

4

I. Einleitung

wards et al. kann ein Lock-in-Effekt aufgrund der Systemumstellung dokumentiert werden. Die Untersuchung erweitert damit das Verständnis über die Wirkungsweise einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf dem deutschen Kapitalmarkt maßgeblich und relativiert die von Edwards et al. gezogene Schlussfolgerung, dass die Besteuerung von Beteiligungsveräußerungen im Anrechnungsverfahren kein bestimmendes Umstrukturierungshindernis darstellte. Anhand eines geänderten Studiendesigns kann gezeigt werden, dass die Steuerfreistellung nach § 8b Abs. 2 KStG zu einem signifikanten Anstieg an Beteiligungsverkäufen führte. Die daran anschließende zweite empirische Untersuchung erweitert zudem die empirischen Erkenntnisse über die Wirkungsweise einer Veräußerungsgewinnbesteuerung im privaten Vermögensbereich. Bisherige Befunde für den deutschen Kapitalmarkt werden mit der Studie substanziell erweitert, in dem Wirkungseffekte aufgrund der Spekulationsfristen nach § 23 Abs. 1 Nr. 2 EStG im Halbeinkünfteverfahren für die Ära nach dem Neuen Markt am Beispiel von IPOs näher untersucht werden. Das gegenüber einer vorherigen Untersuchung über die Wirkungsweise der Spekulationsfristen während der Ära des Neun Marktes maßgeblich erweiterte Untersuchungsdesign erlaubt es ferner, fundiertere und detailliertere Schlussfolgerungen zu ziehen. Die Befunde unterstreichen die grundlegende Relevanz der Spekulaionsfrist im Entscheidungskalkül privater Investoren. In der vorliegenden Arbeit werden nur Wirkungseffekte aufgrund der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen betrachtet. Steuerwirkungseffekte in Bezug auf Veräußerungsverluste stehen nicht im Fokus der Untersuchung. Ferner konzentriert sich die Analyse auf den Einfluss der Veräußerungsgewinnbesteuerung, die beim Verkauf von Kapitalgesellschaftsanteilen ausgelöst wird. Die beim Verkauf von Mitunternehmeranteilen anfallende Veräußerungsgewinnbesteuerung wird nicht erörtert. Gleiches gilt für Investments in andere Vermögensanlagen wie Immobilien oder Termingeschäfte. Nichtsdestotrotz können die Erkenntnisse aus der hiesigen Untersuchung für die Beurteilung von Steuerwirkungseffekten bei anderen Anlageformen genutzt werden. B.

Gang der Untersuchung

Die Arbeit ist in sechs Abschnitte gegliedert. Im Anschluss an die Einleitung werden die Regelungen zur Besteuerung von Veräußerungen von Kapitalgesellschaftsanteilen im deutschen Steuerrecht überblicksartig dargestellt. Eine kurze Skizzierung der Änderungen im Besteuerungsrecht seit dem Anrechnungsverfahren erlaubt es, neuere Entwicklungen und Tendenzen in der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen aufzuzeigen. Zugleich werden mit den Ausführungen die Grundlagen für die empirischen Untersuchungen gelegt, welche an den verschiedenen in der Vergangenheit einschlägigen Steuerrechtsregimen ansetzen.

B. Gang der Untersuchung

5

Mit der modelltheoretischen Analyse des Einflusses der Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die im Bewertungskalkül anzusetzenden Eigenkapitalkosten wird die Relevanz der Thematik für die betriebswirtschaftliche Bewertungslehre aufgegriffen. Hierzu wird zunächst das in der deutschen Bewertungspraxis üblicherweise angewandte Tax-CAPM kurz vorgestellt und dessen Eignung zur Modellierung einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Realisationsbasis erörtert. An die Ausführungen zum Tax-CAPM schließt sich eine Darstellung des von Klein entwickelten Modellansatzes an. Anders als das Tax-CAPM modelliert Klein neben der Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnbesteuerung auch einen steuerlichen Lock-in. Beide Gleichgewichtsmodelle werden anschließend einer Simulation unterworfen, die die unterschiedlich modellierten Wirkungseffekte demonstriert. Der Rückgriff auf für den deutschen Kapitalmarkt empirisch erhobene Modellparameter erlaubt eine Darstellung der Wirkungseffekte unter realitätsnahen Bedingungen. Zur Überprüfung der Existenz der modelltheoretisch dargestellten Wirkungseffekte werden bisherige empirische Untersuchungen zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung dargestellt und erörtert. Dazu werden Studien sowohl zum Kapitalisierungs- als auch Lock-in-Effekt vorgestellt. Daran anschließend werden zwei empirische Studien über die empirische Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung am deutschen Kapitalmarkt durchgeführt. Dies umfasst zum einen eine Studie zum Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002. Zum anderen wird durch die empirische Analyse des Lock-in-Effektes am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgewinnen im Halbeinkünfteverfahren die Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung auf der Ebene privater Anteilseigner untersucht. Die Arbeit schließt mit einer Zusammenfassung der Ergebnisse.

II.

Besteuerung von Gewinnen aus der Veräußerung von Kapitalgesellschaftsanteilen im deutschen Steuerrecht

A.

Körperschaft als Veräußerer

Die steuerliche Behandlung von Veräußerungen von Beteiligungen an Kapitalgesellschaften richtet sich grundsätzlich danach, wer die Anteile veräußert. Es wird differenziert, ob die Beteiligung von einer anderen Körperschaft oder von einer natürlichen Person gehalten wird. Wird die Beteiligung von einer natürlichen Person gehalten, ist wiederum danach zu differenzieren, ob diese die Anteile im Betriebs- oder Privatvermögen hält. Die Besteuerung von Kapitalbeteiligungsveräußerungen, bei denen eine Körperschaft als Veräußerer fungiert, richtet sich nach den steuerrechtlichen Regelungen des KStG. Bis einschließlich 2000 galt bei der Besteuerung von Körperschaften in Deutschland allgemein das Anrechnungsverfahren. Dieses unterlag der Vorstellung, Einkünfte einer Körperschaft grundsätzlich nach den persönlichen Verhältnissen der Anteilseigner zu versteuern. Die auf Ebene der Körperschaft erhobene Körperschaftsteuer stellte nur eine Vorauszahlung auf die individuelle Einkommensteuer der Anteilseigner dar. Sie stellte im Falle der Thesaurierung eine Einmalbelastung sicher und trug zur Rechtsformneutralität mit den Personengesellschaften bei.14 Die Doppelbelastung von Körperschaften mit Körperschaftsteuer und Anteilseignern mit Einkommensteuer wurde in dem ab 1977 geltenden System letztlich über eine Entlastung auf zwei Ebene beseitigt. Schüttete die Körperschaft Dividenden aus, ermäßigte sich erstens der Körperschaftsteuersatz von 40% auf 30%.15 Zweitens konnte die verbleibende Körperschaftsteuerbelastung auf die Einkommensteuer des Anteilseigners angerechnet werden. Waren Anteilseigner keine natürliche Personen, sondern selbst Körperschaften, konnten diese sich die verbleibende Körperschaftsteuerlast auf die eigene Körperschaftsteuer anrechnen. Bei Beteiligungsketten mit zwischengeschalteten Körperschaften wurde somit eine Doppelbelastung vermieden.16 Dies galt allerdings nicht für Gewinne aus der Veräußerung von Kapitalbeteiligungen. Veräußerten Körperschaften Beteiligungen an anderen Körperschaften, so war der Veräußerungsgewinn als laufende Einnahme zu verbuchen und unterlag der vollständigen Körperschaftsteuerpflicht. Einzig bei einer Beteiligung an einer ausländischen Körperschaft wurde der Veräußerungsgewinn analog zu den von einer ausländischen Körperschaft empfangenen

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Vgl. Tipke, K., Steuerrechtfertigungstheorie (2003), S. 1175 f. Dieser Steuersatz galt ab dem Veranlagungsjahr 1999. Von 1994 bis 1998 lag der reguläre Steuersatz bei 45% auf den im Falle einer Ausschüttung eine Ermäßigung von 15% gewährt wurde. Vgl. Cattelaens, H. u.a., Körperschaftsteuer (2002), S. 335.

H. Benhof, Ökonomische Wirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung, DOI 10.1007/978-3-8349-8751-8_2, © Gabler Verlag | Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH 2010

8

II. Besteuerung von Gewinnen aus der Veräußerung von Kapitalgesellschaftsanteilen

Dividenden steuerfrei gestellt.17 Für den Inlandssachverhalt unterlagen damit Veräußerungsgewinne der Belastung der Körperschaftsteuer zuzüglich der Gewerbesteuerung und des Solidaritätszuschlages. Bei einem unterstellten Körperschaftsteuersatz von 40% und einem Hebesatz von 400% ergibt sich eine Grenzsteuerbelastung in Höhe von 51,83%18 auf den Veräußerungsgewinn, welcher definiert ist als Differenz aus Veräußerungspreis abzüglich der Veräußerungskosten sowie dem Beteiligungsbuchwert. Eine Minderung der Grenzbelastung konnte im Einzelfall durch steuerorientierte Unternehmenskaufmodelle herbeigeführt werden.19 Der Wechsel des Körperschaftsteuersystems vom Anrechnungs- zum Halbeinkünfteverfahren im Zuge des Steuersenkungsgesetzes (StSenkG)20 ging mit einer grundlegenden Änderung bei der Besteuerung von Beteiligungstransaktionen auf Körperschaftsebene einher. Das auch als klassisches Körperschaftsteuersystem mit Teilentlastung bezeichnete Halbeinkünfteverfahren21 geht von einer Definitivbelastung der Körperschaft mit der Körperschaftsteuer aus. Die Besteuerung auf Ebene der Körperschaft erfolgt somit losgelöst vom Anteilseigner. Werden Gewinne ausgeschüttet kommt es zu keiner Reduktion des Körperschaftsteuersatzes. Ferner ist die Körperschaftsteuer nicht mehr auf die Einkommensteuer des Anteilseigners anrechenbar. Die Vermeidung einer Doppelbelastung von Körperschaftsteuer auf Körperschaftsebene einerseits und Einkommensteuer auf Anteilseignerebene andererseits erfolgt im Halbeinkünfteverfahren durch eine pauschale Ermäßigung. Nur die Hälfte der empfangenen Dividenden unterliegt der Einkommensbesteuerung. Zur Vermeidung von Kaskadeneffekten in einer Beteiligungskette sind ferner Ausschüttungen zwischen Körperschaften komplett steuerfrei gestellt.22

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22

Diese Regelung diente primär der Steigerung der Attraktivität des Wirtschaftsstandortes Deutschland. Vgl. Christes, S., in: Ernst & Young, KStG, § 8b i. d. F. vor dem StSenkG Rz. 1; Watermeyer, H. J., in: H/H/R, § 8b KStG Anm. 2. ‫ ݏ‬ൌ ‫ݏ‬௞௦௧ ൫ͳ െ ‫ݏ‬௚௘௪௦௧ ൯ሺͳ ൅ ‫ݏ‬௦௢௟௭ ሻ ൅ ‫ݏ‬௚௘௪௦௧ ൌ ͲǡͶሺͳ െ Ͳǡͳ͸͹ሻሺͳ ൅ ͲǡͲͷͷሻ ൅ Ͳǡͳ͸͹ ൌ Ͳǡͷͳͺ. Siehe hierzu auch Ottersbach, J. H., Teilsteuerrechnung StentlG (2000), S. 782. Junker unterzieht insebsondere die beiden bekanntesten steuerorientierten Unternehmenskaufmodelle, dem Kombinations- und dem Umwandlungsmodell, einem Belastungsvergleich für das Jahr 2000. Er unterscheidet hierbei nach der Vorteilhaftigkeit des Kaufmodells aus Sicht des Verkäufers und Erwerbers. Im Ergebnis hängt der Umfang der Minderung der Gesamtsteuerlast von den spezifischen Umständen der Transaktion ab (vgl. Junker, A., Unternehmenskaufmodelle (2001), S. 255 ff.). Zu Unternehmenskaufmodellen im Allgemeinen vgl. insbesondere Endres, D., in: Unternehmenskauf im Steuerrecht, 197-232. Mit dem StSenkG wurde die wesentliche Grundlage den Unternehmenskaufmodellen letztlich entzogen (vgl. statt vieler Pluskat, S., Akquisitionsmodelle (2001), S. 2215-2222). Maiterth et al. verweisen hingegen auf die Vorteilhaftigkeit von Unternehmenskaufmodellen nach der Körperschaftsteuerreform in bestimmten Einzelfällen (vgl. Maiterth, R., Müller, H., Semmler, B., Unternehmenskaufmodelle (2003), S. 1313-1315). Steuersenkungsgesetz. Vgl. Cattelaens, H. u.a., Körperschaftsteuer (2002), S. 837; Tipke, K., Steuerrechtfertigungstheorie (2003), S. 1164. Vgl. Cattelaens, H. u.a., Körperschaftsteuer (2002), S. 837; Watermeyer, H. J., in: H/H/R, § 8b Anm. 12.

A. Körperschaft als Veräußerer

9

Die Steuerfreistellung von Dividenden auf Körperschaftsebene führte schließlich im Rahmen des Reformprozesses zur Diskussion, wie Veräußerungsgewinne zu behandeln seien. Zwar wurde auf der einen Seite eingewandt, dass Veräußerungsgewinne im betrieblichen Bereich einheitlich besteuert werden müssten. Eine Unterscheidung für Zwecke der Körperschaftsteuer zwischen Körperschaften und Personengesellschaften sei entsprechend nicht zulässig. Auf der anderen Seite wurde aber argumentiert, dass es bereits aus systematischen Gründen geboten sei, Veräußerungsgewinne analog zu den Dividenden steuerfrei zu stellen.23 Die Veräußerung stelle wirtschaftlich eine Totalausschüttung dar. Entsprechend würde eine Besteuerung des Veräußerungsgewinns auf Körperschaftsebene zu einer Doppelbelastung führen, da die offenen Rücklagen bereits mit der Körperschaftsteuer belastet wurden. Überdies sind die in der Beteiligung verhafteten stillen Reserven zwar noch nicht versteuert, bleiben aber nach wie vor steuerverhaftet und sind spätestens mit der Liquidation aufzudecken.24 Dergleichen wurde im Übrigen bereits bei Auslandssachverhalten verfahren. Entsprechend einigte man sich analog zu den Dividenden, Gewinne aus der Veräußerung von Kapitalbeteiligungen auf Körperschaftsebene vollständig nach § 8b Abs. 2 KStG (2001) steuerfrei zu stellen.25 Gegenüber dem Anrechnungsverfahren wurde damit die Belastung von 51,83% auf null reduziert. Die Maßnahme der der vollständigen Steuerfreistellung von Veräußerungsgewinnen auf Körperschaftsebene ist schließlich auch vor dem Hintergrund wirtschaftspolitischer Überlegungen zu sehen. Durch die Freistellung wurde sich ein Aufbrechen der sogenannten Deutschland AG mit ihren weitreichenden Beteiligungsverflechtungen erhofft.26 Ferner wurde mit dem neuen System die Gewährleistung der Kapitalverkehrs- und Niederlassungsfreiheit innerhalb der EU angestrebt.27 Das neue Körperschaftsteuerrecht wurde bei Körperschaften erstmalig für den Veranlagungszeitraum 2001 angewandt. Nur bei einem vom Kalenderjahr abweichendem Wirtschaftsjahr 2000/2001 verschob sich die erstmalige Anwendung in den Veranlagungszeitraum 2002. Für Anteilseigner trat die neue Körperschaftsteuersystematik um ein Jahr versetzt ab 2002 bzw. 2003 in Kraft. Die Körperschaft, an der die Beteiligung bestand, musste 23 24

25

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Vgl. Cattelaens, H. u.a., Körperschaftsteuer (2002), S. 834 f. Vgl. Müller-Gatermann, G., in: Herzig, Unternehmenssteuerreform, S. 42. So auch Watermeyer, H. J., in: H/H/R, § 8b Anm. 12. In der ursprünglichen Gesetzesfassung des StSenkG sah § 8b Abs. 2 KStG (2001) noch eine Behaltefrist von einem Jahr als Voraussetzung für die Inanspruchnahme der Begünstigung vor. Diese wurde jedoch bereits vor Inkrafttreten des Gesetzes durch das Steuersenkungsergänzungsgesetz (Steuersenkungsergänzungsgesetz) gestrichen. Siehe für einen Überblick über die Rechtsentwicklung beispielsweise Kröner, I., in: Ernst & Young, KStG, § 8b KStG Rz. 38. Für ausländische Beteiligungen ist ein 5%iges Betriebsausgabenabzugsverbot nach § 8b Abs. 5 KStG (2001) vorgesehen. Vgl. Watermeyer, H. J., in: H/H/R, § 8b Anm. 13. Vgl. BT-Drs. 14/3366, S. 109. Die Möglichkeit einer europtauglichen Ausgestaltung des Anrechnungsverfahrens – gleichwohl unter Hinweis auf die damit verbundenen Schwierigkeiten – aufzeigend hingegen Treisch, C., Europataugliche Ausgestaltung (2004), S. 365-392.

10

II. Besteuerung von Gewinnen aus der Veräußerung von Kapitalgesellschaftsanteilen

also bereits ein Mal nach dem neuen Körperschaftsteuerrecht veranlagt worden sein, bis die Neuregelungen hinsichtlich der Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Ebene der Anteilseigner griff.28 Mit dem Veranlagungsjahr 2004 wurde die zuvor vollständige Steuerfreiheit der Veräußerungsgewinne auf eine 95%ige Steuerfreistellung begrenzt. § 8b Abs. 3 KStG (aktuelle Fassung) sieht nunmehr ein pauschales Betriebsausgabenabzugsverbot von 5% vor.29 Mit der Änderung des § 8b Abs. 3 KStG (aktuelle Fassung) wurde auch die strittige Rechtsfrage, wie mit laufenden Aufwendungen im Zusammenhang mit der Beteiligung im Jahr der Veräußerung zu verfahren sei30, dahin gehend klargestellt, dass diese vom Veräußerungsgewinn abgezogen werden können. Einzig substanzbezogene Wertminderungen bleiben nach wie vor vom Ansatz ausgeschlossen.31 B.

Natürliche Person als Veräußerer

1.

Betriebsvermögen

Gewinne aus der Veräußerung von Kapitalbeteiligungen, die im Betriebsvermögen einer natürlichen Person gehalten werden, unterliegen generell der Steuerpflicht. Die genauen steuerrechtlichen Regelungen bestimmen sich nach dem Umfang der Beteiligung. Beträgt der Umfang der veräußerten Beteiligung das gesamte Nennkapital, so tritt die Fiktion eines Verkaufs eines Teilbetriebs nach § 16 Abs. 1 S. 1 Nr. 1 S. 2 EStG ein. Andernfalls wird von einem laufenden Gewinn gemäß § 15 Abs. 2 EStG ausgegangen. Im Anrechnungsverfahren waren die Gewinne aus der Veräußerung von Kapitalbeteiligungen voll steuerpflichtig. Dies schlug sich auch auf die Gewerbesteuer durch, sodass sich bei einem Einkommenspitzensteuersatz unter Berücksichtigung der Tarifbegrenzung nach § 32c EStG (2000) von 43%32 zuzüglich Solidaritätszuschlag und einem Hebesatz von 400% bei der Gewerbesteuer eine Steuerbelastung von 54,5% ergab.33 Wurde eine die das gesamte Nennkapital umfassende Beteiligung gemäß § 16 Abs. 1 S. 1 Nr. 1 S. 2 EStG (2000) veräußert, ergaben sich unter bestimmten Voraussetzungen Vergünstigungen aufgrund eines gewähr28

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Siehe auch im Hinblick auf bestimmte Sonderfälle, bei denen bereits im Jahr 2001 das neue Körperschaftsteuerrecht auf Anteilseignerebene Anwendung fand Dötsch, E., in: Herzig, Unternehmenssteuerreform, 52 ff.. Für Ausgewählte Gestaltungsüberlegungen in Bezug auf den Zeitpunkt der erstmaligen Anwendung siehe Rödder, T., Wochinger, P., Veräußerungen (2001), S. 1261 f. Bisher galt ein derartiger Betriebsausgabenabzug nur bei Auslandssachverhalte. Siehe zur Diskussion m. w. N. Watermeyer, H. J., in: H/H/R, § 8b KStG Anm. 78, 84. Vgl. Kröner, I., in: Ernst & Young, KStG, § 8b KStG Rz. 134; Watermeyer, H. J., in: H/H/R, § 8b KStG Anm. 82 ff.. Der Spitzensteuersatz auf gewerbliche Einkünfte wurde in 2000 von 45% auf 43% gesenkt. ‫ ݏ‬ൌ ‫ݏ‬௘௦௧ ൫ͳ െ ‫ݏ‬௚௘௪௦௧ ൯ሺͳ ൅ ‫ݏ‬௦௢௟௭ ሻ ൅ ‫ݏ‬௚௘௪௦௧ ൌ ͲǡͶ͵ሺͳ െ Ͳǡͳ͸͹ሻሺͳ ൅ ͲǡͲͷͷሻ ൅ Ͳǡͳ͸͹ ൌ ͲǡͷͶͷ. Siehe hierzu auch Ottersbach, J. H., Teilsteuerrechnung StentlG (2000), S. 785.

B. Natürliche Person als Veräußerer

11

ten Freibetrages und eines reduzierten Einkommensteuersatzes für außerordentliche Einkünfte.34 Im Zuge der Umstellung des Anrechnungs- auf das Halbeinkünfteverfahren kam es auch zu einer grundlegenden Änderung bei der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen mit natürlichen Personen als Anteilseigner. Der Gewinn war nunmehr nach dem StSenkG gemäß § 3 Nr. 40 S. 2 EStG (2001) nur zur Hälfte steuerpflichtig.35 Die Grenzsteuerbelastung reduzierte sich – auch aufgrund eines weiter reduzierten Einkommensteuerspitzensatzes von 51% auf 48,5% und der Steuerermäßigung bei Einkünften aus Gewerbebetrieb gemäß § 35 EStG (2001) – von 54,5% auf 25,7%.36 Die erstmalige Anwendung des Halbeinkünfteverfahrens auf Veräußerungsgewinne erfolgte regelmäßig mit dem Veranlagungsjahr 2002. Nur unter bestimmten Voraussetzungen kam es zu einer abweichenden zeitlichen Anwendung.37 In den folgenden Jahren kam es zu einer weiteren Minderung der Spitzenbelastung. Der Einkommensteuerspitzensatz reduzierte sich in den Jahren 2004 auf 45% und 2005 auf 42%. In 2008 erhöhte sich der Spitzensteuersatz bei gewerblichen Einkünften wieder auf 45%. Wurden gemäß § 16 Abs. 1 S. 1 Nr. 1 S. 2 EStG (2001) das gesamte Nennkapital umfassende Beteiligungen veräußert, kam es unter bestimmten Voraussetzungen zu zusätzlichen Entlastungen in Form eines Freibetrages.38 Ein ermäßigter Steuersatz gemäß § 34 EStG (2001) wurde aber anders als im Anrechnungsverfahren nicht mehr gewährt, da die Einkünfte bereits aufgrund der hälftigen Steuerfreiheit bereits als vergünstigt versteuert angesehen wurden.39 Zur Wahrung der Rechtsformneutralität wurde im Zuge der Körperschaftsteuersystemumstellungen Personengesellschaften unter engen Voraussetzungen eine steuerneutrale Reinvestition der Erlöse aus Kapitalbeteiligungsveräußerungen ermöglicht. Nach § 6b Abs. 10 EStG können stille

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§ 16 Abs. 4 EStG (2000) gewährte einen Freibetrag von 60.000 Deutsche Mark, falls der Steuerpflichtige das 55. Lebensjahr vollendet hatte oder er im sozialversicherungsrechtlichen Sinne dauernd berufsunfähig war. Der Freibetrag wurde dem Steuerpflichtigen nur einmal gewährt. Er ermäßigte sich um den Betrag, um den der Veräußerungsgewinn 300.000 Deutsche Mark überstieg. In § 34 EStG (2000) wurde die Möglichkeit der Fünftel-Methode gewährt. Eine steuerliche Doppelbelastung wurde anders als bei Körperschaften als Anteilseigner über eine hälftige Reduzierung der Bemessunggrundlage vermieden. Siehe zur Systematik vergleichend auch das vorherige Kapitel II.A sowie Cattelaens, H. u.a., Körperschaftsteuer (2002), S. 837; Nacke, A., in: H/H/R, § 3 Nr. 40 EStG Anm. 9 f.; v. Beckerath, H., in: Kirchhof/Söhn/Mellinghoff, § 3 Nr. 40 EStG Rdnr. B40 3 ff.; van Lishaut, I., in: Herzig, Unternehmenssteuerreform, S. 195 f. ‫ ݏ‬ൌ Ͳǡͷ ቂቀ‫ݏ‬௘௦௧ ൫ͳ െ ‫ݏ‬௚௘௪௦௧ ൯ െ ͲǡͲͻ൫ͳ െ ‫ݏ‬௚௘௪௦௧ ൯ቁ ሺͳ ൅ ‫ݏ‬௦௢௟௭ ሻ ൅ ‫ݏ‬௚௘௪௦௧ ቃ ൌ Ͳǡͷൣ൫ͲǡͶͺͷሺͳ െ Ͳǡͳ͸͹ሻ െ

ͲǡͲͻͳെͲǡͳ͸͹ͳ൅ͲǡͲͷͷ൅Ͳǡͳ͸͹ൌͲǡʹͷ͹. Siehe zur Teilsteuerrechnung im Halbeinkünfteverfahren auch Ottersbach, J. H., Teilsteuerrechnung StSenkG (2001), S. 1161. Siehe hierzu im Detail das vorhergehende Kapitel. Der Freibetrag wurde gegenüber dem Anrechnungsverfahren auf 100.000 Deutsche Mark erhöht. Er ermäßigte sich ab einer Summe von 300.000 Deutsche Mark (§ 16 Abs. 4 EStG (2001)).Mit dem Veranlagungszeitraum 2004 wurde der Freibetrag auf 45.000 EUR gesenkt, welcher sich ab 136.000 EUR ermäßigt (§ 16 Abs. 4 EStG (akutelle Fassung)). Vgl. Horn, H., in: H/H/R, § 34 EStG Anm. 47.

12

II. Besteuerung von Gewinnen aus der Veräußerung von Kapitalgesellschaftsanteilen

Reserven bis 500.000 EUR aus der Veräußerung von Kapitalgesellschaftsanteilen steuerneutral auf bestimmte Ersatzwirtschaftsgüter übertragen werden.40 Mit dem ab 2009 geltenden Teileinkünfteverfahren, welches mit der Unternehmensteuerreform 2008 eingeführt wurde, reduziert sich die Freistellung von Gewinnen aus Kapitalbeteiligungsveräußerungen von 50% auf 40%.41 Die Grenzsteuerbelastung liegt damit leicht erhöht bei 28,4%42 gegenüber 24,2% im Halbeinkünfteverfahren bei einem unterstellten Einkommensteuerspitzensatz von 45%. Eine Reduktion der Steuerbelastung ergibt sich ab 2008 dann, wenn von einer Gewinnthesaurierung und Inanspruchnahme der Thesaurierungsbegünstigung nach § 34a EStG (aktuelle Fassung) ausgegangen wird. Diese sieht einen pauschalen Steuersatz von 28,25% vor, sodass sich eine Grenzsteuerbelastung von 14,9% inklusive Solidaritätszuschlag ergibt. Für Veräußerungen nach § 16 Abs. 1 S. 1 Nr. 1 S. 2 EStG (aktuelle Fassung) gelten im Übrigen dieselben Bedingungen wie im Halbeinkünfteverfahren. 2.

Privatvermögen

Die Besteuerung von Kapitalbeteiligungsveräußerungen aus dem Privatvermögen war im Anrechnungsverfahren im Wesentlichen durch die in § 23 Abs. 1 Nr. 2 EStG (2000) definierten Spekulationsfristen bestimmt. Gewinne aus Veräußerungen innerhalb einer Spekulationsfrist von zuletzt einem Jahr unterlagen der vollen Steuerpflicht und waren mit dem Einkommensteuersatz zuzüglich Solidaritätszuschlags zu versteuern. Bei einer Veräußerung außerhalb der Spekulationsfrist waren die Gewinne hingegen steuerfrei gestellt, soweit nicht eine Beteiligung im Sinne des § 17 Abs. 1 EStG (2000) vorlag. § 17 Abs. 1 EStG (2000) bestimmte, dass auch Veräußerungen außerhalb der Spekulationsfrist voll zu versteuern waren, soweit die Beteiligung in den letzten fünf Jahren 10% des Nennkapitals umfasste.43 Auf nach § 17 EStG (2000) zu versteuernde Gewinne wurde ein aliquoter Freibetrag gemäß § 17 Abs. 3 EStG (2000) in Höhe von 20.000 DM gewährt. Mit der Einführung des Halbeinkünfteverfahrens wurden Spekulationsgewinne gemäß § 3 Nr. 40 EStG (2001) hälftig steuerfrei gestellt. Gleichzeitig wurde zur Vermeidung sogenannter missbräuchlicher Gestaltungen die Grenze für nach § 17 Abs. 1 EStG (2001) steuerpflichtige

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Vgl. Marchal, H., in: H/H/R, § 6b EStG Anm. 157; Heger, K., in: Kirchhof/Söhn/Mellinghoff, § 6b EStG Rdnr. K 1. Die Absenkung erfolgte vor dem Hintergrund der Reduzierung des Körperschaftsteuersatzes (vgl. Nacke, A., in: H/H/R, § 3 Nr. 40 EStG Anm. 13; v. Beckerath, H., in: Kirchhof/Söhn/Mellinghoff, § 3 Nr. 40 EStG Rdnr. B40 23 f.). ‫ ݏ‬ൌ Ͳǡ͸ൣሺ‫ݏ‬௘௦௧ െ Ͳǡͳ͵͵ሻሺͳ ൅ ‫ݏ‬௦௢௟௭ ሻ ൅ ‫ݏ‬௚௘௪௦௧ ൧ ൌ Ͳǡ͸ሾሺͲǡͶͷ െ Ͳǡͳ͵͵ሻሺͳ ൅ ͲǡͲͷͷሻ ൅ ͲǡͳͶሿ ൌ ͲǡʹͺͶ. Die Höhe von 10% wurde bereits durch das XX von ursprünglich 25% in XX abgesenkt.

B. Natürliche Person als Veräußerer

13

Transaktionen von 20% auf 1% reduziert.44 Soweit nicht nach § 23 Abs. 1 Nr. 2 EStG (2001) steuerbefreit lag die Grenzsteuerbelastung auf Veräußerungsgewinne bei im Privatvermögen gehaltenen Beteiligungen im Halbeinkünfteverfahren anfangs bei 25,6% und reduzierte sich aufgrund der Absenkung des Einkommensteuerspitzensatzes in den folgenden Jahren auf bis zu 22,2%. Die Einführung der Abgeltungsteuer mit dem Veranlagungsjahr 2009 führt zu einer grundlegenden Änderung der Besteuerungsprinzipien von im Privatvermögen erzielten Vermögensmehrungen. Vermögensmehrungen aus Kapitalbeteiligungsveräußerungen sind nunmehr voll steuerpflichtig unabhängig von etwaigen Haltedauern. Der Gesetzgeber hat damit eine Abkehr vom Einkünftedualismus vollzogen, welcher die Grundlage für die unterschiedliche Besteuerung von Vermögensmehrungen im privaten und betrieblichen Bereich darstellte.45 Der Einkünftedualismus entsprach letztlich dem theoretischen Gegensatz zwischen der Reinvermögenszugangs- und der Quellentheorie.46 Im Unterschied zu den realisierten Wertsteigerungen der unternehmerischen Vermögenssphäre, die nach der Reinvermögenszugangstheorie einkommensteuerbar sind, fallen nach quellentheoretischer Sicht private Vermögensgegenstände, auch wenn diese zur Einkünfteerzielung eingesetzt werden, nicht in den einkommensteuerbaren Bereich.47 § 17 EStG bildet hier eine konstitutive Ausnahme, welche zum Zeitpunkt der Veräußerung Betriebsvermögen fingiert.48 Die generelle Besteuerung von Vermögensmehrungen aus Kapitalbeteiligungsveräußerungen mit der Abgeltungsteuer bedeutet eine grundlegende Abkehr von der Quellentheorie, die in Deutschland seit dem preußischen EStG von 1891 Tradition hat.49 Die Besteuerung privater Veräußerungsgewinne unabhängig von Veräußerungsfristen wurde immer wieder von Steuerjuristen aus

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45

46 47 48

49

Zur erstmaligen Anwendung der neuen Vorschriften auf Anteilseignerebene siehe vorhergehndes Kapitel II.B.1. Die Anwendung im Privatvermögen erfolgte analog. Die Absenkung der Beteiligungsgrenze nach § 17 Abs. 1 EStG 2001 tart zum selben Zeitpunkt inkraft. Siehe hierzu auch van Lishaut, I., in: Herzig, Unternehmenssteuerreform, S. 219 f. Die Ungleichbehandlung von betrieblichen und privaten Vermögensmehrungen sieht das BVerfG als verfassungsrechtlich zulässigen gestaltungspolitischen Ermessensspielraum an. Vgl. BVerfG, Beschluss v. 9.7.1969. v. 9.7.1969 - 2 BvL 20/65, BStBl II 1970, 156; BVerfG, Beschluss v. 7.10.1969. v. 9.7.1969 - 2 BvL 3/66 und 2 BvR 201/64, BStBl II 1970, 160; BVerfG, Beschluss v. 11.5.1970. v. 11.5.1970 - 1 BvL 17/67, BStBl II 1970, 579. Vgl. Lang, J., in: Tipke/Lang, § 9 Rdn. 183. Vgl. Schneider, S., in: Kirchhof/Söhn/Mellinghoff, § 17 EStG Rdn. A 40. § 17 EStG konstituiert eine Veräußerung aus dem Betriebsvermögen, gleichwohl es nach wie vor im Privatvermögen gehalten wird. Der Gewinn zählt zu den Einkünften aus Gewerbebetrieb.Vgl. Rose, G., Watrin, C., Ertragsteuern (2009), S. 141. Lang, J., in: Tipke/Lang, § 9 Rdn. 184.

14

II. Besteuerung von Gewinnen aus der Veräußerung von Kapitalgesellschaftsanteilen

Gründen der Gleichbehandlung gefordert50, führt jedoch andererseits zu zahlreichen anderen Ungleichbehandlungen.51 Unter dem Steuerregime der Abgeltungsteuer sind nun Kapitalbeteiligungsveräußerungen nach § 20 Abs. 2 Nr. 1 EStG (aktuelle Fassung) generell steuerpflichtig, soweit sie nicht eine Beteiligungsgrenze am Nennkapital i. S. d. § 17 Abs. 1 EStG (aktuelle Fassung) in Höhe von 1% überschreiten. Die Abgeltungsteuer beträgt 25% zuzüglich Solidaritätszuschlag. Werbungskosten können nicht angesetzt werden. Ist die Veräußerung nach § 17 Abs. 1 EStG (aktuelle Fassung) steuerpflichtig, da innerhalb der letzten fünf Jahre eine Beteiligung von mindestens 1% am Nennkapital bestand, ist das Teileinkünfteverfahren anzuwenden. § 3 Nr. 40 lit. c EStG (aktuelle Fassung) sieht hierzu eine 40%ige Steuerfreistellung des Veräußerungsgewinns vor. Die Grenzsteuerbelastung beträgt bei einer Veräußerung i. S. d. § 17 EStG (aktuelle Fassung) bei einem Einkommensspitzensteuersatz von 45% inklusive Solidaritätszuschlag nun mehr 28,5%.52 C.

Zwischenfazit

Die Steuergesetzgebung im letzten Jahrzehnt zeugt von einer überaus dynamischen Entwicklung im Hinblick auf die Besteuerung von Kapitalbeteiligungsveräußerungen. Eine maßgebliche Änderung ging mit dem Körperschaftsteuersystemwechsel vom Anrechungs- auf das Halbeinkünfteverfahren einher. Tritt eine Körperschaft auf der Seite des Veräußerers auf, so sind Veräußerungsgewinne weitgehend steuerfrei gestellt. Wird die Beteiligung im Betriebsvermögen einer natürlichen Person gehalten, ist der Veräußerungsgewinn hingegen nunmehr ab 2009 nur zu 40% steuerfreigestellt. Unter dem Halbeinkünfteverfahren kam es demgegenüber noch zu einer 50%igen Steuerfreistellung. Gleichzeitig obliegt dem Steuerpflichtigen ab 2008 aber die Möglichkeit die Thesaurierungsbegünstigung in Anspruch zunehmen, was in bestimmten Fällen zu einer deutlichen Entlastung führen kann. Ferner ist unter engen Voraussetzungen auch die Inanspruchnahme der steuerneutralen Reinvestition nach § 6b Abs. 10 EStG denkbar. Mit der Einführung der Abgeltungsteuer 2009 kommt es zu einer weitgehenden verschärften Besteuerung von Vermögensmehrungen im Privatvermögen. Die Aufhebung der Spekulationsfristen und die generelle Besteuerung von Kapitalbeteiligungsveräußerungen brechen mit einer lang bestehenden Tradition des Einkünftedualismus im Einkommensteuerrecht. Nach der Quellentheorie waren bisher Vermögensmehrungen im Privatvermögen nicht zu 50

51 52

Vgl. Lang, J., in: Tipke/Lang, § 9 Rdn. 185, 546, 560 ff.; Tipke, K., Steuerrechtfertigungstheorie (2003), S. 643 ff. Ebenso von betriebswirtschaftlicher Seite Herzig, N., Lutterbach, T., Veräußerungsgeschäfte (1999), S. 526; Wagner, F. W., Einkünftedualismus (2000), S. 433. Vgl. Watrin, C., Benhof, H., Abgeltungsteuer (2007), S. 234 ff. Änderungen beim Freibetrag haben sich nicht ergeben.

C. Zwischenfazit

15

versteuern. Die Verschärfung des § 17 EStG im Zuge des Wechsels vom Anrechnungs- auf das Halbeinkünfteverfahren durch eine Absenkung der Beteiligungsgrenze auf 1% bildete hier bereits einen ersten Schritt, wenn auch unter dem Vorwand der Steuermissbrauchsvermeidung.53 Hintergund der Entlastungsmaßnahmen im betrieblichen Bereich und der zunehmenden verschärften Besteuerung von Vermögensmehrungen im Privatbereich ist die sich mehr und mehr durchsetzende Ansicht, Unternehmensgewinne aufgrund der international zunehmenden Wettbewerbsdynamik möglichst gering zu versteuern. Dazu korrespondierend verschiebt sich die Steuerlast vermehrt auf die Anteilseignerebene. Gleichwohl zeigt sich auch auf betrieblicher Seite eine gewisse Unsicherheit über die künftige Entwicklung. Zum einen wurde mit dem Veranlagungszeitraum 2004 die 100%ige Steuerfreistellung auf eine defacto 95%ige reduziert. Zum anderen ist im Zuge der Finanzmarktkrise eine Diskussion über eine weitere Reduzierung der Steuerfreistellung aufgekommen, obgleich sich hier indes keine konkreten Schritte abzeichnen.54

53

54

So wird in der Gesetzesbegründung zur Reduzierung der Beteiligungsgrenze davon gesprochen: „Die Vorschrift des § 17 EStG hat künftig grundsätzlich sicherzustellen, dass es nicht durch Veräußerung der Beteiligung möglich ist, die Halbeinkünftebesteuerung auf der Ebene des Anteilseigners, der seine Anteile nicht in einem Betriebsvermögen hält, zu vermeiden.“ (BT-Drs. 14/3366, S. 118). Die ursprüngliche Begründung für den § 17 EStG, der Besteuerung einer Mitunternehmer ähnlichen Beteiligung aufgrund einer wesentlichen Beteiligung, ist durch die weitere Absenkung der Beteiligungsgrenze auf 1% hinfällig. Viel mehr kommt es durch die Absenkung zu einer dem Einkünftedualismus entgegenstehenden einheitlichen Besteuerung marktoffenbar erzielter Einkünfte (vgl. Schneider, S., in: Kirchhof/Söhn/Mellinghoff, § 17 EStG Rdnr. A 531).Schneider, S., in: Kirchhof/Söhn/Mellinghoff In der Diskussion zum Jahressteuergesetz 2009 wurde vom Bundesfinanzministerium die Besteuerung von Dividenden aus Streubesitz auf Körperschaftsebene angedacht. Analog sollte auch mit den Veräußerungsgewinnen verfahren werden (vgl. Schachteldividende). Im Gesetzesentwurf war diese Maßnahme jedoch nicht mehr enthalten (vgl. BT-Drs. 16/10189).

III.

Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre: Einfluss einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

A.

Vorbemerkungen

Der Wert eines Unternehmens ergibt sich aus einem Vergleich mit einer alternativen Geldanlage. Er wird von den zukünftigen Erfolgsbeiträgen der Anlagen sowie den darauf einwirkenden Einflussfaktoren bestimmt.55 Nach der funktionalen Bewertungslehre ist der Unternehmenswert folgerichtig vom Zweck der Bewertung abhängig. Sowohl die Zielsetzung als auch die Handlungs- und Gestaltungsoptionen sind entscheidend für die Bestimmung des Unternehmenswertes. Der zu ermittelnde Wert stellt damit eine subjektive Größe dar, die durch Typisierungen im Rahmen der funktionalen Bewertungslehre nachvollziehbar wird.56 In der von deutschen Vertretern postulierten Bewertungslehre wird bereits seit längerer Zeit das Bewertungsobjekt nicht mehr losgelöst vom Bewertungsobjekt angesehen.57 Entgegen der von Miller/Scholes insistierten Wertirrelevanz der Anteilseignerbesteuerung58 wird überwiegend die Position vertreten, dass die Ertragsteuerbelastung des Anteilseigners grundsätzlich ein wertbeeinflussender Faktor ist.59 Der IDW S1 i. d. F. 2008 unterscheidet nun mehr zwischen der mittelbar und unmittelbar typisierenden Betrachtung im Hinblick auf die Ertragsteuerbelastung der Anteilseigner. Bei der unmittelbaren Typisierung wird die persönliche Ertragsteuerbelastung der Anteilseigner sowohl im Nenner als auch im Zähler der Bewertungleichung berücksichtigt. Hingegen wird bei der mittelbaren Typisierung angenommen, dass sich die Ertragsteuerbelastung der Nettozuflüsse des Bewertungsobjektes derjenigen der Alternativinvestition in ein Aktienportfolio entspricht. Infolgedessen wird davon ausgegangen, dass sich die Ertragsteuerbelastungen im Zähler und Nenner im Bewertungskalkül kürzen. Auf eine unmittelbare Berücksichtigung der Ertragsteuerbelastung der Anteilseigner kann verzichtet werden.60 Die mittelbare Typisierung bedeutet allerdings nicht, dass die Anteilseignerbesteuerung kein wertbeeinflussender Faktor ist. Vielmehr werden im Bewertungskalkül beobachtbare Vorsteuerrenditen ver-

55 56 57 58 59

60

Vgl. Peemöller, V. H., in: Werttheorien, S. 3. Vgl. Peemöller, V. H., in: Werttheorien, S. 13. Vgl. Peemöller, V. H., in: Werttheorien, S. 5. Vgl. Miller, M. H., Scholes, M. S., Dividends and Taxes (1978), S. 333-364. Vgl. Moxter, A., Unternehmensbewertung (1983), S. 177 f.; Siegel, T., in: FS Moxter, S. 1486; Ballwieser, W., in: FS Schneider, 36. Kritisch gegenüber einem Einbezug persönlicher Steuern in der Unternehmensbewertung hingegen beispielsweise Barthel, C. W., Systematischer Fehler (2007), S. 83-86. Vgl. Institut der Wirtschaftsprüfer in Deutschland, IDW S 1 (2008), S. 271-292. Siehe hierzu auch Jonas, M., Typisierung (2008), S. 826-833. Wiese merkt an, dass diese Annahme nur in sehr engen Grenzen als erfüllt angesehen werden kann (vgl. Wiese, J., Abgeltungssteuer (2007), S. 374 f.).

H. Benhof, Ökonomische Wirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung, DOI 10.1007/978-3-8349-8751-8_3, © Gabler Verlag | Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH 2010

18

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

wendet, die sich unter Berücksichtigung der steuerlichen Verhältnisse der Marktakteure am Kapitalmarkt bilden.61 Zur Ermittlung der Eigenkapitalkosten eines Unternehmens wird üblicherweise im Rahmen der Unternehmensbewertung auf das Capital Asset Pricing Model (CAPM) zurückgegriffen.62 In seiner ursprünglichen nach Sharpe63, Lintner64, Mossin65 entwickelten Form abstrahiert das Modell von Transaktionskosten. Persönliche Steuern bleiben im CAPM unberücksichtigt. Brennan erweiterte das sogenannte Standard CAPM um persönliche Steuern von Anteilseignern. Er zeigt, dass sich unter bestimmten Prämissen auch für das von ihm entwickelte Tax CAPM ein Kapitalmarktgleichgewicht einstellt, aus denen Risikoprämien für die Unternehmensbewertung abgeleitet werden können.66 Im Folgenden werden verschiedene auf dem CAPM aufbauende Gleichgewichtsmodelle unter Berücksichtigung der Anteilseignerbesteuerung vorgestellt. Nach einer Einführung in das Standard CAPM ohne Steuern, die sich im Wesentlichen auf die modelltheoretischen Grundlagen beschränkt, wird zunächst das erstmals von Brennan67 entwickelte Tax CAPM besprochen, in dem eine Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Kapitalbeteiligungsveräußerungen für den Einperiodenfall modelliert wird. Darauf aufbauend wird die Anwendung des Tax CAPM für den Mehrperiodenfall diskutiert und ein Weg zur Berücksichtigung der effektiven Veräußerungsgewinnbesteuerung vorgestellt. Da das Tax CAPM nur eine Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnbesteuerung modelliert, wird im Anschluss ein von Klein68 entwickeltes Modell vorgestellt, welches auch einen Lock-in-Effekt aufgrund einer Veräußerungsgewinnbesteuerung modelltheoretisches berücksichtigt. In einer an die modelltheoretischen Ausführungen anschließenden Simulation wird das Tax CAPM dem von Klein entwickelten Modell gegenübergestellt und das Verhalten beider Modelle anhand verschiedener Parameterkonstellationen verglichen. Der Fokus liegt dabei auf dem Einfluss der Veräußerungsgewinn61 62

63 64 65 66 67 68

Vgl. Wagner, W., Saur, G., Willershausen, T., Unternehmensbewertungsgrundsätze (2008), S. 733 f. Vgl. Institut der Wirtschaftsprüfer in Deutschland, IDW S 1 (2008), S. 282; Koller, T., Goedhart, M., Wessels, D., Valuation (2005), S. 300; Ernst, D., Schneider, S., Thielen, B., Unternehmensbewertungen (2008), S. 57. Zur Kritik am CAPM siehe beispielsweise Perridon, L., Steiner, M., Finanzwirtschaft (2007), S. 245 f.; Brealey, R. A., Myers, S. C., Allen, F., Corporate finance (2008), S. 217 ff.; Rebien, A., Kapitalkosten (2007), S. 65 ff.; Braun, I., Unternehmenswert (2005), S. 241 ff.; Kruschwitz, L., Finanzierung (2007), S. 210 ff.. Alternativ zur Ermittlung der Eigenkapitalkosten werden auch das Fama-French Three-Factor Model und die Arbitrage Pricing Theory diskutiert. Siehe hierzu für einen ersten Überblick Koller, T., Goedhart, M., Wessels, D., Valuation (2005), S. 321 ff.. Zur Sicherheitsäquivalentmethode und der Diskussion der Anwendung als Alternative zur Risikozuischlagsmethode in der Unternehmensbewertung siehe Metz, V., Kapitalisierungszinssatz (2007), S. 129 ff. Sharpe, W. F., Capital Asset Prices (1964), S. 425-442. Lintner, J., Valuation (1965), S. 13-37. Mossin, J., Equlibrium (1966), S. 768-783. Vgl. Brennan, M. J., Tax CAPM (1970), S. 417-427. Brennan, M. J., Tax CAPM (1970), S. 417-427. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 355-378.

B. Modelltheoretische Grundlagen

19

besteuerung auf die am Kapitalmarkt beobachtbaren Gleichgewichtsrenditen vor Steuern, welche sich unter Berücksichtigung der Anteilseignerbesteuerung am Kapitalmarkt modelltheoretisch bilden würden. Die investorspezifischen Nachsteuerrenditen werden nicht betrachtet. B.

Modelltheoretische Grundlagen

Die Finanzierungstheorie geht im Allgemeinen von einer Risikoaversion der Marktakteure aus. Bei gleicher Rendite werden Anlagen mit geringerem Risiko gegenüber Anlagen mit höherem Risiko vorgezogen. Investoren verlangen im Falle einer risikobehafteten Anlage eine Kompensation für die Übernahme des Risikos.69 Die Höhe des übernommenen Risikos wird durch die Volatilität der Mittelzuflüsse ausgedrückt.70 Bei einer festverzinslichen risikolosen Anleihe erhält der Gläubiger zu vorab fixierten Konditionen feste Zins- und Tilgungszahlungen. Diese unterliegen keinen Schwankungen und sind, wenn von Ausfall- und Insolvenzrisiken abgesehen wird, annahmegemäß vollkommen frei von etwaigen Risiken. Ganz anders hingegen ist die Risikoposition bei einer Beteiligung am Aktienkapital eines Unternehmens. Dem Aktionär fließen zum einen schwankende Dividendenzahlungen zu, deren Höhe vorab ungewiss ist. Zum anderen unterliegt der Aktionär dem Kursänderungsrisiko. Für das erhöhte Risiko wird von risikoaversen Anleger eine Risikoprämie verlangt. Das CAPM, in seiner Grundform auch Standard CAPM genannt, stellt ein kapitalmarkttheoretisches Modell zur Bestimmung oben genannter Zusammenhänge dar. Genauso wie die Portfoliotheorie71 geht das CAPM von einem vollkommenen Kapitalmarkt, risikoaversen Anlegern, normal verteilten Wertpapierrenditen und aus Gründen der Vereinfachung von einem einperiodigen Betrachtungszeitraum aus. Ferner werden homogene Erwartungen der Investoren sowie die beliebige Teilbarkeit der Wertpapiere unterstellt.72 Aufbauend auf der Portfoliotheorie wird die Existenz einer effizienten Risiko-Rendite-Linie an risikobehafteten Wertpapiermischungen angenommen (Effizienzlinie). Investoren werden diejenige Wertpapiermischung bei gegebenem Risiko mit der höchsten Rendite bevorzugen et vice versa.73 Steht den Marktakteuren neben den risikobehafteten Wertpapieren auch eine risikolose Anlage zur Verfügung, so wird die Möglichkeit eröffnet, eine Mischung aus risikoloser Anlage und effizienter Wertpapiermischung zu halten. Wie in Abbildung 1 verdeutlicht, ist diejenige 69 70 71

72 73

Vgl. Copeland, T. E., Weston, J. F., Shastri, K., Finanzierungstheorie (2008), S. 90 ff. Vgl. Copeland, T. E., Weston, J. F., Shastri, K., Finanzierungstheorie (2008), S. 101 ff. Siehe zu der auf Markowitz (Markowitz, H. M., Portfolio Selection (1952), S. 77-91) zurückgehenden Theorie anschaulich statt vieler insbesondere Brealey, R. A., Myers, S. C., Allen, F., Corporate finance (2008), S. 206 ff.. Vgl. Perridon, L., Steiner, M., Finanzwirtschaft (2007), S. 250. Vgl. Brealey, R. A., Myers, S. C., Allen, F., Corporate finance (2008), S. 210 f..

20

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

Anlagekombination die effizienteste, die auf der als Kapitalmarktlinien bezeichneten Tangente zwischen risikoloser Anlage ‫ݎ‬௙ und dem Tangentialpunkt M liegt. Unabhängig von den persönlichen Nutzenpräferenzen werden somit rationale Investoren alle das gleiche Wertpapierportfolio M halten.74 Man spricht in diesem Fall auch vom Marktportfolio.75 Investoren, die in ihrem Portfolio genau das Marktportfolio M halten, werden die erwartete Rendite ‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௠ ሿ bei einem Risiko von ߪ௠ erzielen. Anlagen auf der Kapitalmarktlinie unterhalb des Marktportfolios M werden aufgrund der Mischung von risikoloser Anlage ‫ݎ‬௙ und den Wertpapieren des Marktportfolios entsprechend mit einer geringeren Rendite bei vermindertem Risiko einhergehen. Da es unter der Annahme des vollkommenen Kapitalmarktes den Investoren nicht nur möglich ist, Anlagen zum risikolosen Zins ‫ݎ‬௙ zu tätigen, sondern zugleich auch Kredite zum Zinssatz ‫ݎ‬௙ aufzunehmen, besteht darüber hinaus die Möglichkeit, Anlagen im Marktportfolio M über Kredite zu finanzieren. In diesem Fall werden Investoren aufgrund des Leverage-Effektes76 eine höhere Rendite bei gesteigertem Risiko erzielen, die oberhalb von ‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௠ ሿ und ߪ௠ auf der Kapitalmarktlinie liegt. Rendite

Kapitalmarktlinie M

Effizienzlinie

‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௠ ሿ

‫ݎ‬௙

ߪ௠

Risiko

Abbildung 1: Kapitalmarktlinie

74

75 76

Gemäß dem auf Tobin zurückgehenden Seperationstheorem werden rationale Investoren die Entscheidung über die Zusammensetzung eines Portfolios risikobehafteter Anlagen unabhängig von der individuellen Risikoneigung treffen. Der individuellen Risikoneigung wird über die Kombination aus risikoloser Anlager und dem risikobehaftetem Portfolio Rechnung getragen. Vgl. Tobin, J., Liquidity Preference (1958), S. 65-86. Vgl. Perridon, L., Steiner, M., Finanzwirtschaft (2007), S. 251 ff. Siehe für eine ausführliche Darstellung statt vieler Perridon, L., Steiner, M., Finanzwirtschaft (2007); Däumler, K., Grabe, J., Betriebliche Finanzwirtschaft (2008), S. 66 ff.

B. Modelltheoretische Grundlagen

21

Die Annahme, dass alle Investoren auf der Kapitalmarktlinie im Marktportfolio investiert sind, unterstellt eine vollständige Diversifikation der Kapitalmarktteilnehmer. Das einem Wertpapier immanente unternehmensspezifische Risiko wird im Marktportfolio aufgrund einer diversifizierten Anlagestrategie durch das unternehmensspezifische Risiko anderer Wertpapiere ausgeglichen (Markowitz-Diversifikation). Folglich werden rationale Investoren nur solchen Risiken einen Wert beimessen, denen sie nicht durch Diversifikation begegnen können. Einzelwirtschaftliche Risiken, auch unsystematische Risiken genannt, werden nicht vergütet. Nur systematischen Risiken, also auf gesamtwirtschaftliche Schwankungen zurückzuführende Risiken, wird im CAPM eine Wertkomponente beigemessen. 77 Der Wert eines Wertpapiers ergibt sich letztlich aus der Summe des risikolosen Zins ‫ݎ‬௙ sowie der Risikoprämie für das übernommene systematische Risiko. Ausgehend von volldiversifizierten Investoren hängt die Risikoprämie für jedes einzelne Wertpapier von der Korrelation mit dem Marktportfolio ab. Wertpapiere mit einem höheren systematischen Risiko als das Marktportfolio wird entsprechend eine höhere Risikoprämie zugesprochen et vice versa, sodass gilt: ‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௞ ሿ ൌ ‫ݎ‬௙ ൅ ߚ௞ ൫‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௠ ሿ െ ‫ܴݎ‬௙ ൯

(1)

mit: ‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௞ ሿ = erwartete Rendite des Wertpapiers ݇ ‫ݎ‬௙

= Rendite des risikolosen Zinses

ߚ௞

= Beta Faktor des Wertpapiers ݇

‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௠ ሿ = erwartete Rendite des Marktportfolios.78 Die Differenz aus der Marktrendite ‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௠ ሿ und dem risikolosen Zins ‫ݎ‬௙ stellt die Marktrisikoprämie dar. Sowohl die Marktrendite ‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௠ ሿ als auch der risikolose Zins ‫ݎ‬௙ ist für alle Unternehmen gleich. Nur das Beta ߚ௞ unterscheidet sich von Unternehmen zu Unternehmen. Dieses gibt das Maß des systematischen Risikos des Wertpapiers k im Verhältnis zum Marktportfolio an. Es wird über die Korrelation des Wertpapiers k zum Marktportfolio berechnet: 77

78

Vgl. Copeland, T. E., Weston, J. F., Shastri, K., Finanzierungstheorie (2008), S. 211; Pratt, S. P., Grabowski, R. J., Cost of capital (2008), S. 80 f.; Damodaran, A., Valuation (2006), S. 32 f. Zur Frage der Zweckmäßigkeit dieser Annahme im Rahmen der Unternehmensbewertung siehe kritisch Born, K., Dietz, F., Unternehmensanalyse (2003), S. 113; Uzik, M., Weiser, M. F., Kapitalkostenbestimmung (2003), S. 706; Weizsäcker, Robert K. Frhr. von, in: Bewertung, 577; Bamberger, B., Bewertungsfehler (1999), S. 665. Siehe für eine ausführliche formale Herleitung bspw. Copeland, T. E., Weston, J. F., Shastri, K., Finanzierungstheorie (2008), S. 208 ff.; Kruschwitz, L., Finanzierung (2007), S. 161 ff.; Perridon, L., Steiner, M., Finanzwirtschaft (2007), S. 254 f.

22

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

ߚ௞ ൌ

ܿ‫ݒ݋‬௞ǡ௠ ଶ ߪ௠

(2)

mit: ܿ‫ݒ݋‬௞ǡ௠

= Kovarianz der Rendite des Wertpapiers k mit der Rendite des Marktportfolios

ଶ ߪ௠

= Varianz der Rendite des Marktportfolios.

Ein Beta Faktor von eins bedeutet, dass das Investment mit demselben Risiko behaftet ist wie eine Investition in das Marktportfolio, wohingegen ein Wert größer eins ein höheres und ein Wert kleiner eins ein niedrigeres Risiko gegenüber dem Marktportfolio beschreibt. Entsprechend werden rationale Investoren bei Wertpapieren mit einem höheren Risiko eine höhere Risikoprämie als die des Marktportfolios fordern et vice versa im Falle eines niedrigeren Risikos. Beträgt der Beta Faktor null, so entspricht die geforderte Rendite die des risikolosen Zins ‫ݎ‬௙ .79 C.

Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnsteuer im Tax CAPM

1.

Einperiodenfall

Das Standard CAPM abstrahiert in seinen Annahmen von etwaigen Transaktionskosten. Persönliche Ertragsteuern bleiben entsprechend in der stark vereinfachten Modellwelt unberücksichtigt. Brennan erweitert die Modellwelt des Standard CAPM, in dem er persönliche Ertragsteuern der Investoren explizit berücksichtigt.80 Entscheidungskriterium für die Portfoliozusammensetzung eines Investors sind im Modell statt der Vorsteuer- die Nachsteuerrenditen. Mit der Berücksichtigung persönlicher Ertragsteuern wird die Vermutung aufgegriffen, dass sich rationale Investoren grundsätzlich an den Nachsteuerrenditen orientieren und Steuervermeidungsstrategien auf breiter Ebene ins Leere laufen.81 Ausgehend vom US-amerikanischen Steuerrecht unterstellt Brennan zunächst eine unterschiedliche Besteuerung von Dividenden und Kursgewinnen. Vereinfachend geht er hierbei von proportionalen Steuersätzen aus82, welche allerdings von Investor zu Investor variieren

79

80 81 82

Vgl. Perridon, L., Steiner, M., Finanzwirtschaft (2007), S. 255 f.; Pratt, S. P., Grabowski, R. J., Cost of capital (2008), S. 84. Brennan, M. J., Tax CAPM (1970), S. 417-427. Vgl. Kruschwitz, L., Finanzierung (2007), S. 208. Siehe für bisherige empirische Befunde auch Kapitel IV. Brennan nimmt an, dass bei allen Investoren auf Dividenden und Kursgewinne der marginale Steuersatz erhoben wird. Für eine Modellierung progressiver Steuertarife siehe Lai, T., Progressive Personal Taxes (1989), S. 117-127; Litzenberger, R. H., Ramaswamy, K., Market Equilibrium (1980), S. 469-482; Litzenberger, R. H., Ramaswamy, K., Taxes and Asset Prices (1979), S. 163-195.Lai, T., Progressive Personal Taxes (1989), S. 117-127Lai, T., Progressive Personal Taxes (1989), S. 117-127

C. Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnbesteuerung im Tax CAPM

23

können. Aufgrund des einperiodischen Betrachtungszeitraumes wird de facto eine laufende Besteuerung von Wertsteigerungen unterstellt, denn neben den Dividenden unterliegen auch Kursgewinne zum Ende einer jeden Periode der Besteuerung.83 Der erwartete Wert eines Wertpapiers nach persönlichen Steuern lässt sich zunächst wie folgt darstellen: ‫ܧ‬ሾܲ௞௧ ሿ ൌ ‫ܧ‬ሾܲ௞௧ ሿ െ ሺ‫ܧ‬ሾܲ௞௧ ሿ െ ܲ௞௧ିଵ ሻ‫ݐ‬௚ ൅ ݀௞௧ ሺͳ െ ‫ݐ‬ௗ ሻ

(3)

mit ܲ௞௧

= Preis des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

‫ݐ‬௚

= Steuersatz auf Kursgewinne

݀௞௧

= Dividenden des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

‫ݐ‬ௗ

= Steuersatz auf Dividenden.

Der Preis ܲ௞௧ ergibt sich aus dem Preis der Vorperiode abzüglich der auf den Kursgewinn anfallenden Veräußerungsgewinnsteuer zuzüglich der Netto-Dividende zum Zeitpunkt ‫ݐ‬. Während der Preis ܲ௞௧ und damit auch die Kursgewinne im Modell von Brennan als unsichere Größe angenommen werden, gilt die Dividendenzahlung zum Ende jeder Periode als sicher.84 Genauso wie im Standard CAPM können auch im Tax CAPM Investoren ihrem risikobehafteten Portfolio aus Wertpapieren eine Anlage zum sicheren Zins ‫ݎ‬௙ beimischen und so den individuellen Grad ihrer Risikoneigung bestimmen. In Bezug auf die sichere Anlage ergibt sich der Nachsteuerwert aus dem Nettowert der sicheren Anlage nach Abzug der Zinsbesteuerung. Ebenfalls ist neben der Anlage zum sicheren Zins ‫ݎ‬௙ auch die Kreditaufnahme zum Zins ‫ݎ‬௙ möglich. Die anfallenden Kreditzinsen sind von der Steuer absetzbar. Steuererstattungen sind analog zu den Steuerzahlungen sofort zahlungswirksam. Brennan geht von einer einheitlichen Besteuerung von Zinsen und Dividenden aus. In einer Erweiterung modelliert Wiese auch ein Modell, welches eine differenzierte Besteuerung von Zinsen, Dividenden und

83 84

Vgl. Brennan, M. J., Tax CAPM (1970), S. 418. Werden die mit dem Tax CAPM ermittelten Eigenkapitalkosten im Rahmen der Unternehmensbewertung zur Diskontierung unsicherer Cashflow Größen verwandt, ergibt sich die Problematik, dass eine stochastische mit einer deterministischen Größe diskontiert wird. Denn werden stochastische Cashflows beim Bewertungsobjekt unterstellt, so sind an dieser Stelle auch stochastische Dividendenrenditen anzunehmen. Dies steht im Widerspruch zur Annahme deterministerscher Dividendenrenditen im Diskontierungszinssatz. Auf die Problematik verweisend Mai, J. M., Mehrperiodige Bewertung (2006), S. 1227.

24

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

Kursgewinnen zulässt.85 Der erwartete Wert des Portfolios aus risikolosen und risikobehafteten Anlagen beträgt demgemäß für den Investor ݅ (mit ݅ ൌ ݅ǡ ǥ ǡ ‫ )ܫ‬nach Steuern86: ே

‫ܧ‬ሾܸ௜ ሿ ൌ ෍ ቀ‫ܧ‬ሾܲ௞௧ ሿ െ ሾ‫ܧ‬ሾܲ௞௧ ሿ െ ܲ௞௧ିଵ ሿ‫ݐ‬௚௜ ൅ ݀௞௧ ሺͳ െ ‫ݐ‬ௗ௜ ሻቁ ܺ௝௜ ൅ ሺ‫ ݍ‬െ ሾ‫ ݍ‬െ ͳሿ‫ݐ‬௕௜ ሻܺ௥௜

(4)

௝ୀଵ

mit: ܸ௜

= Endvermögen des Portfolios des Investors ݅ nach Steuern

ܲ௞௧

= Preis des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

‫ݐ‬௚௜

= Steuersatz des Investors ݅ auf Kursgewinne

݀௞௧

= Dividenden des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

‫ݐ‬ௗ௜

= Steuersatz des Investors ݅ auf Dividenden.

ܺ௝௜

= Ausstattung des Investors ݅ an Wertpapieren ݆

‫ݍ‬

= Stückpreis der sicheren Anlage

‫ݐ‬௕௜

= Steuersatz des Investors ݅ auf den sicheren Zins ‫ݎ‬௙

ܺ௥௜

= Ausstattung des Investors ݅ mit der Anlage zum sicheren Zins ‫ݎ‬௙

Unter der Annahme der Nutzenmaximierung der Kapitalmarktteilnehmer hinsichtlich ihres erwarteten Endvermögens lässt sich nach Anwendung der Markträumungsbedingung der Gleichgewichtspreis für die einzelnen Wertpapiere vor Steuern ableiten. Dargestellt in der Form des CAPM erhält man als Vorsteuerrendite für das Wertpapier ݇ folgenden Zusammenhang87: ‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௞ ሿ ൌ ‫ݎ‬௙ ሺͳ െ ߬௕ ሻ ൅ ߚ௞ ൫‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௠ ሿ െ ‫ݎ‬௙ െ ‫ݕ‬௠ ߬ௗ ൅ ‫ݎ‬௙ ߬௕ ൯ ൅ ‫ݕ‬௞ ߬ௗ mit: ‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௞ ሿ = erwartete Rendite des Wertpapiers ݇ vor Steuern ‫ݎ‬௙

= Rendite des risikolosen Zinses vor Steuern

ߚ௞

= Beta Faktor des Wertpapiers ݇

85 86 87

Vgl. Wiese, J., Nachsteuer-CAPM (2004), S. 7 ff.. Vgl. Brennan, M. J., Tax CAPM (1970), S. 420 f.; Wiese, J., Nachsteuer-CAPM (2004), S. 7. Vgl. Brennan, M. J., Tax CAPM (1970), S. 422; Wiese, J., Nachsteuer-CAPM (2004), S. 10 f.

(5)

C. Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnbesteuerung im Tax CAPM

25

‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௠ ሿ = erwartete Rendite des Marktportfolios vor Steuern ‫ݕ‬௠

= Dividendenrendite des Marktportfolios vor Steuern

‫ݕ‬௞

= Dividendenrendite des Wertpapiers ݇ vor Steuern

߬ௗ

=

߬௕

=

்೏ ି்೒ ଵି்೒ ்್ ି்೒ ଵି்೒

und: ܶௗ

= ቆσூ௜ୀଵ ൤

ܶ௕

= ቆσூ௜ୀଵ ൤

ܶ௚

= ቆσூ௜ୀଵ ൤

௪೔ ௧೏೔ ൫ଵି௧೒೔ ൯

௪೔ ௧್೔ ൫ଵି௧೒೔ ൯

௪೔ ௧೒೔ ൫ଵି௧೒೔ ൯

మ

൨ቇ ቆσூ௜ୀଵ ൤

మ

൨ቇ ቆσூ௜ୀଵ ൤

మ

൨ቇ ቆσூ௜ୀଵ ൤

௪೔

ିଵ మ

൨ቇ

మ

൨ቇ

మ

൨ቇ .

൫ଵି௧೒೔ ൯

௪೔

ିଵ

൫ଵି௧೒೔ ൯

௪೔

ିଵ

൫ଵି௧೒೔ ൯

Die Definition des Beta Faktors ߚ௞ ist gegenüber dem Standard CAPM unverändert. Dieser berechnet sich nach wie vor aus dem Verhältnis von der Kovarianz der Rendite des Wertpapiers ݇ mit der Rendite des Marktportfolios zur Varianz der Rendite des Marktportfolios. Aufgrund der Verwendung von Vorsteuergrößen ergeben sich keine Änderungen gegenüber dem Standard CAPM.88 Das Tax CAPM gemäß Formel (5) liefert im Ergebnis Bruttorenditen des Wertpapiers ݇, d. h. Renditen vor Steuern, die unter der Annahme der Existenz differenzierter Steuern adjustiert sind.89 An die Stelle der investorspezifischen Steuersätze ‫ݐ‬ௗ௜ , ‫ݐ‬௕௜ und ‫ݐ‬௚௜ in Formel (4) treten im Gleichgewichtsmodell die über ‫ݓ‬௜ risikogewichteten und über alle Marktteilnehmer aufsummierten durchschnittlichen Steuersätze ܶௗ , ܶ௕ und ܶ௚ . Der Einfluss der Besteuerung auf die Gleichgewichtspreisbildung bemisst sich im Tax CAPM über das komplexe Zusammenspiel der risikogewichteten durchschnittlichen Steuersätze ܶௗ , ܶ௕ und ܶ௚ . Mit der Durchschnittsbildung wird dem Umstand Rechnung getragen, dass am Markt verschiedene Investoren mit unterschiedlichen Steuersätzen aktiv sind. Es wird explizit ein Klienteleffekt berücksichtigt, wonach die unterschiedliche Besteuerung von Investoren eine wertbeeinflussende Komponente im Gleichgewichtsmodell darstellt. Sind übermäßig viele Investoren mit 88 89

Vgl. Dausend, F., Schmitt, F., Empirische Befunde (2006), S. 155. Vgl. Wiese, J., Nachsteuer-CAPM (2004), S. 13.

26

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

einem niedrigen Steuersatz am Markt aktiv, so wird sich dies auch c. p. in einem verminderten durchschnittlichen Steuersatz bemerkbar machen. Die Steuerkorrekturfaktoren ߬ௗ und ߬௕ ergeben sich aus der Differenz des durchschnittlichen Steuersatzes ܶௗ und ܶ௚ bzw. ܶ௕ und ܶ௚ dividiert durch ͳ െ ܶ௚ . Nehmen die durchschnittlichen Steuersätze ܶௗ und ܶ௕ den gleichen Wert an, so nimmt das von Wiese erweiterte Modell die Form des ursprünglich von Brennan entwickelte Tax CAPM ein. Statt der zwei verschiedenen Steuerkorrekturfaktoren ߬ௗ und ߬௕ kommt dann in Formel (5) nur noch ein einheitlicher Steuerkorrekturfaktor zur Anwendung, welcher mit

்್ ି்೒ ଵି்೒

der Definition von ߬௕

entspricht. Nehmen die durchschnittlichen Steuersätze ܶௗ , ܶ௕ und ܶ௚ den gleichen Wert an, so heben sich die Steuerwirkungen aus der Dividenden-, Zins- und Kursgewinnbesteuerung auf. ߬ௗ und ߬௕ würden in diesem Fall den Wert null annehmen, sodass sich die Formel (5) zum Gleichgewichtsmodell des Standard CAPM gemäß Formel (1) verkürzt.90 2.

Mehrperiodenfall

Das im vorhergehenden Kapitel vorgestellte Tax CAPM geht in seinen Annahmen von einem einperiodigen Betrachtungszeitraum aus. Die Anlagen im Portfolio des Investors werden zum Ende jeder Periode aufgelöst und wieder angelegt. Insbesondere im Rahmen der Unternehmensbewertung werden jedoch regelmäßig mehrperiodige Prognosen verfolgt. Im Folgenden wird ein aus dem einperiodigen Tax CAPM abgeleitetes Mehrperiodenmodell vorgestellt. Der Mehrperiodenkontext erlaubt es letztlich auch, eine Veräußerungsgewinnbesteuerung zu modellieren, bei der keine periodische Realisation und Besteuerung von Veräußerungen fingiert wird.91

90

91

Für weitere Steuersysteme, in denen beispielsweise die Kursgewinnsteuer vernachlässigt werden kann siehe Wiese, J., Nachsteuer-CAPM (2004), S. 11. Die durch die Formel (5) wiedergegebene Gleichgewichtsrendite ‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௞ ሿ stellt eine Bruttorendite vor Steuern dar, welche gegenüber den Nettorenditen nach Steuern abzugrenzen sind. Werden in der Unternehmensbewertung Nachsteuergrößen abgezinst, so ist dem Äquivalenzprinzip folgend auch der Diskontierungssatz als Nachsteuergröße anzusetzen (vgl. Ballwieser, W., Unternehmensbewertung (2007), S. 102 f.). Jonas et al. zeigen formal wie unter bestimmten Voraussetzung aufbauend auf dem Tax CAPM Nettorenditen nach Steuern abgeleitet werden können (vgl. Jonas, M., Löffler, A., Wiese, J., CAPM (2004), S. 903). In dem von ihnen aufgestellten Modell werden einheitliche, nicht investorenspezifische Steuersätze sowie identische Risikotoleranz der Investoren angenommen. Die gleichgewichtigen Nettorenditen lassen sich demnach wie folgt berechnen: ‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௞௡ ሿ ൌ ‫ݎ‬௙ ሺͳ െ ܶ௕ ሻ ൅ ߚ௞ ൫‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௠ ሿ െ ‫݂ݎ‬െ‫݀ܶ݉ݕ‬൅‫ܾ݂ܶݎ‬െ‫ ݃ܶ݉݇ܧ‬ǤGegenüber Formel (5) entfällt zum einen der Term ‫݀߬݇ݕ‬. Zum anderen wird die Marktrisikoprämie zusätzlich durch den Term ‫ܧ‬ሾ݇௠ ሿ߬௚ bestimmt. ݇௠ stellt die Kursrendite des Marktportfolios dar, wobei gilt ‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௠ ሿ ൌ ‫ܧ‬ሾ݇௠ ሿ ൅ ‫ݕ‬௠ . Anders als in Formel (5) gehen zudem die risikoangepassten durchschnittlichen Steursätze ܶௗ , ܶ௕ und ܶ௚ direkt in das Gleichungssystem ein. Eine Umformung zu ߬ௗ bzw. ߬௕ erfolgt nicht. In der Simulation wird nur der Einfluss der Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Gleichgewichtsrenditen vor Steuern untersucht. Betrachtet wird ein mehrperiodiges diskretes Modell. Für ein stetiges Modell vgl. das Intertemporal Capital Asset Pricing Model (ICAPM) entwickelt von Merton, R. C., ICAPM (1973), S. 867-887.

C. Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnbesteuerung im Tax CAPM

27

Verschiedene Ansätze zur mehrperiodigen Anwendung des Standard CAPM wurden bereits in den 1970er Jahren entwickelt. Die Modelle unterscheiden sich im Wesentlichen durch die getroffenen Annahmen, die eine mehrperiodige Anwendung des CAPM zulässig machen. Röder/Müller systematisieren diese in einem Überblicksartikel nach Modellen, die eine Stationarität bzw. Nicht-Stationarität der CAPM-Parameter annehmen.92 Fama stellt grundsätzlich heraus, dass die mehrperiodige Anwendung des statischen CAPM nur dann zulässig ist, falls die Nutzenfunktionen der Investoren zustandsunabhängig sind. Dies wird aber nur dann gegeben sein, wenn die Präferenz über Konsum und Investition unabhängig von zukünftigen Umweltzuständen ist und wenn die künftigen Konsum- und Investitionsmöglichkeiten bereits zu Beginn der Entscheidungsperiode bekannt sind.93 Annahmen über die Stationarität bzw. Nicht-Stationarität der CAPM-Parameter gehen wiederum mit einer unterschiedlichen Komplexität der CAPM-Gleichung im Mehrperiodenfall einher. Ein konsistentes Modell, welches die stochastische Veränderung aller CAPM-Parameter bei NichtStationarität annimmt, konnte bisher jedoch noch nicht entwickelt werden. Das von Bogue/Roll vorgebrachte Modell, welches nicht stationäre stochastische CAPM Parameter zulässt, hat im Mehrperiodenfall die Existenz verschiedener Risikoprämien zur Folge.94 Fama weist darauf hin, dass derartige Annahmen über die Unsicherheit der CAPM-Parameter nicht im Einklang mit dem CAPM stehen. Eine konsistente Herleitung ist nur dann möglich, falls die Veränderung des risikofreien Zinses sowie die Marktrisikoprämie im Vorfeld bekannt ist, diese also nicht periodenübergreifend stochastisch sind.95 Mit anderen Worten hat die mit dem einperiodigen CAPM beschriebene Gleichgewichtsrendite dann im Mehrperiodenkontext Gültigkeit, wenn das mehrperiodige Bewertungsproblem in voneinander unabhängige einperiodige Bewertungsprobleme aufgegliedert wird.96 Gröger entwickelt auf dem Annahmengerüst Famas aufbauend ein mehrperiodiges Tax CAPM. Genauso wie Fama geht er davon aus, dass die CAPM-Parameter sicherer Zins und Marktrisikoprämie stationär sind. Folglich wird von einer nicht stochastisch schwankenden Erwartung über die Marktrisikoprämie ausgegangen. Dies bedeutet nicht, dass die ihr zu-

92 93 94 95

96

Vgl. Röder, K., Müller, S., Mehrperiodige CAPM (2001), S. 227 f. Vgl. Fama, E. F., Multiperiod Consumption-Investment (1970), S. 168 f. Vgl. Röder, K., Müller, S., Mehrperiodige CAPM (2001), S. 231. Vgl. Fama, E. F., Discount rates under uncertainty (1977), S. 3-24. Ballwieser weist auf den fehlenden Realitätsbezug solcher Annahmen hin. Sichere oder gar konstante risikolose Zinsen bzw. Marktrisikoprämien sind mit der Realität kaum vereinbar. Vgl. Ballwieser, W., in: Diskontierungszins, 130. Vgl. Gröger, H., Nachsteuer-CAPM (2007), S. 1266.

28

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

grundeliegende Marktrendite ‫ܧ‬ሾ‫ݎ‬௠ ሿ an sich sicher ist; lediglich die Erwartungen über die Marktrendite unterliegen im Zeitablauf keinen Schwankungen.97 Vereinfachend geht Gröger von identischen Steuersätzen der Marktteilnehmer auf die einzelnen Einkunftsarten Zins-, Dividenden- und Kursgewinnerträge aus. Ferner unterstellt er, dass die Kursgewinne periodisch der Besteuerung unterworfen werden unabhängig davon, ob die zugrunde liegende Anlage weiter gehalten oder veräußert wird.98 Im weiteren Verlauf seiner Analyse kann Gröger zeigen, dass bei Zugrundelegung einer wertabhängigen Dividendenrendite eine Anwendung des Tax CAPM für verschiedene Ausschüttungspolitiken auch im Mehrperiodenfall möglich ist.99 Gröger erweitert damit die bisherigen Arbeiten über die Anwendbarkeit des CAPM im Mehrperiodenkontext von Wiese und Mai. Während Wiese in seinem Modell von einer identischen Besteuerung der Dividenden und Kursgewinne ausgeht100, unterstellt Mai eine Vollausschüttung der realisierten Cashflows101. Gröger erlaubt hingegen mit der Integration einer wertabhängigen Dividendenrendite in seinem Modell auch die Thesaurierung der Cashflows und vollzieht keine Einschränkung in Form der Identität von Dividenden- und Kursgewinnsteuer. Mit den von Gröger formulierten Annahmen über die Anwendung des Tax CAPM im Mehrperiodenfall lässt sich letztlich auch eine Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Realisationsbasis modellieren, die eine Kapitalisierung der künftigen Veräußerungsgewinnsteuer zum Bewertungszeitpunkt vollzieht. Im Modell wäre dazu der effektive Steuersatz auf Veräußerungsgewinne der einzelnen Investoren zu verwenden, der sich aus dem Zusammenspiel aus der Haltedauer und der Wertentwicklung des betreffenden Wertpapiers ergibt. Mit zunehmendem Wachstum und/oder Haltedauer verringert sich der effektive Steuersatz ‫ݐ‬௚௜ im Mehrperiodenkontext.102 Formal lässt sich dies wie folgt ausdrücken103:

‫ݐ‬௚௜ ൌ ͳ െ

97 98 99 100

101 102 103

ቀ൫ͳ െ ‫ݐ‬௚௡௜ ൯ሺሺͳ ൅ ‫ݓ‬ሻ் െ ͳሻ ൅ ͳቁ

ଵൗ ்

െͳ

(6)

‫ݓ‬

Vgl. Gröger, H., Nachsteuer-CAPM (2007), S. 1267 f. Vgl. Gröger, H., Nachsteuer-CAPM (2007), S. 1271. Vgl. Gröger, H., Nachsteuer-CAPM (2007), S. 1273 ff. Vgl. Wiese, J., Mehrperiodenkontext (2006), S. 242-248. Rapp/Schwetzler kritisieren die von Wiese durchgeführte Analyse und weisen darauf hin, dass unter anderem die Steuerwirkung von Kursgewinnen bzw. verlusten vernachlässigt wird. In der von ihnen vorgelegten Korrektur nehmen sie jedoch stochastische im Zeitablauf unabhängige Dividenden an. Im Falle der Thesaurierung ist diese Annahme jedoch problemtisch (siehe auch Gröger, H., Nachsteuer-CAPM (2007), S. 1265, Fn. 15). In der von Wiese vorgetragenen Replik bekräftigt dieser jedoch, dass das zentrale Anliegen des Beitrages hiervon unberührt bleibt. Nach seiner Analyse ist das Tax CAPM im Mehrperiodenfall nur dann anwendbar, falls sich die CAPM Parameter im Zeitablauf deterministisch verhalten (vgl. Wiese, J., Replik Mehrperiodenkontext (2007), S. 118). Vgl. Mai, J. M., Mehrperiodige Bewertung (2006), S. 1225-1253. Vgl. Wiese, J., Abgeltungssteuer (2007), S. 370. Vgl. Auerbach, A. J., Cost of Capital (1983), S. 919 f.

D. Berücksichtigung eines Kapitalisierungs- und Lock-in-Effektes im Gleichgewichtsmodell

29

mit: ‫ݐ‬௚௜

= effektiver Steuersatz auf Veräußerungsgewinne des Investors ݅

‫ݐ‬௚௡௜

= nomineller Steuersatz auf Veräußerungsgewinne des Investors ݅

‫ݓ‬

= Kurswachstumsrate.

Zur Verwendung des effektiven Steuersatzes ‫ݐ‬௚௜ sowie der Steuersätze ‫ݐ‬ௗ௜ und ‫ݐ‬௕௜ in der Formel (5) sind diese in den risikogewichteten durchschnittlichen Steuersatz ܶ௚ aller Marktteilnehmer zu überführen. Gröger geht in seiner Argumentation zwar von identischen Steuersätzen der Kapitalmarktteilnehmer aus, eine Verwendung von investorspezifischen Steuersätzen ist aber insoweit unproblematisch, als die risikoangepassten durchschnittlichen Steuersätze im Zeitablauf deterministisch sind.104 Die Anwendung des CAPM mit Kursgewinnsteuer im Mehrperiodenfall wird in der Literatur nicht unkritisch gesehen. Kruschwitz/Löffler bezeichnen eine derartige Technik als „Klebetechnik“ mit dem Hinweis, dass das Modell den geänderten Rahmenbedingungen nur vordergründig angepasst wird. Eine analytische Herleitung eines Modells auf Basis veränderter Annahmen erfolgt nicht.105 Gleichwohl entspricht die Verwendung effektiver Steuersätze auf Veräußerungsgewinne im Tax CAPM den Empfehlungen des IDW. Im Rahmen der objektivierten Unternehmensbewertung bei unmittelbarer Typisierung sind gemäß des IDW S 1 i. d. F. 2008 Annahmen über die Haltedauer des Investments zu treffen.106 D.

Berücksichtigung eines Kapitalisierungs- und Lock-in-Effektes im Gleichgewichtsmodell

1.

Vorbemerkungen

Während in der Literatur zahlreiche Beiträge zum Einfluss einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf den Asset Price zu finden sind, die von einer periodischen Besteuerung von Kursgewinnen ausgehen und insbesondere etwaige Lock-in-Effekte aufgrund einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Realisationsbasis ausblenden, sind nur wenige Modelle im Schrifttum vorzufinden, die explizit Lock-in-Effekte im Mehrperiodenkontext zulassen. Das im vorhergehenden Kapitel besprochene Tax-CAPM kann zwar wie von Gröger gezeigt auch auf einen Mehrperiodenfall übertragen werden, letztlich bleibt es jedoch in seiner Aussagekraft insoweit beschränkt, als das Modell im Grundsatz nicht für eine Modellierung einer 104 105 106

Vgl. Gröger, H., Nachsteuer-CAPM (2007), S. 1278. Vgl. Kruschwitz, L., Löffler, A., Kapitalkosten (2008), S. 810. Vgl. Institut der Wirtschaftsprüfer in Deutschland, IDW S 1 (2008), S. 278.

30

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Realisationsbasis ausgelegt ist. Andere Mehrperiodenmodelle wie die von Constantinides107 und Stiglitz108 gehen hingegen von einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Realisationsbasis aus. Die Möglichkeit von Leerverkäufen eröffnet aber Investoren einen Weg, die Veräußerungsgewinnbesteuerung weitestgehend zu umgehen. Klein entwickelte in Abgrenzung dazu ein Modell, welches Leerverkäufe unterbindet. Investoren können nicht die Risikoposition des gehaltenen Portfolios ändern, ohne dass eine Veräußerungsgewinnbesteuerung ausgelöst wird und den Investor belastet.109 Unter dieser Annahme modelliert Klein Steuerwirkungseffekte auf den Asset Price aufgrund eines Lock-in-Effektes.110 Der Grundgedanke, der hinter dem von Klein entwickelten Modell steht, ist folgender. Bei Anteilseignern, deren Wertpapiere in der Vergangenheit hohe Kurssteigerungen erzielt haben, sind auch vergleichsweise hohe Kursgewinne angelaufen. Unterliegen Veräußerungsgewinne der Besteuerung, so wird eine Realisation dieser Kursgewinne zu einer hohen Steuerbelastung führen. Entsprechend werden die Anteilseigner Wertpapiere mit hohen stillen Reserven zurückhalten, um einer Veräußerungsgewinnbesteuerung zu entgehen (steuerlicher Lock-in). Sie werden nur dann gewillt sein die Wertpapiere zu veräußern, falls sie vom Käufer durch eine Prämie für die anfallende Veräußerungsgewinnsteuer kompensiert werden. Infolgedessen wird sich im Kapitalmarktgleichgewicht eine Markträumung bei einem erhöhten Gleichgewichtspreis einstellen. Der höhere Gleichgewichtspreis veranlasst einerseits Anteilseigner mit hohen stillen Reserven vermehrt Wertpapiere zu veräußern. Andererseits werden Käufer aufgrund des höheren Gleichgewichtspreises vermindert nach den betreffenden Wertpapieren nachfragen. Der höhere Gleichgewichtspreis wird zugleich aber auch mit verminderten Renditen in zukünftigen Perioden einhergehen. Wertpapiere mit hohen angelaufenen Kursgewinnen und einem entsprechend starken steuerlichen Lock-in werden daher gegenüber Wertpapieren mit kaum angelaufenen Kursgewinnen geringere Renditen in der Zukunft erzielen.111 In Kleins Modell unterliegen Kursgewinne genauso der Besteuerung wie Kursverluste, d. h., im Falle von Verlusten kommt es zu einer Steuererstattung in Höhe des Veräußerungsge-

107 108 109

110 111

Constantinides, G. M., Market Equilibriu (1983), S. 611-636. Stiglitz, J. E., Capital gains (1983), S. 257-294. Siehe zur Möglichkeit der Steuerminimierung über Steuerabitrageeffekte Scholes, M. S. u.a., Taxes (2009), S. 147 ff. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 355-378. Vgl. Klein, P., Long-horizon return (2001), S. 34.Klein, P., Long-horizon return (2001), S. 33-62Klein, P., Longhorizon return (2001), S. 33-62Klein, P., Long-horizon return (2001), S. 33-62Klein, P., Long-horizon return (2001), S. 33-62Klein, P., Long-horizon return 2001, S. 33-62

D. Berücksichtigung eines Kapitalisierungs- und Lock-in-Effektes im Gleichgewichtsmodell

31

winnsteuersatzes auf den Veräußerungsverlust.112 Ferner unterstellt Klein, dass die nominalen Steuersätze im Zeitablauf konstant sind und alle Investoren den gleichen Steuersätzen unterliegen. Steuerinduzierte Klientel-Effekte werden somit ex ante ausgeschlossen. Das gleiche gilt für Abitrage-Prozesse infolge einer unterschiedlichen Besteuerung verschiedener Investoren. Die Annahme konstanter Steuersätze im Zeitablauf impliziert zudem, dass eine Unterscheidung zwischen kurz- und langfristigen Veräußerungsgewinnen nicht erfolgt. Alle Veräußerungsgewinne unterliegen den gleichen Steuersätzen. Zur Abfederung der mit der Abbildung eines Mehrperiodenmodells einhergehenden Komplexität unterstellt Klein die von Stapleton/Subrahmanyam113 aufgestellten Annahmen. Dies beinhaltet auch die Annahme einer Vollausschüttung von Cashflows als Dividende. Klein wählt damit einen restriktiveren Ansatz, als ihn Gröger für seine Analyse der mehrperiodigen Anwendung des Tax CAPM wählt. Wie im vorhergehenden Kapitel erörtert, zeigt dieser in seiner Analyse auch die Zulässigkeit einer wiederholten Anwendung des Tax CAPM im Mehrperiodenkontext, falls von einer Gewinnthesaurierung ausgegangen wird. Klein weist darauf hin, dass das gewählte strenge Annahmengerüst nicht zwingend notwendig zur Ableitung der Gleichgewichtsrenditen ist, wählt dieses aber Vereinfachungsgründen. Genauso wie bei dem im vorherigen Kapitel vorgestellten mehrperiodigen TAX CAPM geht Klein im Übrigen von einer Stationarität der Modellparameter aus.114 Neben Klein wurde ein ähnliches Modell auch von Viard entwickelt. Dieser modelliert ebenfalls den Einfluss einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Realisationsbasis.115 Im Gegensatz zu Kleins Modell unterstellt Viard, dass in jeder Periode ein stochastisches gesamtwirtschaftliches Konsumpotenzial der betrachteten Modellwelt zufließt.116 Hingegen unterstellt Klein, dass jedem Investor zu Beginn ein Anfangsvermögen zukommt, welches im Zeitablauf nicht von externer Seite aufgestockt wird.117 Im Ergebnis kommen beide Modelle letztlich zu vergleichbaren Resultaten. Im Unterschied zu Viards Modell ist Kleins Modell ohne Weiteres

112

113

114 115 116 117

Klein geht auf die Besteuerung von Veräußerungsverlusten und der damit verbundenen Steuererstattung nicht explizit ein, schließt jedoch einen solchen Fall nicht aus, in dem er ‫ܩ‬௜௧ sowohl als Gewinn als auch Verlust definiert. Diese bauen größtenteils auf denselben Annahmen des Standard CAPM auf. Darüber hinausgehende Annahmen sind lediglich einfache Erweiterungen der Annahmen des Standardmodels zur Abbildung eines mehrperiodigen Gleichgewichtsmodells. Vgl. Stapleton, R. C., Subrahmanyam, M. G., Multiperiod Equilibrium (1978), S. 1077-1096. Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 358 f. Viard, A. D., Dynamic Asset Pricing (2000), S. 465-488. Viard, A. D., Dynamic Asset Pricing (2000), S. 467. Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 359.

32

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

auch auf die Modellwelt des CAPM übertragbar. Im Folgenden beschränken sich daher die Ausführungen nur auf eine Darstellung und Analyse des Modells von Klein.118 2.

Einperiodenfall

Die angelaufenen Kursgewinne (-verluste) ‫ܩ‬௜௧ des Investors ݅ werden in Kleins Modell in Abhängigkeit ihrer Realisation durch den Steuersatz auf Veräußerungsgewinne ܶ௚ zum Zeitpunkt ‫ ݐ‬besteuert: ‫ܩ‬௜௧ ‫ߙ כ‬௜௧ ܶ௚ Ǥ Der Ausdruck ߙ௜௧ bestimmt den Anteil der aufgedeckten Kursgewinne (-verluste) eines jeden Wertpapiers. Für ݇ ൌ ͳǡ ǥ ǡ ‫ ܭ‬Wertpapiere ergibt sich somit der anteilig realisierte Kursgewinn (-verlust) ߙ௜௞௧ durch die Ausstattung eines Investors ݅ mit dem jeweiligen Wertpapier (ܵ௜௞௧ ) zum Zeitpunkt ‫ ݐ‬in Relation zum Zeitpunkt ‫ ݐ‬െ ͳ: ߙ௜௞௧ ൌ ݉ܽ‫ݔ‬ሾͲǡͳ െ ܵ௜௞௧ Ȁܵ௜௞௧ିଵ ሿǤ

(7)

Werden keine Wertpapiere verkauft, nimmt ߙ௜௞௧ den Wert null an. Der Kursgewinn eines Investors in der Folgeperiode ist damit auch abhängig von dem realisierten Kursgewinn in der Vorperiode: ‫ܩ‬௜௞௧ାଵ ൌ ‫ܩ‬௜௞௧ ሺͳ െ ߙ௜௞௧ ሻ ൅ ሺܲ௞௧ାଵ െ ܲ௞௧ ሻܵ௜௞௧ ǡ

(8)

mit ܲ௞௧ = Preis des Wertpapiers ݇ in der Periode ‫ݐ‬.119 Unter der Annahme nutzenmaximierender Investoren leitet Klein schließlich über einen rekursiven Ansatz den Preis für das Wertpapier ݇ in ܶ െ ͳ ab, wobei ܶ für einen gegebenen Zeitpunkt (mit ‫ ݐ‬൏ ܶ) steht. Der Preis ergibt sich letztlich aus den risikoadjustierten diskontierten erwarteten Cashflows der nächsten Periode: ܲ௞்ିଵ ൌ ்ܴିଵ ൣܲ௞்ିଵ ൅ ሺܲ௞் െ ܲ௞்ିଵ ሻ൫ͳ െ ܶ௚ ൯ ൅ ‫ି்ܧ‬ଵ ሾ݀௞் ሿሺͳ െ ܶௗ ሻ ൅ ߜ௜௞்ିଵ ିଵ െ ߠ௠் ܵ௜்ିଵ ȳ ் ߡ௞ ൧Ǥ

(9)

Der Preis des Wertpapiers ܲ௞்ିଵ berechnet sich zunächst aus dem diskontierten Cashflow definiert als der Preis ܲ௞்ିଵ zuzüglich des Kursgewinns in der Folgeperiode ܲ௞் െ ܲ௞்ିଵ abzüglich der darauf entfallenden Veräußerungsgewinnbesteuerung ൫ͳ െ ܶ௚ ൯. Insoweit ent118

119

Sahm stellt ein Gleichgewichtsmodell mit deutlich restriktiveren Annahmen vor. Für Zwecke der Wohlfahrtsanalyse vereinfacht er das Modell Kleins maßgeblich, um wohlfahrtstheoretische Einflüsse einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Realisationsbasis besser separieren zu können. Vgl. Sahm, M., Methods of Capital Gains Taxation (2008), S. 743-768. Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 359.

D. Berücksichtigung eines Kapitalisierungs- und Lock-in-Effektes im Gleichgewichtsmodell

33

spricht das Konstrukt – mit Ausnahme der Diskontierung über ்ܴିଵ und des Terms ൫ͳ െ ܶ௚ ൯ – der Formel (8), in der anstelle der Wertpapierpreise Kursgewinne abgebildet werden. Darüber hinausgehend ist in Formel (9) im diskontierten Cashflow die erwartete Dividendenzahlung abzüglich der darauf zu entrichtenden Dividendensteuer durch den Term ‫ି்ܧ‬ଵ ሾ݀௞் ሿሺͳ െ ܶௗ ሻ abgebildet. Mit ‫ି்ܧ‬ଵ ሾ݀௞் ሿ geht Klein anders als im Tax CAPM vom Erwartungswert der Dividendenrendite aus.120 Die Risikoaversion der Investoren wird über den ିଵ ିଵ Term ߠ௠் ܵ௜்ିଵ ȳ ் ߡ௞ modelliert, der mit ߠ௠் die Marktrisikotoleranz und ȳ ் die

Kovarianzmatrix der Nachsteuerdividendenrenditen enthält.121 Der eigentliche Kern des modelltheoretischen Ansatzes Kleins wird letztlich aber durch den Term ߜ௜௞்ିଵ dargestellt. Der individuelle Aufschubterm ߜ௜௞்ିଵ der nicht realisierten Veräußerungsgewinne ist dabei definiert als: ߜ௜௞்ିଵ ൌ ‫ݓ‬௜௞்ିଵ ൣܶ௚ ሺ்ܴ െ ͳሻ‫ܩ‬௜௞்ିଵ Ȁܵ௜௞்ିଶ ൅ ߣ௜௞்ିଵ ൧Ǥ

(10)

Mit dem Term wird der Lock-in-Effekt der Veräußerungsgewinnbesteuerung modelltheoretisch abgebildet. ‫ݓ‬௜௞்ିଵ ist gleich null, falls der Investor ݅ weitere Wertpapiere ݇ kauft. Veräußerungsgewinne werden in diesem Fall nicht realisiert und dementsprechend keiner Besteuerung unterworfen. Ein Lock-in seitens des Investors ݅ liegt nicht vor. Werden hingegen Wertpapiere durch den Investor ݅ verkauft, so nimmt ‫ݓ‬௜௞்ିଵ den Wert eins an. Der Term ߜ௜௞்ିଵ bestimmt sich dann nach Maßgabe des angefallenen Veräußerungsgewinns pro Wertpapier ‫ܩ‬௜௞்ିଵ Ȁܵ௜௞்ିଶ  und der darauf zu entrichtenden Steuer ܶ௚ sowie nach einem sogenannten „Timing Factor“ ሺ்ܴ െ ͳሻ, der der Berechnung der Nettorendite des Aufschubs dient. Der Term ߣ௜௞்ିଵ dient allein dazu, Leerverkäufe innerhalb des Modells zu unterbinden und soll hier keine weitere Betrachtung finden. ‫ݓ‬௜௞்ିଵ nimmt wiederum einen Wert zwischen eins und null an, falls der Investor zwar potenziell sein Portfolio umschichten würde, dies allerdings aufgrund der damit verbundenen Besteuerung von Veräußerungsgewinnen unterlässt und stattdessen die Realisierung der Veräußerungsgewinne in künftige Perioden hinausschiebt. Der Wert liegt dabei näher bei eins, wenn der Anteil des Wertpapiers ݇ im Portfolio des Investors ݅ deutlich höher ist als im Falle einer optimalen Portfoliomischung. Der Vorteil des Aufschubs der Veräußerungsgewinnbesteuerung überwiegt dennoch den Nachteil, kein unter Risiko-Rendite Gesichtspunkten optimal zusammengestelltes Portfolio zu halten. Für den umgekehrten Fall, in dem die aktuelle Portfoliozusammensetzung kaum vom optimalen Portfolio abweicht, liegt der Wert hingegen näher bei null.122

120 121 122

Diese ist jedoch stationär im Zeitablauf. ߡ݇ ist ein Vector aus Nullen mit einer eins an der Position ݇. Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 361. Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 361 f.

34

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

3.

Mehrperiodenfall

Der durch die Formel (9) beschriebene Zusammenhang bezieht sich auf den Preis der Periode ܶ െ ͳ. Für weiter zurückliegende Perioden ‫ ݐ‬൏ ܶ െ ͳ lässt sich die Formel ohne Weiteres erweitern. Für den Zeitpunkt ‫ ݐ‬ergibt sich der Preis ܲ௞௧ durch: ିଵ ൣܲ௞௧ ൅ ሺܲ௞௧ାଵ െ ܲ௞௧ ሻ൫ͳ െ ܶ௚ ‫ܤ‬௜௞௧ ൯ ൅ ‫ܧ‬௧ ሾ݀௞௧ାଵ ሿሺͳ െ ܶௗ ሻ ൅ ߜ௜௞௧ ܲ௞௧ ൌ ܴ௧ାଵ ିଵ െ ߠ௜௧ାଵ ܵ௜௧ ȳ௧ାଵ ߡ௞ ൧Ǥ

(11)

Formel (11) weicht gegenüber Formel (9) zum einen durch den geänderten Term ൫ͳ െ ܶ௚ ‫ܤ‬௜௞௧ ሻ ab. Mit ‫ܤ‬௜௞௧ wird der Investitionshorizont des Investors ݅ für das Wertpapier ݇ umschrieben. Die in künftigen Perioden anfallende Veräußerungsgewinnbesteuerung wird in Abhängigkeit von der erwarteten Haltedauer für das Wertpapier ݇ im Preis kapitalisiert. ‫ܤ‬௜௞௧ ist definiert als: ‫ ܣ‬Ȁܴ ݂ò‫ߙ ݎ‬௜௞௧ାଵ ൌ Ͳ ‫ܤ‬௜௞௧ ൌ ൜ ௜௞௧ ௧ାଵ ǡ ͳ ݂ò‫ߙ ݎ‬௜௞௧ାଵ ് Ͳ mit: ‫ܣ‬௜௞௧ ൌ ߙ௜௧ାଶ ൅ ߙ௜௧ାଷ ሺͳ െ ߙ௜௧ାଶ ሻΤܴ௧ାଶ ൅ ߙ௜௧ାସ ሺͳ െ ߙ௜௧ାଷ ሻሺͳ െ ߙ௜௧ାଶ ሻΤሺܴ௧ାଷ ܴ௧ାଶ ሻ ൅ ǥ ൅ ߙ௜் ሺͳ െ ߙ௜்ିଵ ሻሺͳ െ ߙ௜்ିଶ ሻ ǥ ሺͳ െ ߙ௜௧ାଶ ሻΤሺ்ܴ ்ܴିଶ ǥ ܴ௧ାଷ ܴ௧ାଶ ሻǤ Der mit ‫ܤ‬௜௞௧ umschriebene Investitionshorizont wird folglich definiert als die mit ܴ௧ diskontierten Realisationsraten des Investors. Der Term ‫ܤ‬௜௞௧ wird einen umso geringeren Wert einnehmen, je höher der Investitionshorizont des Investors ݅ ist. Entsprechend erfolgt bei einem langen Investmenthorizont eine geringere Kapitalisierung der künftigen Veräußerungsgewinnbesteuerung als bei einem sehr kurzen Investmenthorizont.123 Zum anderen wird in Formel (11) der Term ߜ௜௞௧ abweichend zur Formel (9) definiert. Mit ଶ ሻ ߜ௜௞௧ ൌ ‫ݓ‬௜௞௧ ൣܶ௚ ሺܴ௧ାଵ െ ‫ܤ‬௜௞௧ ሻ‫ܩ‬௜௞௧ Ȁܵ௜௞௧ିଵ ൅ ߣ௜௞௧ ൧ െ ሺͳ െ ‫ݓ‬௜௞௧ ሻܶ௚ ‫ܥ‬௜௞௧ ሺ‫ܩ‬௜௞௧ ܵ௜௞௧ାଵ Ȁܵ௜௞௧

(12)

wird in Bezug auf den Investor ݅ analog wie in Formel (9) der Lock-in-Effekt im Modell abgebildet. Der erste Teil der Formel gleicht annähernd dem in Formel (10) definierten Term. Anders als dort nimmt jedoch in Formel (12) der Investmenthorizont des Investors Einfluss auf die Höhe des Aufschubterms. Verkauft der Investor Wertpapiere und nimmt ‫ݓ‬௜௞௧ den Wert eins an, so bestimmt sich die Höhe des Aufschubterms nach ߜ௜௞௧ ൌ ܶ௚ ሺܴ௧ାଵ െ ‫ܤ‬௜௞௧ ሻ‫ܩ‬௜௞௧ Ȁܵ௜௞௧ିଵ ൅ ߣ௜௞௧ . Gegenüber der Formel (10) wird die Nettorendite aus dem Aufschub 123

Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 365 f.

D. Berücksichtigung eines Kapitalisierungs- und Lock-in-Effektes im Gleichgewichtsmodell

35

der Veräußerungsgewinnbesteuerung allerdings nicht über ሺܴ௧ାଵ െ ͳሻ, sondern ሺܴ௧ାଵ െ ‫ܤ‬௜௞௧ ሻ errechnet. Die Nettorendite aus dem Aufschub ist somit höher, je länger der Investmenthorizont und je kleiner ‫ܤ‬௜௞௧ ist. Ist hingegen ein Verkauf in der nächsten Periode vorteilhaft und nimmt ‫ܤ‬௜௞௧ den Wert eins an, fällt die Nettorendite aus dem Aufschub geringer aus. 124 ଶ ሻ. Ferner enthält die Formel (12) den zusätzlichen Term െሺͳ െ ‫ݓ‬௜௞௧ ሻܶ௚ ‫ܥ‬௜௞௧ ሺ‫ܩ‬௜௞௧ ܵ௜௞௧ାଵ Ȁܵ௜௞௧

Werden Wertpapiere durch den Investor gekauft und nimmt ‫ݓ‬௜௞௧ den Wert null an, beଶ ሻ. Klein modelstimmt sich die Höhe des Aufschubterms nach ߜ௜௞௧ ൌ െܶ௚ ‫ܥ‬௜௞௧ ሺ‫ܩ‬௜௞௧ ܵ௜௞௧ାଵ Ȁܵ௜௞௧

liert in diesem Fall also eine den Preis reduzierende Wirkung. Kauft ein Investor Wertpapiere zum Zeitpunkt ‫ݐ‬, so werden im Durchschnitt die bisherigen bei diesem Wertpapier angelaufenen Kursgewinne reduziert. Denn gegenüber Wertpapieren, die bereits seit Längerem im Portfolio enthalten sind, können bei den neu gekauften Wertpapieren per se noch keine Kursgewinne angelaufen sein. Entsprechend wird zum Zeitpunkt ‫ ݐ‬൅ ͳ der durchschnittlich angelaufene Kursgewinn und der Lock-in-Effekt niedriger ausfallen. Aufgrund der Minderung des Lock-in wird der Investor eine geringere Prämie zur Begleichung der Veräußerungsgewinnbesteuerung verlangen, weshalb Klein eine den Preis reduzierende Wirkung modelliert. Die Abhängigkeit dieses Effektes von dem persönlichen Investmenthorizont des Investors wird durch den Term ‫ܥ‬௜௞௧ berücksichtigt. Genau konträr zu ‫ܤ‬௜௞௧ ist dieser definiert als: ͳ െ ‫ܣ‬௜௞௧ Ȁܴ௧ାଵ ݂ò‫ߙݎ‬௜௞௧ାଵ ് Ͳ ‫ܥ‬௜௞௧ ൌ ൜ Ǥ Ͳ݂ò‫ߙݎ‬௜௞௧ାଵ ൌ Ͳ Ist der Investmenthorizont eines Investors länger, wirkt sich der Kauf neuer Wertpapiere stärker preismindernd aus als bei kürzeren Investmenthorizonten. Denn beträgt der Investmenthorizont nur eine Periode, werden also in der Folgeperiode alle im Portfolio gehaltenen Wertpapiere veräußert, so kommt es zu keiner durchschnittlichen Minderung der Veräußerungsgewinnsteuer durch den Kauf neuer Wertpapiere in der Vorperiode. Anders sieht der Effekt bei längeren Investmenthorizonten aus. Denn nur, wenn es in den Folgeperioden zu Teilverkäufen von Wertpapieren aus dem Portfolio des Investors kommt, wird sich der Veräußerungsgewinn aufgrund der Durchschnittsbetrachtung mindern. Hieran wird auch deutlich, dass ein solcher Effekt bei der Betrachtung von ܶ െ ͳ Perioden wie in Formel (9) und (10) nicht modelliert werden muss. Ein Lock-in-Effekt in den nachfolgenden Perioden ist aufgrund der endlichen Betrachtung nicht möglich. Von ܶ െ ͳ bis ܶ wird nur eine Periode betrachtet, ‫ܥ‬௜௞௧ würde hier also immer den Wert null annehmen.125

124 125

Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 366. Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 366 f.

36

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

Die Überlegungen Kleins basieren auf der Annahme, dass sich der Veräußerungsgewinn aus dem Verkauf von Wertpapieren nach der durchschnittlichen Wertentwicklung berechnet. Wird ein Wertpapier gekauft, so mindert dies im Durchschnitt die bisher angelaufenen Kurssteigerungen und die darauf entfallende Veräußerungsgewinnsteuer. Wird bei einem späteren Verkauf von Wertpapieren allerdings nicht der durchschnittliche Wertzuwachs zur Berechnung der Veräußerungsgewinnsteuer ermittelt, sondern ein bestimmtes Verbrauchsfolgeverfahren unterstellt, kommt es zu keiner (durchschnittlichen) Minderung des Lock-inEffektes bei Teilverkäufen in künftigen Perioden. Im deutschen Steuerrecht gilt das FIFO-Verfahren.126 Zuerst angeschaffte Wertpapiere werden annahmegemäß auch wieder zuerst veräußert. Der zusätzliche Kauf neuer Wertpapiere mindert die durchschnittliche Steuerlast auf den Veräußerungsgewinn bei einem späteren ଶ ሻ in der Formel Teilverkauf also nicht. Der zweite Term െሺͳ െ ‫ݓ‬௜௞௧ ሻܶ௚ ‫ܥ‬௜௞௧ ሺ‫ܩ‬௜௞௧ ܵ௜௞௧ାଵ Ȁܵ௜௞௧

(12) wird somit nur in solchen Kapitalmärkten zum Tragen kommen, bei denen in Bezug auf das dort geltende Steuerrecht die Berechnung der Veräußerungsgewinnsteuer nach dem durchschnittlichen Wertzuwachs erfolgt.127 4.

Gleichgewichtspreis und Wertpapierrenditen im CAPM-Modell

Der mit Formel (11) berechnete Preis ܲ௞௧ bestimmt sich insbesondere nach dem individuellen Investmenthorizont und der erzielten Kursgewinne des Investors ݅. Der Gleichgewichtspreis ergibt sich durch den Ausgleich des Angebots und der Nachfrage nach dem Wertpapier ݇ auf dem Kapitalmarkt. Unter Anwendung der Markträumungsbedingung lässt sich der Gleichgewichtspreis schlussendlich durch folgende Formel Kleins Modell ableiten: ିଵ ܲ௞௧ ൌ ܴ௧ାଵ ൣܲ௞௧ ൅ ሺܲ௞௧ାଵ െ ܲ௞௧ ሻ൫ͳ െ ܶ௚ ‫ܤ‬௞௧ ൯ ൅ ‫ܧ‬௧ ሾ݀௞௧ାଵ ሿሺͳ െ ܶௗ ሻ ൅ ߜ௞௧ ିଵ െ ߠ௜௧ାଵ ͳȳ௧ାଵ ߡ௞ ൧Ǥ

(13)

Der Term ‫ܤ‬௞௧ umschreibt den risikogewichteten durchschnittlichen Investmenthorizont und ߜ௞௧ den risikogewichteten Durchschnitt der individuellen Aufschubterme aller Investoren am Kapitalmarkt.128 Der Gleichgewichtspreis wird sich dabei zwischen einer bestimmten Unter- und Obergrenze bewegen. Formel (13) stellt den sich einstellenden Gleichgewichtspreis unter Anwendung

126 127

128

Siehe hierzu die Regelung zur Sammelverwahrung in § 20 Abs. 4 S. 7 EStG. Werden Wertpapiere weder gekauft noch verkauft, so ergibt sich die Höhe des Aufschubterms ߜ௜௞௧ aus einer Mischung des den Wert erhöhenden und mindernden Effektes. Beide Terme ܶ௚ ሺܴ௧ାଵ െ ‫ܤ‬௜௞௧ ሻ‫ܩ‬௜௞௧ Ȁ ଶ ሻ nehmen in diesem Fall einen positiven Wert an. Im ܵ௜௞௧ିଵ ൅ ߣ௜௞௧ und െሺͳ െ ‫ݓ‬௜௞௧ ሻܶ௚ ‫ܥ‬௜௞௧ ሺ‫ܩ‬௜௞௧ ܵ௜௞௧ାଵ Ȁܵ௜௞௧ Übrigen gilt das gleiche wie bereits für den Fall ܶ െ ͳ. Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 367. ͳ ist ein Vektor aus Einsen. Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 367.

D. Berücksichtigung eines Kapitalisierungs- und Lock-in-Effektes im Gleichgewichtsmodell

37

der Markträumungsbedingung dar, der letztlich auf den nach Formel (11) berechneten Preisvorstellung der einzelnen Marktakteure basiert. Die Terme ‫ܤ‬௞௧ und ߜ௞௧ sind risikogewichtete Durchschnittswerte. Auf Ebene des einzelnen Investors werden diese unterschiedliche Werte einnehmen. Der Term ߜ௜௞௧ wird bei Investoren, die das Wertpapier ݇ kaufen einen anderen Wert einnehmen als bei Investoren, die das Wertpapier ݇ mit angelaufenen Kursgewinnen verkaufen. Beim kaufenden Investor nimmt ߜ௜௞௧ den Wert null bzw. bei einer Bemessung der Veräußerungsgewinnsteuer nach dem durchschnittlichen Wertzuwachs einen negativen Wert an. Der nach Klein modellierte Preis liegt damit unter dem des verkaufenden Investors. Bei diesem nimmt ߜ௜௞௧ in Abhängigkeit der Höhe des Veräußerungsgewinnsteuersatzes und der angelaufenen Kursgewinne einen positiven Wert ein. Der Gleichgewichtspreis kann daher mit Kleins Modell nicht unmittelbar berechnet werden. Das Modell gibt zunächst viel mehr Hinweise für die Preisober- und Untergrenze, zwischen denen sich der tatsächliche Gleichgewichtspreis am Kapitalmarkt einstellen wird.129 Erst über die risikogewichtete Durchschnittsbildung der einzelnen Terme lässt sich in Kleins Modell ein Gleichgewichtspreis berechnen. Weitere Komplexität erlangt die risikogewichtete Durchschnittsbildung im Übrigen dadurch, falls ein Markt mit Investoren betrachtet wird, die verschiedenen Steuerrechtsregelungen unterliegen. In diesem Falle sind auch die risikogewichteten durchschnittlichen Steuersätze der einzelnen Investoren zur Berechnung des Gleichgewichtspreises zu erheben. Die von Klein modellierte Preisbildung unter Berücksichtigung von steuerlichen Lock-inEffekten lässt sich ohne Weiteres auch auf die Modellwelt des CAPM übertragen. Ausgehend von der mehrperiodigen Betrachtung in Formel (13) lässt sich ein Modell unter den Annahmen des CAPM ableiten, welches den Lock-in-Effekt explizit berücksichtigt. Die erwartete Vorsteuer-Rendite des Wertpapiers ݇ bestimmt sich danach für ‫ ݐ‬൅ ͳ als: ‫ܧ‬௧ ሾ‫ݎ‬௞௧ାଵ ሿ ൌ ‫ݎ‬௙௧ାଵ ൅ ߬௚௞௧ ߚ௞௧ ൣ‫ܧ‬௧ ሾ‫ݎ‬௠௧ାଵ ሿ െ ‫ݎ‬௙௧ାଵ െ ‫ܧ‬௧ ሾ‫ݕ‬௠௧ାଵ ሿ߬ௗ௠௧ ൅ ‫ݎ‬௙௧ାଵ ߬௕௠௧ ൅ ߜ௠௧ ൧ ൅ ‫ܧ‬௧ ሾ‫ݕ‬௞௧ାଵ ሿ߬ௗ௞௧ െ ‫ݎ‬௙௧ାଵ ߬௕௞௧ െ ߜ௞௧ Ǥ mit: ‫ݎ‬௞௧ାଵ = Rendite des Wertpapiers ݇ ‫ݎ‬௙௧ାଵ = Zinssatz der risikolosen Anlage ‫ݎ‬௠௧ାଵ = Rendite des Marktportfolios

129

Siehe auch Klein, P., Long-horizon return (2001), S. 42.

߬௚௞௧

=

߬ௗ௞௧

=

߬௕௞௧

=

ଵି஻೘೟ ்೒ ଵି஻ೖ೟ ்೒ ்೏ ି஻ೖ೟ ்೒ ଵି஻ೖ೟ ்೒ ்್ ି஻ೖ೟ ்೒ ଵି஻ೖ೟ ்೒

(14)

38

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

‫ݕ‬௞௧ାଵ = Dividendenrendite des Wertpapiers ݇ ‫ݕ‬௠௧ାଵ = Dividendenrendite des Marktportfolios ߚ௞௧

߬ௗ௠௧

=

߬௕௠௧

=

்೏ ି஻೘೟ ்೒ ଵି஻೘೟ ்೒ ்್ ି஻೘೟ ்೒ ଵି஻೘೟ ்೒

= Beta-Faktor des Wertpapiers ݇.

Abweichend zur Formel (13) geben die beiden Terme ߜ௠௧ und ߜ௞௧ zum einen den Einfluss auf die Rendite und nicht den Einfluss auf den Preis wieder. Um den Einfluss auf die erwartete Vorsteuer-Rendite ‫ܧ‬௧ ሾ‫ݎ‬௞௧ାଵ ሿ darzustellen, werden zum anderen beide Terme durch ൫ͳ െ ‫ܤ‬௠௧ ܶ௚ ൯ bzw. ൫ͳ െ ‫ܤ‬௞௧ ܶ௚ ൯ dividiert. Der Beta-Faktor ist wie im Standard-CAPM definiert.130 Mit ‫ܧ‬௧ ሾ‫ݕ‬௠௧ାଵ ሿ wird in Kleins Modell der Erwartungswert der Dividendenrendite charakterisiert. Wie bereits oben angesprochen, geht Klein mit dem in Stapleton/Subrahmanyam definierten Annahmengerüst aus Vereinfachungsgründen von einer Vollausschüttung der Cashflows aus.131 Gröger weist jedoch wie in Kapitel III.C.2 erörtert nach, dass auch im Thesaurierungsfall bei gleichzeitiger differenzierter Besteuerung von Dividenden und Kursgewinnen eine wiederholte Anwendung des CAPM im Mehrperiodenkontext zulässig ist. Voraussetzung hierfür ist allerdings, dass im Modell eine wertabhängige Dividendenrendite unterstellt wird. Selbiges muss auch für das von Klein entwickelte Modell gelten. Insoweit ist, möchte man von einer Thesaurierung im Bewertungskalkül ausgehen, eine wertabhängige Dividendenrendite im Modell Kleins anzusetzen. Im Hinblick auf die Steuerwirkungseffekte einer Veräußerungsgewinnsteuer lassen sich anhand der Gleichung (14) verschiedene Schlussfolgerungen festmachen. Die erwartete Rendite ‫ܧ‬௧ ሾ‫ݎ‬௞௧ାଵ ሿ für das Wertpapier ݇ wird über ߜ௞௧ mitbestimmt. Wird mit dem Wertpapier ݇ ein hohes Kurswachstum erzielt, wird der durchschnittliche Aufschubterm ߜ௞௧ c. p. höher sein, als bei Wertpapieren mit niedrigerem Kurswachstum. Gleiches gilt für den durchschnittlichen Investmenthorizont ‫ܤ‬௞௧ der Anteilseigner. Ist dieser höher, nimmt auch ߜ௞௧ einen höheren Wert ein. Je höher aber ߜ௞௧ ist, desto geringer wird die erwartete Rendite in den nachfolgenden Perioden gemäß Formel (14) ausfallen.132 Die erwartete Rendite ‫ܧ‬௧ ሾ‫ݎ‬௞௧ାଵ ሿ wird darüber hinaus durch den Term ߬௚௞௧ beeinflusst. Der Beta-Faktor wird über den Term ߬௚௞௧ angepasst, welcher die durchschnittliche Besteuerung von Kursgewinnen im Marktportfolio in Relation zur durchschnittlichen Besteuerung von Kursgewinnen bei dem Wertpapier ݇ darstellt. Die durchschnittliche Besteuerung von Kursgewinnen des Marktportfolios und des Wertpapiers ݇ ermittelt sich hierbei in Abhängigkeit 130 131 132

Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 370 f. Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 358. Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 371 f.

D. Berücksichtigung eines Kapitalisierungs- und Lock-in-Effektes im Gleichgewichtsmodell

39

des durchschnittlichen Investmenthorizonts ‫ܤ‬௠௧ bzw. ‫ܤ‬௞௧ . Der Term ߬௚௞௧ wird umso höher ausfallen, je geringer der durchschnittliche Investmenthorizont der Investoren beim Wertpapier ݇ im Vergleich zum durchschnittlichen Investmenthorizont des Marktportfolios ist. Ist ‫ܤ‬௠௧ größer als ‫ܤ‬௞௧ wird ߬௚௞௧ einen Wert größer eins einnehmen. Liegt der durchschnittliche Investmenthorizont der Investoren beim Wertpapier ݇ hingegen unter dem des Marktportfolios, tritt der umgekehrte Fall ein. Die Risikoprämie und damit die erwartete Rendite ‫ܧ‬௧ ሾ‫ݎ‬௞௧ାଵ ሿ wird durch den Term ߬௚௞௧ , welcher einen Wert kleiner eins einnimmt, gemindert.133 Eine Wechselbeziehung lässt sich auch in Bezug auf den durchschnittlichen Aufschubterm des Marktportfolios und der des Wertpapiers ݇ ausmachen. ߜ௠௧ nimmt in der Formel (14) einen positiven Einfluss auf die zu erwartende Risikoprämie. Der durchschnittliche Aufschubterm ߜ௞௧ für das Wertpapier ݇ hat hingegen im Modell einen negativen Einfluss auf die erwartete Rendite. Ist der Aufschubterm des Marktportfolios größer als der des Wertpapiers ݇ wirkt sich dies bei ߬௚௞௧ ߚ௞௧ ൐ ͳ renditeerhöhend aus. Der negative Effekt des Lock-inEffektes beim Wertpapier ݇ wird wieder aufgrund des größeren Lock-in-Effektes im Marktportfolio aufgehoben bzw. überkompensiert.134 Des Weiteren ist die Steuerlast auf Dividenden und Zinszahlungen im Modell abhängig von der durchschnittlichen effektiven Besteuerung von Kursgewinnen. ߬ௗ௞௧ , ߬௕௞௧ , ߬ௗ௠௧ und ߬௕௠௧ werden umso niedriger ausfallen, je geringer einerseits der Investmenthorizont der Investoren des Wertpapiers ݇ bzw. des Marktportfolios und andererseits der Steuersatz auf Kursgewinne ܶ௚ ist.135 Entspricht der Steuersatz auf Dividenden ܶௗ bzw. auf Zinsen ܶ௕ dem effektiven Steuersatz auf Kursgewinne, so übt die Besteuerung von Dividenden bzw. Zinsen im Modell keinen Einfluss auf die Gleichgewichtsrendite vor Steuern aus. ߬ௗ௞௧ und ߬௕௞௧ bzw. ߬ௗ௠௧ und ߬௕௠௧ würden in diesem Fall den Wert null einnehmen. Damit wäre ein Steuereinfluss nur noch über die Terme ߬௚௞௧ , ߜ௠௧ und ߜ௞௧ im Modell gegeben.

133 134 135

Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 372. Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 372 f. Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 373.

40

E.

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

1.

Operationalisierung der Verteilungsparameter

a)

Investmenthorizont des Marktportfolios

Die vorgestellten Gleichgewichtsmodelle werden im Folgenden verschiedenen Simulationen unterworfen, in denen der Einfluss einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf den Eigenkapitalkostensatz bei einem mehrperiodigen Betrachtungshorizont näher untersucht werden soll. Dazu werden zunächst die nötigen zu schätzenden Verteilungsparamter der einzelnen Modelle operationalisiert und quantifiziert. Für eine realitätsnahe Darstellung werden die Parameter des Standard CAPM anhand empirisch erhobener Daten bestimmt. Der Fokus der Betrachtung liegt dabei auf dem deutschen Kapitalmarkt. Die effektive Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Kursgewinne hängt sowohl im Tax CAPM als auch im von Klein modifizierten Modell entscheidend von der durchschnittlichen Haltedauer der Investoren ab. Klein unterscheidet des Weiteren in seinem Modell zwischen dem risikogewichteten durchschnittlichen Investmenthorizont der Investoren in Bezug auf das Wertpapier ݇ und dem risikogewichteten durchschnittlichen Investmenthorizont des Marktportfolios. Der risikogewichtete durchschnittliche Investmenthorizont des Marktportfolios bestimmt im modifizierten CAPM gemäß Formel (14) maßgeblich die effektiven Steuersätze ߬ௗ௠௧ und ߬௕௠௧ , welche wiederum die Steuerlast auf die erwartete Marktdividendenrendite ‫ܧ‬௧ ሾ‫ݕ‬௠௧ାଵ ሿund den sicheren Zins ‫ݎ‬௙௧ାଵ zur Berechnung der Marktrisikoprämie determinieren. Ferner berechnet sich der Steuersatz ߬௚௞௧ aus einer Wechselbeziehung zwischen dem risikogewichteten durchschnittlichen Investmenthorizont des Wertpapiers ݇ und dem risikogewichteten durchschnittlichen Investmenthorizont des Marktportfolios. Der Fachkreis Unternehmensbewertung des IDW unterstellt typisiert einen effektiven Veräußerungsgewinnsteuersatz von 12,5%, was bei einer Kursrendite von 5% einer Haltedauer von über 30 Jahren bzw. bei einer Kursrendite von 9% etwa 24 Jahre entspricht.136 Inwieweit diese typisierende Annahme durch empirische Befunde gestützt werden kann, wird im Folgenden erörtert. Bisherige empirische Studien zeigen ein uneinheitliches Bild über den durchschnittlichen Investmenthorizont von Anlegern. Studien zum Investmenthorizont von Investoren in den USA bei Anteilen an Körperschaften lassen Haltedauern von über zehn Jahren vermuten.137

136 137

Vgl. Wagner, W., Saur, G., Willershausen, T., Unternehmensbewertungsgrundsätze (2008), S. 736. Protopapadakis schätzt eine Haltedauer bei Kapitalvermögen von mindestens 13 Jahren (vgl. Protopapadakis, A., Effective Capital Gains Tax Rates (1983), S. 127-138). Auch King/Fullerten gehen davon aus, dass die Haltedauer zehn Jahre oftmals überschreitet (vgl. King, M. A. u.a., Income from capital (1984)).

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

41

Die ermittelten Haltedauern können allerdings nur ein grobes Indiz über die durchschnittliche Haltedauer geben. Die Studien zum US-Kapitalmarkt beruhen auf Daten des Internal Revenue Service, auf deren Basis indirekt die durchschnittliche Haltedauer geschätzt wird. So ermittelt Protopapadakis die durchschnittliche Haltedauer anhand des Verhältnisses von realisierten zu den insgesamt angelaufenen Veräußerungsgewinnen. Zur Bestimmung der insgesamt angelaufenen Veräußerungsgewinne sowie der Ableitung der durchschnittlichen Haltedauer sind jedoch bestimmte Annahmen zu treffen, die nur eine grobe Approximation der Haltedauer erlauben.138 Darüber hinaus ist fraglich, inwieweit die Studien für den USamerikanischen Kapitalmarkt auf Deutschland übertragbar sind. Ferner ist zu bedenken, dass sich die Studien nur auf Haltedauern im Falle von Kurssteigerungen beziehen. Bei der Berechnung des durchschnittlichen Investmenthorizonts sind aber auch die Haltedauern im Falle von Kursverlusten zu berücksichtigen. Dabei sind die Haltedauern im Falle von Kurssteigerungen nicht ohne Weiteres auf die Haltedauern im Falle von Kursverlusten übertragbar. So beschreibt der Dispositionseffekt in der Behavioral Finance, dass sich das Verhalten von Investoren in Gewinn- und Verlustsituationen signifikant voneinander unterscheidet. Während Gewinne zu früh realisiert werden, lässt sich ein entgegengesetztes Verhalten bei verlustreichen Investments beobachten. Anleger verhalten sich demnach irrational, indem sie Verluste aussitzen und eine im Vergleich zu gewinnbringenden Investments andere Risikoposition einnehmen. Der Dispositionseffekt wird durch verschiedene empirische Studien bekräftigt.139 Überdies beziehen sich die in den USA durchgeführten Studien zum Investmenthorizont auf die 1960er und 1970er Jahre. Es ist nicht auszuschließen, dass veränderte Rahmenbedingungen auf den Kapitalmärkten auch zu geänderten durchschnittlichen Haltedauern geführt haben.140 Die ermittelten Haltedauern von über zehn Jahre sind somit nicht vorbehaltlos auch auf die Gegenwart und die zukünftige Entwicklung an den Kapitalmärkten übertragbar. Den bisherigen Studien über die durchschnittliche Haltedauer soll daher im Folgenden eine eigene empirische Erhebung für den deutschen Kapitalmarkt gegenübergestellt werden.

138 139

140

Vgl. Protopapadakis, A., Effective Capital Gains Tax Rates (1983), S. 127-138. Vgl. Shefrin, H., Statman, M., Disposition (1985), S. 777-790; Dhar, R., Zhu, N., Disposition Effect (2002), S. 1; Shapira, Z., Venezia, I., Patterns of behavior (2001), S. 1573-1587; Ferris, S. P., Haugen, R., Makhija, A., Disposition Effect (1988), S. 677-697; Locke, P. R., Onayev, Z., Trade Duration (2005), S. 113-129; Genesove, D., Mayer, C., Loss Aversion (2001), S. 1233-1260; Odean, T., Are Investors Reluctant (1998), S. 1775-1798. Siehe hierzu auch Stehle, der die heute größeren Möglichkeiten der Diversifikation, niedrigere Transaktionskosten und die gewichtigere Rolle von Investmentfonds sowie die stärkere internationale Verflechtung der Kapitalmärkte anspricht. Vgl. Stehle, R., Festlegung Risikoprämie (2004), S. 921.

42

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

Die durchschnittliche Haltedauer von Wertpapieren des Marktportfolios kann empirisch nur indirekt beobachtet werden. Als Proxy zur Ableitung der durchschnittlichen Haltedauer bietet sich die Umschlaghäufigkeit von Wertpapieren des Marktportfolios an141: ܷ௞௧ ൌ

‫݋ݒ‬௞௧ ǡ ݊‫݄ݏ݋‬௞௧

(15)

mit: ܷ௞௧

= Umschlaghäufigkeit des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

݊‫݄ݏ݋‬௞௧

= Anzahl der ausstehenden Aktien des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

‫݋ݒ‬௞௧

= Handelsvolumen des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬Ǥ

Mit ܷ௞௧ wird zunächst die Umschlaghäufigkeit des Wertpapiers ݇ ermittelt. Der Zeitraum, in dem die ausstehenden Aktien ein Mal vollständig umgeschlagen wurden, ergibt approximativ die durchschnittliche Haltedauer. Die Berechnung der aggregierten durchschnittlichen Umschlaghäufigkeit des Marktportfolios ergibt sich aus der Summe der durchschnittlichen Haltedauern der einzelnen Aktien, gewichtet nach deren Marktkapitalisierung: ௄

ܷ௠௧ ൌ ෍ ቈ ௞

‫݋ݒ‬௞௧ ݉‫ݒ‬௞௧ ‫כ‬ ቉ǡ ݊‫݄ݏ݋‬௞௧ σ௄ ௞ ݉‫ݒ‬௞௧

(16)

mit: ܷ௠௧

= Umschlaghäufigkeit des Marktportfolios ݉ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

݊‫݄ݏ݋‬௞௧

= Anzahl der ausstehender Aktien des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

‫݋ݒ‬௞௧

= Handelsvolumen des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

݉‫ݒ‬௞௧

= Marktkapitalisierung des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬Ǥ

Zur empirischen Bestimmung der durchschnittlichen Haltedauer wird die historische Umschlaghäufigkeit anhand der von Global Financial Data142 bereitgestellten Daten über die monatliche Daten zur Marktkapitalisierung und des Handelsvolumen zu Marktwerten deutscher Aktien seit 1968 berechnet. Die Umschlaghäufigkeit ergibt sich auf Basis der Marktkapitalisierung und des Handelsvolumens zu Marktwerten durch eine einfache Erweiterung der Formel (16): 141

142

Einen vergleichbaren Ansatz zur Ermittlung der durchschnittlichen Haltedauer von Aktien wählen beispielsweise Atkins, A. B., Dyl, E. A., Holding Periods (1997), S. 314; Visaltanachoti, N., Luo, H. R., Lu, L., Holding periods (2007), S. 1267; Boinet, V., Gregoriou, A., Ioannidis, C., Investors' holding periods (2008), S. 1225. https://www.globalfinancialdata.com/

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten ௄

ܷ௠௧ ൌ ෍ ቈ ௞

‫݋ݒ‬௞௧ ‫݌ כ‬௞௧ ݉‫ݒ‬௞௧ ‫כ‬ ቉ǡ ݊‫݄ݏ݋‬௞௧ ‫݌ כ‬௞௧ σ௄ ௞ ݉‫ݒ‬௞௧

43

(17)

wobei ‫݌‬௞௧ den Preis des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ ݐ‬wiedergibt. Da ݊‫݄ݏ݋‬௞௧ ‫݌ כ‬௞௧ die Marktkapitalisierung ݉‫ݒ‬௞௧ darstellen, lässt sich die aggregierte Größe der Umschlaghäufigkeit des Marktportfolios ܷ௠௧ auch durch ܷ௠௧ ൌ

σ௄ ௞ ‫݋ݒ‬௞௧ ‫݌ כ‬௞௧ σ௄ ௞ ݉‫ݒ‬௞௧

(18)

berechnen. Die durchschnittliche Haltedauer des Marktportfolios ‫ܤ‬௠௧ ergibt sich schlussendlich aus: ‫ܤ‬௠௧ ൌ

ͳ Ǥ ܷ௠௧

(19)

Grundsätzlich wird eine derartige Vorgehensweise nur dann zu validen Schätzergebnissen führen, falls die Anteilseigner eines Unternehmens annähernd denselben Investmenthorizont haben. Differieren die Haltedauern stark, kann es zu verzerrten Schätzungen kommen. Derartige Schätzungen für den deutschen Aktienmarkt können lediglich als Indiz verstanden werden und weniger als Beweis für die durchschnittliche Haltedauer der Anteilseigner. Die Abbildung 2 stellt die derart berechnete durchschnittliche Haltedauer deutscher Aktien in Jahren im Zeitablauf dar. Deutlich erkennbar ist der Rückgang der durchschnittlichen Haltedauer bis Mitte der 1980er Jahre. In den 1960er und 1970er Jahren lag das Niveau nicht selten bei einer Dauer von vier bis fünf Jahren. Seit Mitte der 1980er Jahre beträgt die durchschnittliche Haltedauer regelmäßig nicht mehr als ein Jahr. Die Umschlaghäufigkeit der Aktien hat demnach merklich zugenommen.143

143

Einen vergleichbaren Trend auch für die USA nachweisend Smidt, S., Long-run trends (1990), S. 66-73.

44

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

8 7 6 5 4 3 2 1 0

Abbildung 2: Haltedauer deutscher Aktien in Jahren auf Basis der Umschlaghäufigkeit (Datenbasis: Global Financial Data)

Die durchschnittliche Haltedauer für den Zeitraum von 1985 bis 2008 beträgt 0,56 Jahre bei einer Standardabweichung von 0,18 (Tabelle 1). Über den gesamten Zeitraum von 1968 bis 2008 beträgt der Durchschnitt 1,52 Jahre bei einer Standardabweichung von 1,57. Die hohe Heterogenität im Zeitablauf lässt sich anhand der deutlichen Differenz von arithmetischem Mittel und Median ablesen. Der Median beträgt für den gesamten Zeitraum mit 0,76 Jahren die Hälfte der durchschnittlichen Haltedauer. Eine derart große Diskrepanz zwischen Durchschnitt und Median ergibt sich hingegen nicht für die Zeiträume ab 1985. Wird die durchschnittliche Umschlaghäufigkeit deutscher Aktien für den Zeitraum von 1985 bis 2008 zugrunde gelegt, ist approximativ von einer durchschnittlichen Haltedauer von knapp sieben Monaten auszugehen. Gleiches gilt in etwa für den Zeitraum von 2004 bis 2008. Zeitraum 1968-2008 1985-2008 2004-2008

Arithmetisches Mittel 1,52 0,56 0,55

Median 0,76 0,53 0,55

Standardabweichung 1,57 0,18 0,13

Tabelle 1: Durchschnittliche Haltedauer deutscher Aktien in Jahren

Eine derartig kurze Haltedauer liegt insgesamt deutlich unter dem Investmenthorizont, welche empirische Studien in den USA ermittelt haben. Diese berechneten Haltedauern von

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

45

über zehn Jahren bei Anteilen an Körperschaften.144 Neben den bereits oben angesprochenen Kritikpunkten an den US-Studien kann ein Teil der Abweichung auf den unterschiedlichen Untersuchungszeitraum im Vergleich zur hiesigen Untersuchung zurückgeführt werden. Auch die an dieser Stelle durchgeführte Berechnung für den deutschen Kapitalmarkt legt für den Zeitraum der 1960er und 1970er deutlich längere durchschnittliche Haltedauern nahe, gleichwohl diese mit Werten um die 5 Jahre immer noch weitaus niedriger liegen. Mögliche Gründe für das allgemeine Absinken des Investmenthorizonts können in niedrigeren Transaktionskosten145, erhöhter Transparenz, der Globalisierung der Finanzmärkte146, steigendem Wettbewerbsdruck147 oder in der wachsenden Bedeutung von Investmentfonds gesehen werden.148 Die von Ivkovic et al. nach der Haltedauer aufgeschlüsselten Steuersatzdaten des Internal Revenue Service über Veräußerungen von Körperschaftsanteilen geben Anlass zur Vermutung, dass auch die tatsächliche durchschnittliche Haltedauer in den USA – zumindest seit den 1990er Jahren – weitaus niedriger ist. Gleichwohl kann die in Tabelle 2 abgebildete Auflistung Ivkovic et al. nur eine indizielle Bedeutung beigemessen werden, da die vom Internal Revenue Service veröffentlichten Daten nur eine Analyse von Haltedauern bis zu vier Jahre erlaubt. Eine Berechnung des Anteils von Veräußerungen mit Haltedauern über vier Jahren ist aufgrund des begrenzten Datenumfangs nicht möglich. Die Aufschlüsselung Ivkovic et al. zeigt aber, dass der Anteil von Veräußerungen mit Haltedauern weniger als sechs Monate in den 1990er Jahren stark zugenommen hat. Von den Veräußerungen mit Haltedauern von bis zu vier Jahren entfielen 1999 62,7% auf Veräußerungen mit Haltedauern von sechs Monaten und weniger. Für Veräußerungen mit einer Haltedauer von einem bis vier Jahren gilt hingegen, dass je länger die Haltedauer ist, desto geringer ist der Anteil an den untersuchten Veräußerungen insgesamt. Eine vergleichbare Beobachtung lässt sich hingegen nicht bei den Daten für das Jahr 1985 festmachen. Dort kommt es nicht zu einem vergleichbaren Abfall des Anteils von Veräußerungen mit längeren Haltedauern. Erst der Anteil der Veräußerungen mit einer Haltedauer von 37 bis 48 Monaten nimmt in 1985 merklich ab.

144

145

146 147 148

Protopapadakis schätzt eine Haltedauer bei Kapitalvermögen von mindestens 13 Jahren (vgl. Protopapadakis, A., Effective Capital Gains Tax Rates (1983), S. 127-138). Auch King/Fullerten gehen davon aus, dass die Haltedauer zehn Jahre oftmals überschreitet (vgl. King, M. A. u.a., Income from capital (1984)). Vgl. Smidt, S., Long-run trends (1990), S. 66-73. Den Zusammenhang zwischen Transaktionskosten und Haltedauer nachweisend beispielsweise Atkins, A. B., Dyl, E. A., Holding Periods (1997), S. 309-325. Vgl. Smidt, S., Long-run trends (1990), S. 66-73. Vgl. hierzu Ramos, S. B., Market development (2009), S. 231-247. Siehe auch Stehle, R., Festlegung Risikoprämie (2004), S. 921.

46

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

Haltedauer in Monaten 1 2-3 4-6 7-12 13-18 19-24 25-36 37-48

1985

1997

1998

1999

14,0 11,8 11,8 15,8 13,7 12,3 14,4 6,3

21,3 18,6 14,0 17,5 10,0 6,8 7,4 4,4

27,2 14,6 13,8 17,3 10,3 6,1 7,3 3,4

34,6 15,4 12,7 14,6 8,9 5,0 5,8 3,0

Tabelle 2: Verteilung der Veräußerungen von Körperschaftsanteilen in den USA in % für Haltedauern bis zu vier Jahren (Quelle: Ivkovic et al. 149)

Die Auflistung Ivkovic et al. bekräftigt die über die Erhebung der Umschlaghäufigkeit deutscher Aktien ermittelte relativ kurze durchschnittliche Haltedauer des Marktportfolios. Zusätzlich sind jedoch auch der genaue Umfang und die Abgrenzung des relevanten Kapitalmarktes zur Bestimmung der Haltedauer des Marktportfolios in die Überlegungen miteinzubeziehen. Die Berechnung der durchschnittlichen Haltedauer des Marktportfolios über die Umschlaghäufigkeit von Aktien unterstellt eine sehr enge Definition des relevanten Kapitalmarktes. Es werden nur Investments betrachtet, die an einem institutionalisierten und organisierten Markt gehandelt werden.150 Der Kapitalmarkt umfasst jedoch im weiteren Sinne auch Investments, deren Transaktionen über nicht organisierte Märkte abgewickelt werden.151 Per Definition schließt das Marktportfolio jedoch alle riskanten Kapitalanlagen des Marktes ein. Darunter fallen ebenso am Aktienmarkt frei handelbare Wertpapiere wie nicht börsennotierte Unternehmensanteile.152 Nach der Umsatzsteuerstatistik entfielen 2006 nur 19% aller Umsätze auf Aktiengesellschaften bzw. Kommanditgesellschaften auf Aktien. Die übrigen Umsätze entfielen auf andere, nicht börsenfähige Rechtsformen.153 Der überwiegende Teil riskanter Kapitalanlagen in Unternehmen entfällt damit auf nicht börsenfähige Rechtsformen. Insbesondere im Hinblick auf die Rechtsform des Investmentobjektes werden sich die Haltedauern der Investoren signifikant voneinander unterscheiden. Eine typisierende Betrachtung des Aktienmarktes, wie sie das IDW zum Zwecke der Ermittlung einer Alter-

149 150

151

152 153

Ivkovi, Z., Poterba, J., Weisbenner, S., Tax-Motivated Trading (2005), S. 1609. Gleiches lässt sich, wenn auch aufgrund der höheren Kapitalmarktorientierung im verminderten Umfang, für die Studie Ivkovic et al. über die Haltedauer in den USA anführen. In der Studie beziehen sich die aufgelisteten Haltedauern auf Veräußerungen von Anteilen an Körperschaften, allerdings nicht auf Anteile an Personengesellschaften. Vgl. für eine Definition des Kapitalmarktes im weiteren, im engeren und engsten Sinne Büschgen, H. E., Bankbetriebslehre (1999), S. 196 ff. Vgl. Koller, T., Goedhart, M., Wessels, D., Valuation (2005), S. 316. Vgl. Statistisches Bundesamt Deutschland Umsatzsteuerstatistik 2006 (2008).

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

47

nativrendite für den Kapitalisierungszinssatz vorschlägt154, erscheint in diesem Zusammenhang im Hinblick auf die Haltedauer ungeeignet. Die Fungibilität der Anteile von am Aktienmarkt notierten Unternehmen wird ungleich größer sein, als die von nicht börsennotierten Personen- und Kapitalgesellschaften.155 Zugleich zeigen empirische Untersuchungen einen positiven Zusammenhang zwischen der Höhe der Haltedauer und der anfallenden Transaktionskosten bei der Veräußerung auf.156 Es ist anzunehmen, dass vornehmlich solche Unternehmen unter einer anderen Rechtsform als der AG firmieren, bei denen die Anteilseigner eine lange Haltedauer intendieren. Darüber hinaus umfasst das Marktportfolio grundsätzlich nicht nur Anteile an Unternehmen, sondern auch Grundvermögen.157 Collet et al. untersuchen die Haltedauern institutioneller Investoren in Immobilienbesitz in Großbritannien. Anhand eines Datensatzes für den Zeitraum von 1981 bis 1998 ermitteln sie als Median eine Haltedauer von sieben Jahren. Auch Collet et al. können eine fallende Haltedauer im Zeitablauf feststellen. Anfang der 1980er Jahre lag der Median der Haltedauer bei noch rund zwölf Jahren. Fisher/Young untersuchen in einer weiteren Studie die durchschnittliche Haltedauer institutioneller Investoren bei Immobilien in den USA. Sie kommen im Rahmen ihrer Analyse des gesamten Zeitraums von 1980 bis 1998 zum Ergebnis, dass nach etwa elf Jahren 50% des gehaltenen Immobilienvermögens wieder veräußert wurde. Die anhand der hiesigen Untersuchung abgeleitete durchschnittliche Haltedauer von knapp sieben Monaten erscheint folglich als repräsentative Größe für das Marktportfolio zu niedrig zu sein. Ob jedoch die durch die Annahme eines effektiven Veräußerungsgewinnsteuersatzes von 12,5% unterstellte Haltedauer von über 24 Jahren vor dem Hintergrund der vorherigen Diskussion tragbar ist, kann bezweifelt werden.158 Die durchschnittliche Haltedauer des Marktportfolios dürfte deutlich unter 24 Jahren liegen. Auch die von US-Studien ermittelten Haltedauern von über zehn Jahren erscheinen als zu hoch. Als realistisch wird viel mehr ein Investmenthorizont im Marktportfolio von zehn Jahren und weniger angesehen. Führt die generelle Veräußerungsgewinnbesteuerung für Privatanleger durch die ab 2009 geltende Abgeltungssteuer zu einem maßgeblichen Lock-in-Effekt, kann in Zukunft mit einer leicht erhöhten durchschnittlichen Haltedauer gerechnet werden. Verschiedene empirische Studi-

154 155 156 157

158

Institut der Wirtschaftsprüfer in Deutschland, IDW S 1 (2008), S. 283, 285. Vgl. Wollny, C., Unternehmenswert (2008), S. 366. Vgl. Atkins, A. B., Dyl, E. A., Holding Periods (1997), S. 309-325. In der Vermögensbilanz privater Haushalte in Deutschland entfielen in 2005 53% auf Sachvermögen und 47% auf Geldvermögen (vgl. Deutsches Aktieninstitut, DAI-Factbook (2007), S. 08.6-5). A. A. Jonas, M., Typisierung (2008), S. 831.

48

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

en, die in Kapitel IV.B sowie V vorgestellt werden, lassen einen solchen Schluss zu.159 Als durchschnittlicher Investmenthorizont wird somit in der Simulation typisierend eine Haltedauer von zehn Jahren angesetzt, soweit diese nicht zur Abbildung des Einflusses verschiedener Haltedauern in den Gleichgewichtsmodellen als variable Größe angesehen wird. Mit einer Haltedauer von zehn Jahren, welche deutlich über der durchschnittlichen Umschlaghäufigkeit am Aktienmarkt liegt, wird insbesondere dem Umstand Rechnung getragen, dass sich die Unternehmenslandschaft überwiegend aus nicht börsennotierten Unternehmen zusammensetzt. Zugleich kann eine Haltedauer von zehn Jahren gleichwohl als obere Grenze für die durchschnittliche Haltedauer am deutschen Kapitalmarkt angesehen werden. b)

Risikoloser Zinssatz

Empirisch lässt sich ein risikoloser Basiszinssatz in der Praxis nicht beobachten, da ein vollkommen risikoloser Schuldner de facto nicht existiert. Aufgrund dessen wird approximativ auf quasisichere Staatsanleihen zurückgegriffen, deren Betas äußerst gering sind. Da Staatsanleihen unterschiedlicher Laufzeit auch mit unterschiedlichen Verzinsungen einhergehen, stellt sich die Frage, welche Laufzeiten zur Ableitung des Basiszinssatzes zu verwenden sind. Generell gilt, die Laufzeit des Vergleichsobjektes dem des Bewertungsobjektes anzupassen. D. h. ist ein in zehn Jahren fließender Cashflow zu diskontieren, so wird zur Herstellung einer Laufzeitäquivalenz grundsätzlich eine Staatsanleihe mit einer zehnjährigen Laufzeit zu wählen sein. Aus Vereinfachungsgründen wird es in der Unternehmensbewertungspraxis jedoch als zweckmäßig empfunden, für verschieden zeitlich anfallende Cashflows einen einheitlichen Basiszinssatz mit einer bestimmten Laufzeit zu verwenden.160 Nach den vom IDW herausgegebenen Grundsätzen zur Durchführung von Unternehmensbewertungen (IDW S 1 i. d. F. 2008) wird für Unternehmen mit unbegrenzter Laufzeit eine Ableitung des Basiszinssatzes aus den aktuellen Zinsstrukturkurven und den zeitlich darüber hinausgehenden Prognosen empfohlen. Ist die Lebensdauer des betrachteten Unternehmens zeitlich begrenzt, so ist ein für diese Frist geltender Zinssatz zu verwenden.161 Grundsätzlich sind die Verteilungsparameter des CAPM anhand der erwarteten Entwicklungen am Stichtag zu ermitteln.162 Üblicherweise werden die einzelnen Verteilungsparameter

159

160

161 162

Siehe hierzu ausführlich die Diskussion empirischer Befunde in Kapitel IV.B. Das Kapitel V beschäftigt sich detailliert mit dem Lock-in-Effekt auf dem deutschen Kapitalmarkt. Vgl. Koller, T., Goedhart, M., Wessels, D., Valuation (2005), S. 302; Jonas, M., Wieland-Blöse, H., Schiffarth, S., Basiszinssatz (2005), S. 648; Wiese, J., Gampenrieder, P., Basiszins (2008), S. 1724. Siehe zur Verwendung eines einheitlichen Zinssatzes kritisch Lampenius, N., Obermaier, R., Schüler, A., Basiszinssätze (208), S. 245254; Obermaier, R., Zinsstrukturen (2008), S. 493; Ballwieser, W., in: Diskontierungszins, 133. Siehe Institut der Wirtschaftsprüfer in Deutschland, IDW S 1 (2008), S. 285. Die Eigenkapitalkosten zur Ermittlung von Unternehmenswerten sind grundsätzlich stichtagsbezogen zur erheben. Siehe Institut der Wirtschaftsprüfer in Deutschland, IDW S 1 (2008), S. 275 .

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

49

des CAPM aber anhand von in der Vergangenheit beobachteten Kapitalmarktdaten abgeleitet. Diese Vorgehensweise unterstellt, dass sich die gegenwärtig erwarteten und die vergangenen Renditen entsprechen. Elton verweist jedoch auf Basis einer empirischen Untersuchung auf den Umstand, dass die Fortschreibung vergangener Renditen nicht unproblematisch ist. Vergangene und erwartete Renditen stimmen – auch über einen längeren Zeitraum – nicht immer überein.163 Weitere Autoren äußern sich im Schrifttum kritisch zur Fortschreibung historischer Durchschnittsdaten zum Zwecke der Unternehmensbewertung164, wohingegen selbst in der neueren Rechtsprechung diese Vorgehensweise zum Teil Anerkennung findet.165 Das IDW empfiehlt zur Ableitung erwarteter Renditen aus der sicheren Anlage die Verwendung von zum Bewertungsstichtag gültigen Zinsstrukturkurven.166 Daten zur Ableitung eines Basiszinssatzes aus einer Zinsstrukturkurve werden beispielsweise sowohl von der Deutschen Bundesbank als auch von der Europäischen Zentralbank (EZB) veröffentlicht. Beide Zentralbanken greifen hierzu auf ein von Nelson/Siegel167 entwickeltes und durch Svensson168 erweitertes Modell zurück, welches den Zusammenhang zwischen den Spot Rates und der Laufzeit beschreibt. Die stetige Spot Rate ݅௦ǡ௧ ist nach Svensson abhängig von der Restlaufzeit t, wobei der funktionale Zusammenhang durch folgende Formel beschrieben wird: ି௧

݅௦ǡ௧

ି௧

ି௧

ି௧ ି௧ ͳ െ ݁ ఛభ ͳ െ ݁ ఛభ ͳ െ ݁ ఛమ ൌ ߚ଴ ൅ ߚଵ ቌ ‫ݐ‬ െ ݁ ఛభ ቍ ൅ ߚଷ ቌ ‫ݐ‬ െ ݁ ఛమ ቍǤ ቍ ൅ ߚଶ ቌ ‫ݐ‬ ߬ଵ ߬ଵ ߬ଶ

(20)

Der Parametervektor ߚ ൌ ሺߚ଴ ǡ ߚଵ ǡ ߚଶ ǡ ߚଷ ǡ ߬ଵ ǡ ߬ଶ ሻ ist zur Ermittlung der Spot Rate ݅௦ǡ௧ zu schätzen. Monats- und Tageswerte für die einzelnen Parameter des Vektors werden von der Bundesbank und der EZB bereitgestellt. Bei der Unternehmensbewertung wird angenommen, dass die zu diskontierenden Cashflows jeweils am Periodenende anfallen. Entsprechend sind die nach der obigen Formel ermittelte stetige Spot Rates in diskrete Renditen umzuwandeln.

163 164

165

166 167 168

Elton, E. J., Expected Return (1999), S. 1199-1220. Vgl. Ballwieser, W., in: FS Drukarczyk, S. 24; Wenger, E., in: FS Drukarczyk, S. 482-484; Wiese, J., Komponenten des Zinsfußes (2006), S. 9. Das OLG Stuttgart stellt in einem Beschluss fest, dass der Basiszinssatz nicht nur aus dem aktuellen Zinssatz zum Bewertungsstichtag abgeleitet werden kann. Denn dieser kann zufällig in eine Hoch- oder Niedrigzinsphase fallen. Viel mehr dient der stichtagsbezogene Zinssatz dazu, kurzfristige Einflüsse zu bereinigen. Vgl. OLG Stuttgart, Barabfindung bei Squeeze-out. v. 26.10.2006 - 20 W 14/05, NZG 2007 3, 112-119. Für eine ausführliche Diskussion zur Verwendung von historischen Durchschnittssätzen insbesondere nach der neueren Rechtsprechung siehe Wüstemann, J., Rechtsprechungsentwicklungen (2007), S. 2223-2228. Vgl. IDW, Basiszinssatzes (2008), S. 490 f. Nelson, C. R., Siegel, A. F., Yield Curves (1987), S. 473-489. Svensson, L. E., Interest Rates (1994).Svensson, L. E., Interest Rates (1994)Svensson, L. E., Interest Rates (1994)Svensson, L. E., Interest Rates (1994)Svensson, L. E., Interest Rates (1994)Svensson, L. E., Interest Rates 1994

50

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

Die Bundesbank schätzt die Werte des Parametervektors bereits auf der Grundlage diskreter Renditen. Eine Transformation ist insoweit nicht erforderlich. Die EZB liefert hingegen stetige Daten, sodass die Spot Rates zunächst durch ݅ௗǡ௧ ൌ ݁ ௜ೞǡ೟ െ ͳ in diskrete Renditen ݅௦ǡௗ umgerechnet werden müssen.169 Grundsätzlich könnten die Spot Rates mittels der vorgestellten Methodik zeitlich unbegrenzt fortgetragen werden. Vor dem Hintergrund der im vorherigen Kapitel ermittelten durchschnittlichen Haltedauer soll an dieser Stelle eine Laufzeit von zehn Jahren unterstellt werden. 12 11 10 9 8 7 6 5 4 3

Zinsstrukturkurve Restlaufzeit 10 Jahre Gleitender Durchschnitt 1 Jahr für Zinsstrukturkurve Restlaufzeit 10 Jahre

Abbildung 3: Zinsstrukturkurve börsennotierter Bundeswertpapiere für eine Restlaufzeit von zehn Jahren (nach Svensson, Quelle Parametervektor: Bundesbank)

Die Abbildung 3 gibt die Zinsstrukturkurve börsennotierter Bundeswertpapiere für eine Restlaufzeit von zehn Jahren wieder. Die Daten wurden mithilfe der Svensson-Methode ermittelt. Die Darstellung der Zinsstrukturkurve deutet auf einen Rückgang der Rendite langläufiger Bundeswertpapiere in den letzten Jahrzehnten hin. Während bis 1997 der einjährige 169

Vgl. Wiese, J., Gampenrieder, P., Basiszins (2008), S. 1724 f. Wiese/Gampenrieder weisen auf die Abweichungen zwischen den ermittelten Spot Rates auf Basis der Deutschen Bundesbank und der EZB hin. Als einen Grund wird die unterschiedliche Bonität angeführt. Die EZB verarbeitet Daten aus dem gesamten Euroraum, die Deutsche Bundesbank bezieht sich hingegen nur auf Deutschland. Diese Abweichungen gewinnen im Zuge der im Jahre 2008 einsetzenden Finanzkrise neue Bedeutung. Die Spreads zwischen den Staatsanleihen im Euroraum sind seitdem mitunter stark gestiegen. Deutsche Staatsanleihen weisen dabei generell eine deutlich geringere Risikoprämie auf als Staatsanleihen anderer Euroländer. Den Daten der Deutschen Bundesbank ist insoweit zur Ermittlung eines quasirisikolosen Basiszinssatz weiterhin der Vorzug zu geben.

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

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gleitende Durchschnitt der Zinsstrukturkurve über 6% lag, sanken diese ab dem Jahr 1997 dauerhaft unter 6%. Mit dem Ausbruch der Finanzkrise Mitte 2008 ist die Zinsstrukturkurve mittlerweile Anfang 2009 auf ungefähr 3,6% abgesunken. Für die letzten fünf Jahre ergab sich ein durchschnittliches Niveau von 4%. Um ein nicht nur durch die Finanzmarktkrise kurzbis mittelfristig nach unten verzerrten Wert in der Simulation abzubilden, wird an dieser Stelle der Durchschnittswert von 4% verwendet.170 c)

Marktrisikoprämie

Genauso wie bei dem Basiszins stellt sich bei der Ermittlung der Marktrisikoprämie die Frage, anhand welcher Daten geeignete Werte für die zukünftigen Renditeerwartungen abgeleitet werden können. In der Literatur werden hierzu sowohl ex post als auch ex ante Schätzungen vorgeschlagen.171 Während die ex post Schätzungen historische Zeitreihen am Kapitalmarkt analysieren, setzen ex ante Schätzungen an Analystenschätzungen und Expertenbefragungen an.172 Sowohl ex ante als auch ex post Schätzungen unterliegen gewissen Schwächen. Erstere unterstellen, dass vergangene oder gegenwärtige Risikoprämien und Beta-Faktoren in die Zukunft fortgeschrieben werden können. Der Rückgriff auf Analystenschätzungen und Expertenmeinungen bei Letzteren kann andererseits aufgrund potenzieller Fehleinschätzungen nur ein bedingtes Maß an Sicherheit geben.173 Letztlich werden auch Analystenschätzungen und die Meinung von Experten auf vergangenen und gegenwärtigen Erwartungswerten fußen, die zusätzlich um bestimmte (unsichere) Erwartungshaltungen angereichert sind. Wagner et al. führen zudem an, dass die von Analysten verwendeten Modelle stark vereinfachende Prämissen setzen und die Datenqualität und Methodik darunter leiden.174 Darüber hinaus wird auch die Validität der angewandten Prognoseverfahren hinterfragt. Eine zuverlässige Beurteilung über die Eignung dieser zukunftsorientierten Prognoseverfahren liegt bis 170

171 172

173

174

Der Fachausschuss Unternehmensbewertung des IDW empfiehlt zur Glättung kurzfristiger Marktschwankungen sowie möglicher Schätzfehler den periodenspezifischen Durchschnitt der vergangenen drei Monate zu verwenden (vgl. IDW, Basiszinssatzes (2008), S. 491). Zudem wird eine Rundung auf ¼ Prozentpunkte vorgeschlagen (vgl. IDW, Eckdaten (2005), S. 556). Dies gilt ebenso für den Beta-Faktor, der im Rahmen der Simulation allerdings als variabel angesehen wird. Vgl. Obermaier, R., Zinsstrukturen (2008), S. 504; Widmann, B., Schieszl, S., Jeromin, A., Kapitalisierungszinssatz (2003), S. 804. Des Weiteren wird neben den beiden genannten Varianten auch der Einsatz von Trendregressionen zur Ableitung künftiger Marktrisikoprämien diskutiert. Diese bauen auf Regressionsgleichungen zu Marktrisikoprämien auf und versuchen anhand bestimmter Kapitalmarktvariablen künftige Marktrisikoprämien abzuleiten. Deren Eignung ist jedoch umstritten und kommen in der Unternehmensbewertungspraxis zur Bestimmung von Marktrisikoprämien kaum zum Einsatz. Siehe für einen ersten Überblick zur Methodik und Kritik dieser Verfahren Koller, T., Goedhart, M., Wessels, D., Valuation (2005), S. 309 f. Für eine aktuelle Diskussion der Thematik siehe auch Welch, I., Goyal, A., Comprehensive Look (2008), S. 1455-1508; Campbell, J. Y., Thompson, S. B., Beat the Historical Average (2008), S. 1509-1531; Cochrane, J. H., Defense of Return Predictability (2008), S. 1533-1575. Siehe beispielsweise Stotz/Nitzsch m. w. N. zur Überschätzung bei Ergebnisprognosen von Analysten: Stotz, O., Von Nitzsch, R., Overconfidence (2005), S. 121-128. Siehe Wagner, W. u.a., Unternehmensbewertung (2006), S. 1017.

52

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

dato nicht vor.175 Reese zeigt zudem in einer empirischen Untersuchung, dass die ermittelten Risikoprämien stark vom Annahmenkomplex abhängig sind.176 Aufgrund der bisher nur begrenzten wissenschaftlichen Validierung der einzelnen ex ante Schätzverfahren wird für die Simulation die Marktrisikoprämie allein aus historisch realisierten Prämien abgeleitet.177 Die Extrapolation von künftigen Marktrisikoprämien anhand vergangener Marktrisikoprämien basiert auf der Analyse historischer Kapitalmarktzeitreihen. Grundsätzlich sind hierzu möglichst lange Zeitreihen in die Analyse einzubeziehen. So verweisen Koller et al. etwa auf ein statistisch großes Rauschen bei kurzen Zeitreihen. Zugleich zeigen sie auf, dass bei einer Analyse der Risikoprämien am US-amerikanischen Aktienmarkt über die letzten 100 Jahre kein statistischer Trend nachweisbar ist. Entsprechend empfehlen sie zur Ermittlung historischer Marktrisikoprämien, den längsten zur Verfügung stehenden Zeitraum zu wählen.178 Gleichwohl ist bei einer sehr langen Betrachtungsperiode zu bedenken, dass auch wirtschaftliche und politische Sonderfaktoren im zunehmenden Maße auf die Berechnung Einfluss nehmen. Auch sind langfristige Änderungen in den Rahmenbedingungen auf den Güter- und Kapitalmärkten grundsätzlich in Erwägung zu ziehen.179 In Bezug auf den deutschen Kapitalmarkt setzen die meisten empirischen Studien daher an einer Analyse der Marktrisikoprämien nach dem Zweiten Weltkrieg an.180 Kontrovers wird in der Literatur das geeignete Maß zur Beschreibung des historischen Mittelwerts der Marktrisikoprämie diskutiert.181 Die aus den Marktrenditen abgeleiteten Markt175

176 177

178 179

180 181

Vgl. Widmann, B., Schieszl, S., Jeromin, A., Kapitalisierungszinssatz (2003), S. 570 ff.; Ballwieser, W., Unternehmensbewertung (2007), S. 101 f.; Copeland, T. E., Koller, T., Murrin, J., Unternehmenswert (2002), S. 273. Vgl. Reese, R., Alternative Modelle (2005). Nicht zuletzt können aktuelle Turbulenzen am Aktienmarkt aufgrund der Finanzmarktkrise auch zu verzerrten Schätzungen führen, wenn davon ausgegangen wird, dass die gegenwärtige Phase mit starken Übertreibungen und in der Folge zu Unter- und Überbewertungen am Aktienmarkt führen. Auch ist die gegenwärtige Unsicherheit über die künftige Entwicklung bei den Analysteneinschätzungen in das Kalkül miteinzubeziehen. Verschiedene Unternehmen wie beispielsweise die Deutsche Bank geben gegenwärtig keine konkreten Prognosen für die Geschäftsentwicklung in den kommenden Quartalen ab (vgl. Prognose). Für eine Vertiefung der ex ante Schätzverfahren wird für einen ersten Einstieg in die Materie auf Daske, H., Wiesenbach, K., Zukunftsorientierte Schätzungen (2005), S. 407-419 verwiesen. Siehe Koller, T., Goedhart, M., Wessels, D., Valuation (2005), S. 305. Vgl. Widmann, B., Schieszl, S., Jeromin, A., Kapitalisierungszinssatz (2003), S. 804, S. 806. So auch Born, der eher die Verwendung zeitnaher Renditen empfiehlt (vgl. Born, K., Dietz, F., Unternehmensanalyse (2003), S. 117). Daske/Gebhardt deuten darauf hin, dass die Konstanz der Wahrscheinlichkeitsverteilung bei den historischen Durchschnittswerten womöglich nicht gegeben ist (vgl. Daske, H., Gebhardt, G., Eigenkapitalkosten (2006), S. 534). Siehe Tabelle 3. Das arithmetische Mittel favorisieren tendenziell insbesondere Brealey, R. A., Myers, S. C., Allen, F., Corporate finance (2008), S. 151, 215; Koller, T., Goedhart, M., Wessels, D., Valuation (2005), S. 305; Copeland, T. E., Weston, J. F., Shastri, K., Finanzierungstheorie (2008), S. 234. Das geometrische Mittel hingegen insbesondere Arbeitskreis "Finanzierung" der Schmalenbach-Gesellschaft - Deutsche Gesellschaft für Betriebswirtschaft, Kapitalkosten (1996), S. 549; Damodaran, A., Investment valuation (2002), S. 161 f.; Damodaran, A., Valuation (2006), S. 40.

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

53

risikoprämien werden regelmäßig auf jährlicher Basis ermittelt.182 Für Anlagehorizonte über einem Jahr stellt sich daher die Frage, inwieweit diese auf den Mehrperiodenfall übertragbar sind. Grundsätzlich sind zur Ableitung von Marktrisikoprämien aus den historischen jährlichen Marktrisikoprämien insbesondere zwei Vorgehensweisen denkbar. Zum einen können historische Marktrisikoprämien über das arithmetische Mittel verdichtet werden. Zum anderen ist eine Verwendung des geometrischen Mittels denkbar. Beide Alternativen führen wie in Tabelle 3 ersichtlich zu mitunter erheblich voneinander abweichenden Marktrisikoprämien. Das arithmetische Mittel liegt aufgrund schwankender Marktrisikoprämien immer über dem geometrischen Mittel. Blume verdeutlicht, dass für den Fall der Aufzinsung eines Cashflows mit einem aus dem arithmetischen Mittel gebildeten Renditemaß bei einer unterstellten Anlagedauer von mindestens zwei Perioden, es zu nach oben verzerrten Werten kommen kann.183 Für den Fall der Diskontierung zeigt Cooper wiederum, dass das geometrische Mittel unter bestimmten Umständen zu nach unten verzerrten Werten führt.184 Da mit dem CAPM grundsätzlich Renditen und weniger Diskontierungsfaktoren ermittelt werden, sind die Ergebnisse Coopers nicht ohne Weiteres übertragbar.185 Indro/Wayne verweisen im Zusammenhang mit der Diskussion um die Mittelwertbildung auf die negative Korrelation von langfristigen Aktienrenditen. Danach folgen auf Perioden mit niedrigen Aktienrenditen Perioden mit hohen et vice versa. Durch die negative Korrelation der Aktienrenditen kommt es letztlich zu einer Verzerrung des arithmetischen Mittelwerts. Indro/Wayne empfehlen daher die Anwendung eines gewichteten Mittelwertes aus dem arithmetischen und geometrischen Mittel. Ihre Simulationsergebnisse unterstreichen die Effizienz eines solchen Durchschnittswertes bei der Messung von langfristigen Marktrenditen.186 Der auf Blume187 zurückgehende von Indro/Wayne angewandte gewichtete Mittelwert nimmt formal folgende Form an:

182

183 184

185 186

Stehle berichtet auch Marktrenditen über längere Anlagezeiträume (vgl. Stehle, R., Festlegung Risikoprämie (2004), S. 922 ff.). Dies geht jedoch automatisch mit einer Verminderung der Beobachtungszeiträume einher. Berechnete Marktrenditen mit langen Anlagehorizonten liegen entsprechend oftmals vom gegenwärtigen Btrachtungszeitpunkt weit zurück. Von deren Verwendung wrd an dieser Stelle daher abgesehen. Vgl. Blume, M., Unbiased Estimators (1974), S. 634-638. Vgl. Cooper, I., Discount rates (1996), S. 157-167.Cooper, I., Discount rates (1996), S. 157-167Cooper, I., Discount rates (1996), S. 157-167Cooper, I., Discount rates (1996), S. 157Cooper, I., Discount rates (1996), S. 157Cooper, I., Discount rates 1996, S. 157Cooper, I., Discount rates (1996), S. 157-167Cooper, I., Discount rates (1996), S. 157-167Cooper, I., Discount rates (1996), S. 157Cooper, I., Discount rates (1996), S. 157Cooper, I., Discount rates 1996, S. 157 Vgl. Wagner, W. u.a., Unternehmensbewertung (2006), S. 1018. Vgl. Indro, D., Lee, W., Long-Run Expected Returns (1997), S. 81-90. Reese kritisiert, dass eine solche Vorgehensweise einen logischen Bruch impliziert. Das CAPM ist in seiner Grundform nicht mit stochastischen Renditen vereinbar. Es müsse daher abgewogen werden zwischen der Verletzung der Modellprämissen und der Außerachtlassung empirischer Befunde. Vgl. Reese, R., Eigenkapitalkosten (2007), S. 40 f.Indro, D., Lee, W., Long-Run Expected Returns (1997), S. 81-90Indro, D., Lee, W., Long-Run Expected Returns (1997), S. 8190

54

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

ܴൌ

ܰെͳ ܶെܰ ܴ ൅ ܴ ǡ ܶെͳ ஺ ܶെͳ ீ

(21)

mit: ܴ

= gewichtete Rendite

ܶ

= Stichprobenumfang

ܰ

= Prognosezeitraum

ܴ஺

= arithmetisches Mittel

ܴீ

= geometrisches Mittel.

Entspricht der Prognosezeitraum näherungsweise dem Stichprobenumfang, wird das geometrische Mittel stark gewichtet. Anders hingegen bei kürzeren Prognosezeiträumen, hier wird das arithmetische Mittel übergewichtet. Grundsätzlich gilt genauso wie bereits beim risikolosen Zinssatz auch für die Berechnung der Marktrisikoprämie das Paradigma der Laufzeitäquivalenz. Aus Vereinfachungsgründen soll hier eine einheitliche Risikoprämie ermittelt werden, d. h., der Prognosezeitraum wird zur Berechnung des gewichteten Mittelwerts aus arithmetischem und geometrischem Mittelwert für Zwecke der Simulation konstant gesetzt. Genauso wie bei der Bestimmung des Basiszinssatzes von einer Restlaufzeit von zehn Jahren ausgegangen wurde, soll an dieser Stelle ein Anlage- und damit Prognosehorizont von zehn Jahren unterstellt werden. Die in Tabelle 3 wiedergegebenen Untersuchungsergebnisse zur Marktrisikoprämie am deutschen Kapitalmarkt188 geben in ihrer Höhe ein uneinheitliches Bild ab. Die jeweiligen Mittelwerte weichen untereinander von Studie zu Studie mitunter erheblich voneinander ab. Während beispielsweise bei Conen/Väth (1993) das arithmetische Mittel der Marktrisikoprämie für den Zeitraum von 1949 bis 1992 10,4% beträgt, beläuft sich der Mittelwert bei Stehle (2004) für den Zeitraum 1955 bis 2003 auf nur 5,46%. Dasselbe Bild ergibt sich beim geometrischen Mittel. Die Bandbreite reicht von 5,3% (Bimberg, 1991) bis 2,66% (Stehle, 2004). Ein Grund für diese Abweichungen ist in den unterschiedlichen Betrachtungszeiträumen zu 187

188

Blume, M., Unbiased Estimators (1974), S. 634-638. Siehe auch den Vergleich von Marktrenditen bei einem mehrperiodigen Anlagehorizont mit der nach Blume angepassten Marktrendite in Koller, T., Goedhart, M., Wessels, D., Valuation (2005), S. 308. Siehe zur Auswahl eines geeigneten Vergleichsindex zur Ableitung von Renditen des Marktportfolios Dörschell, A. u.a., Risikozuschläge (2008), S. 1157 f. Diese empfehlen typisierend aus Sicht eines deutschen Investors einen breiten deutschen Aktienindex zu wählen, um den sogenannten „Investment-OpportunitySet“ gerecht zu werden. Kritisch hingegen in Bezug auf eine zu enge Eingrenzung des Marktportfolios Koller, T., Goedhart, M., Wessels, D., Valuation (2005), S. 316. Damodaran zeigt die Unterschiede von Länderrisiken und -prämien auf, die seiner Ansicht nach bei der Festlegung der Risikoprämie zu berücksichtigen ist (vgl. Damodaran, A., Valuation (2006), S. 41 ff.).

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

55

sehen. Ferner liegen den Berechnungen voneinander verschiedene Indizes zugrunde. Das Marktportfolio und damit die Marktrisikoprämie ist per se nicht beobachtbar. Als Proxy werden stattdessen verschiedene Marktindizes verwandt. So berechnet Stehle (2004) die Mittelwerte anhand des CDAX, wohingegen sich Conen/Väth (1993) unter anderem auf den FAZIndex beziehen.189 Neben den verschiedenen Indizes zur Berechnung der Marktrendite werden in den Studien zudem verschiedene Basiszinssätze verwandt. Während Stehle (2004) den Basiszinssatz aus dem REXP ableitet, werden der Berechnung Bimbergs (1993) Bundesanleihen zugrunde gelegt. Die unterschiedlichen Datengrundlagen führen zwangsläufig zu voneinander abweichenden Schätzungen. Die Ergebnisse der Studien von Stehle (2004 und 2009) scheinen zur Ableitung künftiger Marktrisikoprämien auf Basis historischer Daten aus folgenden Gründen als am Besten geeignet. Stehle wählt mit dem CDAX einen für den deutschen Kapitalmarkt breit aufgestellten Index. Neben Unternehmen des Prime-Standards enthält der Index auch Unternehmen des Marktsegments General-Standard. Im Gegensatz zu den anderen Studien sind somit auch Marktprämien neueren Datums in der Mittelwertberechnung enthalten. In einer Erweiterung der Studie aus dem Jahre 2004 sind diese in Stehle (2009) bis zum Jahr 2008 ausgeweitet. Nicht zuletzt werden in der Untersuchung Stehles die steuerlichen Rahmenbedingungen am deutschen Kapitalmarkt im Rahmen der historischen Analyse explizit berücksichtigt. Deren Berücksichtigung ist bei einem Teil der anderen Studien unklar.190

189

190

Eng verknüpft mit der Auswahl des Index ist die Frage des Survivorship Bias. Sieher hierzu Copeland, T. E., Weston, J. F., Shastri, K., Finanzierungstheorie (2008), S. 235 f.; Koller, T., Goedhart, M., Wessels, D., Valuation (2005), S. 309. Siehe hierzu sowie zu im Detail weiterer Kritik Stehle, R., Renditevergleich (1999), S. 16 ff.

56

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

Autor(en)

Bimberg (1991) Bimberg (1991) Morawietz (1994) Uhlir/Steiner (1994) Conen/Väth (1993) Conen/Väth (1993) Stehle (1999) Stehle (2004) Stehle (2009) Bimberg (1991) Bimberg (1991 Stehle/Hartmond (1991) Morawietz (1994) Baetge/Krause (1994) Stehle (1999) Stehle (2004) Stehle (2009)

Zeitraum

Aktienrendite Arithmetisches Mittel 1954-1992 14,1 1954-1988 15,0 1950-1992 14,6 1953-1988 14,4 1876-1992 12,03 1949-1992 16,59 1967-1998 14,45 1955-2003 12,4 1955-2008 11,96 Geometrisches Mittel 1954-1991 11,2 1954-1988 11,9 1954-1988 12,1 1950-1992 11,8 1967-1991 10,4 1967-1998 11,8 1955-2003 9,5 1955-2008 8,94

Basiszinssatz

Marktrisikoprämie

6,8 6,8 7,5 7,9 5,28 6,16 7,8 6,94 6,73

7,3 8,2 7,1 6,5 6,75 10,43 6,65 5,46 5,23

6,7 6,6 7,5 7,5 7,8 7,7 6,84 6,64

4,5 5,3 4,6 4,3 2,6 4,1 2,66 2,3

Tabelle 3: Ex post Marktrisikoprämien (in %) in Deutschland auf Basis nominaler Bond- und Aktienrenditen (vor Steuern)191

Auf Basis der historischen Erhebung Stehles (2009) und unter Anwendung der Mittelwertgewichtung nach Blume (Formel (21)) ergibt sich bei einem Anlagehorizont von zehn Jahren ein gewichteter Mittelwert in Höhe von 4,7%.192 Dieser Wert entspricht der oberen Hälfte der von Stehle als auch Wagner et al. empfohlenen Bandbreite der Marktrisikoprämie vor Steuern am deutschen Kapitalmarkt.193 Das IDW geht infolge der Unternehmenssteuerreform 2008 von einer leicht erhöhten Marktrisikoprämie vor Steuern aus. Es argumentiert, dass Anleger aufgrund der erhöhten Steuerbelastung durch die Abgeltungssteuer einen Teil 191

192

193

Bimberg, L. H., Langfristige Renditenberechnung (1991), S. 96, 104; Morawietz, M., Rentabilität und Risiko (1994), S. 179, 200; Uhlir, H., Steiner, P., Wertpapieranalyse (1994), S. 165; Conen, R., Väth, H., Risikoprämien (1993), S. 643; Stehle, R., Renditevergleich (1999), S. 20; Stehle, R., Hartmond, A., Durchschnittsrenditen (1991), S. 403; Stehle, R., Festlegung Risikoprämie (2004), S. 921; Stehle, R., Stehle/Hartmond-Reihe 2009; Baetge, J., Krause, C., Risiko (1994), S. 452 ff.. Der Stichprobenumfang ܶ in der Untersuchung Stehles umfasst 54 Beobachtungszeitpunkte. Der unterstellte Prognosezeitraum von 10 Jahren lehnt sich an die im vorhergehenden Kapitel verwendete Restlaufzeit von 10 Jahren zur Berechnung des Zinssatzes aus der Zinsstrukturkurve an. Siehe Stehle, R., Festlegung Risikoprämie (2004), S. 921; Wagner, W. u.a., Unternehmensbewertung (2006), S. 1019. Dieser Wert liegt zudem über der von Widmann et al. vorgeschlagenen logischen Wertuntergrenze für Marktrisikoprämien in Höhe von 3,2% (vgl. Widmann, B., Schieszl, S., Jeromin, A., Kapitalisierungszinssatz (2003), S. 808).

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

57

der Belastung über höhere Renditeforderungen an die Unternehmen überwälzen werden.194 Während Kursgewinne vor der Steuerreform außerhalb der Spekulationsfristen für Kleinanleger mit Beteiligungen unter 1% im Privatvermögen steuerfrei vereinnahmt werden konnten, unterliegen diese nun unter dem Regime der Abgeltungsteuer generell unabhängig von der Haltedauer der Besteuerung. Genauso kommt es zu einer erhöhten Belastung von Dividenden auf Anteilseignerebene. Während diese unter dem Halbeinkünfteverfahren mit maximal der Hälfte des Spitzensteuersatzes in Höhe von 45% belastet wurden, beträgt die jetzige Belastung durch die Abgeltungsteuer 25%. Dem stehen wiederum niedrigere Unternehmenssteuersätze gegenüber, welche c. p. zu einem erhöhten Nachsteuergewinn auf Unternehmensebene führen. Gleichwohl wird die Entlastungswirkung durch die Senkung der Unternehmenssteuersätze durch eine Reihe von Belastungsmaßnahmen in Form einer verbreiterten Bemessungsgrundlage abgeschwächt.195 Inwieweit es durch die Reform zu einer Entoder Belastung kommt, wird vom Einzelfall abhängen. Der angeführten Argumentation einer leicht erhöhten Marktrisikoprämie vor Steuern infolge der Unternehmensteuerreform 2008 soll an dieser Stelle gefolgt und für die Simulation ein Wert von 5% als Marktrisikoprämie vor Steuern unterstellt werden. Dies entspricht einem Aufschlag von 0,3 Prozentpunkten auf den gewichteten Mittelwert von 4,7%. d)

Dividendenrendite

Die unterschiedliche effektive Besteuerung von Kurs- und Dividendeneinkünften der Investoren in den Modellen erfordert Annahmen über die Höhe der (wertabhängigen) Dividendenrendite. In Abbildung 4 ist die durchschnittliche Dividendenrendite des CDAX für den Zeitraum von 1973 bis 2008 abgebildet.196 Generell lässt sich seit Anfang der 80er Jahre ein Rückgang bei der Aktienrendite beobachten. Während die Dividendenrendite vor 1983 kontinuierlich mehr als 3% betrug, fiel diese in dem anschließenden Zeitraum merklich ab, bis im Jahr 2000 ein historischer Tiefstand erreicht wurde. In den folgenden Jahren ab 2002 stieg die durchschnittliche Dividendenrendite wieder an.

194

195

196

Vgl. IDW, Unternehmenssteuerreform (2007), S. 444. So auch Rohde, C., Podiumsdiskussion (2008), S. S 125 f.; Wagner, W., Saur, G., Willershausen, T., Unternehmensbewertungsgrundsätze (2008), S. 741; Kruschwitz, L., Löffler, A., Kapitalkosten (2008), S. 809; Jonas, M., Typisierung (2008), S. 831. Für eine ausführliche Diskussion der Auswirkungen der Unternehmenssteuerreform auf die Marktrisikoprämie vgl. auch Zeidler, G. W., Schöniger, S., Tschöpel, A., Unternehmenssteuerreform 2008 (2008), S. 282 ff. An dieser Stelle sind die geänderte Hinzurechnung von Finanzierungsbestandteilen bei der GewSt, die Zinsschranke und die Streichung der Insichabzugsfähigkeit der Gewerbesteuer zu nennen. Für eine Ausführliche Darstellung der Änderungen der Unternehmenssteuerreform siehe beispielsweise Watrin, C., Wittkowski, A., Strohm, C., Unternehmensteuerreform (2007), S. 785-793; Marx, F. J., Hetebrügge, D., Teilsteuerrechnung (2007), S. 2381-2385. Der CDAX wird genauso wie beispielsweise in der Studie von Stehle als Proxy für das Marktportfolio verwandt. Vgl. Stehle, R., Festlegung Risikoprämie (2004), S. 921.

58

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

6 5 4 3 2 1 0

Abbildung 4: Dividendenrendite des CDAX (in %), Quelle: Datastream

Die Dividendenrendite unterlag in der Vergangenheit starken Schwankungen. Besonders auffällig ist die stark steigende Dividendenrendite ab 2008. Ebenso lässt sich eine Spitze im Zeitraum 2001 bis 2003 beobachten. Die Volatilität der Dividendenrendite, insbesondere die Spitzen in 2001 bis 2003 und ab 2008 sind maßgeblich durch starke Kursschwankungen verursacht. Die Dividendenrendite des CDAX berechnet sich aus dem Quotienten der Summe der Dividendenzahlung und der Marktkapitalisierung der im CDAX gelisteten Wertpapiere: ‫ݕ‬஼஽஺௑ ൌ

݀஼஽஺௑ ǡ ݉‫ݒ‬஼஽஺௑

(22)

mit: ‫ݕ‬஼஽஺௑

= Dividendenrendite des CDAX

݀஼஽஺௑

= Summe der Dividendenzahlungen der im CDAX gelisteten Unternehmen

݉‫ݒ‬஼஽஺௑

= Marktkapitalisierung des CDAX.

In 2001 bis 2003 kam es infolge des Platzens der sogenannten Dotcom-Blase zu einem drastischen Einbruch des Index. Gleichfalls kam es ab 2008 zu einem weiteren Einbruch des CDAX Index, maßgeblich ausgelöst durch den Ausbruch der Finanzmarktkrise. Die in Abbildung 4 abgebildete Dividendenrendite ist damit den täglichen Schwankungen der Aktienkurse der im CDAX gelisteten Unternehmen ausgesetzt. Derartigen Schwankungen unterliegt die Summe der Dividendenzahlungen der im CDAX gelisteten Unternehmen hingegen nicht. Di-

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

59

videnden werden regelmäßig auf jährlicher Basis ausgeschüttet und basieren auf einem vergleichsweise längerfristigen Entscheidungshorizont. Über den gesamten Beobachtungszeitraum von 1973 bis 2008 beträgt das arithmetische Mittel der Dividendenrendite 2,52% bei einer Standardabweichung von 0,85%. Der Median beträgt 2,22%. Für den Zeitraum ab 2002, ab dem das neue Körperschaftsteuerregime erstmals im Regelfall bei einer Dividendenausschüttung in Kraft trat, bis einschließlich 2008 nimmt der Durchschnitt einen Wert von 2,33% bei einer Standardabweichung von 0,58% ein. Der Median ist mit 2,13% deutlich niedriger als der Durchschnitt. Sowohl der Durchschnitt als auch der Median dürften allerdings für den Zeitraum 2002 bis 2008 nach oben hin verzerrt sein. Sowohl die Spitze in 2002 bis 2003 als auch die Spitze ab 2008 sind in diesen Werten enthalten. Werden nur die Jahre 2004 bis 2007 betrachtet, beträgt der Durchschnitt 2,06% und der Median 2,07% bei einer Standardabweichung von 0,15%. Dies entspricht in etwa den Werten, wenn der Durchschnitt und der Median für den Zeitraum von 1983 bis 2008 berechnet wird. Für diesen Zeitraum beträgt der Durchschnitt 2,07% und der Median 2,03% bei einer Standardabweichung von 0,5%. Diese Werte werden deshalb zur Festlegung der Markt-Dividendenrendite als Referenzgrößen verwandt. Aufgrund der leichten Verzerrung des Durchschnitts durch Ausreißer wird anstelle des Durchschnitts der Median verwandt. Abgerundet beträgt die Markt-Dividendenrendite für die Simulation 2%. Wird zur Berechnung der Ausschüttungsquote folgender Zusammenhang definiert197: ‫ݍ‬௠ ൌ

‫ݕ‬௠ ǡ ‫ݎ‬௠

(23)

mit: ‫ݍ‬௠

= Ausschüttungsquote des Marktportfolios

‫ݕ‬௠

= Dividendenrendite des Marktportfolios (vor Steuern)

‫ݎ‬௠

= Rendite des Marktportfolios (vor Steuern),

so entspricht eine Markt-Dividendenrendite von 2% bei einer Marktrendite von 9% (5% Marktrisikoprämie zuzüglich 4% sicherer Basiszins) einer Ausschüttungsquote von knapp 22%. Diese Quote liegt damit deutlich unter den sonst in der Literatur diskutierten Werten von 30-50%.198 Die Abweichung kann mehreren Gründen geschuldet sein. Den Schätzungen

197

198

Vgl. Wagner, W. u.a., Weiterentwicklung (2004), S. 895. Kritisch zu dieser Annahme Gröger, H., Ausschüttungsquote (2008), S. 673. Vgl. Jonas, M., Ausschüttungsverhalten (2006), S. 481; Hillmer, H., Aktuelle Fragen (2005), S. 424.

60

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

der Ausschüttungsquote liegen oftmals verschiedene Indizes zugrunde.199 Empirische Untersuchungen zeigen jedoch, dass das Ausschüttungsverhalten unterschiedlicher Branchen und Unternehmensgrößen verschieden sein kann.200 Der CDAX, welcher an dieser Stelle Grundlage für die Schätzung der Markt-Dividendenrendite ist, bildet eine breite Basis an börsennotierten deutschen Aktiengesellschaften ab und ist als Proxy für das Marktportfolio gegenüber anderen Indizes wie dem DAX oder MDAX grundsätzlich besser geeignet. Ferner ist die Ausschüttungsquote oftmals unterschiedlich definiert. Alternativ zur Formel (23) wird diese regelmäßig als Quotient der Dividendenzahlung zum Gewinn eines Unternehmens berechnet.201 Die einzelnen Werte lassen sich somit nicht ohne Weiteres aufgrund der unterschiedlichen Datengrundlage und Berechnungsweise miteinander vergleichen. Die an dieser Stelle empirisch erhobene Markt-Dividendenrendite in Höhe von etwa 2% muss daher nicht zwingend im Widerspruch zu den im Schrifttum diskutierten Werten stehen und wird deshalb der nachfolgenden Simulation zugrunde gelegt. Soweit die Dividendenrendite des betrachteten Wertpapiers in der Simulation nicht als variabel angesehen wird, nimmt diese den gleichen Wert wie die Markt-Dividendenrendite ein. e)

Steuersätze

Die Simulation beider Gleichgewichtsmodelle erfolgt auf der Grundlage des gegenwärtigen Steuerrechts. Dividenden, Veräußerungsgewinne aus Kapitalvermögen und Zinsen werden demnach bei Privatinvestoren einheitlich mit der Abgeltungssteuer in Höhe von 25% belastet. Falls die Anteilshöhe in den letzten fünf Jahren mindestens 1% betrug, sind Veräußerungsgewinne nach dem Teileinkünfteverfahren zu versteuern. Für im Betriebsvermögen gehaltene Beteiligungen ist bei Personengesellschaften generell das Teileinkünfteverfahren anzuwenden, wohingegen bei Kapitalgesellschaften Dividenden und Gewinne aus Veräußerungen von Körperschaftsanteilen gemäß § 8b KStG zu 95% steuerfrei gestellt sind. Genauso lässt sich eine abweichende Besteuerung bei Investmentvermögen oder ausländischen Anteilseignern feststellen.202 Ein einheitlicher Steuersatz auf Dividenden und Veräußerungsgewinne aus Kapitalvermögen liegt somit nach dem gegenwärtigen Steuerrecht nicht vor. Werden zum Marktportfolio auch risikoreiche Anlagen des Kapitalmarktes im weitesten Sinne gezählt, so würde sich die Vielfalt deutlich komplexer darstellen. Unter anderem wären 199

200

201 202

Wagner et al. greifen beispielsweise auf die historischen Ausschüttungsquoten des DAX zurück und bezeichnen diese als Marktausschüttungsquote, die als Orientierungsgröße zur Festlegung der Ausschüttungsquote des zu bewertenden Unternehmens in der ewigen Rente. Vgl. Wagner, W. u.a., Unternehmensbewertung (2006), S. 1009. Siehe für eine detaillierte Analyse der aktuellen Trends hinsichtlich des Ausschüttungsverhaltens Prokot, A., Ausschüttungspolitik (2006), S. 5 ff. Für eine empirische Untersuchung des Ausschüttungsverhaltens deutscher Aktiengesellschaften siehe auch Jonas, M., Ausschüttungsverhalten (2006), S. 479-485. Vgl. Jonas, M., Ausschüttungsverhalten (2006), S. 482. Vgl. insbesondere Kapitel 0.

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

61

dann beispielsweise die steuerrechtlichen Regelungen für Anteile an Personengesellschaften oder Immobilien mitzuberücksichtigen. Für die Simulation wird aus Vereinfachungsgründen der Fokus auf die Besteuerung von Körperschaftsanteilen gelegt. Von anderen Risikoanlagen wird abstrahiert, gleichwohl diese streng genommen mit in die Betrachtung einzubeziehen sind.203 Im Rahmen der unmittelbaren Typisierung postuliert das IDW, dass für Zwecke der Berücksichtigung der persönlichen Ertragsteuern der Anteilseigner die Perspektive einer inländischen unbeschränkt steuerpflichtigen natürlichen Person einzunehmen ist.204 Aufgrund der regelmäßig breit gestreuten Aktionärsstruktur dürfte dies empirisch fraglich sein und gewöhnlich zu einem verzerrten Annahmengerüst im Bewertungskalkül führen.205 Der Gleichgewichtspreis am Kapitalmarkt ergibt sich aus dem Zusammenspiel von Transaktionen verschiedener Marktakteure, die unterschiedlichen Steuersätzen auf Dividenden, Zinsen und Veräußerungsgewinnen unterliegen. Die Annahme, dass im Rahmen des Tax CAPM die Perspektive einer inländischen unbeschränkt steuerpflichtigen natürlichen Person einzunehmen ist, unterstellt, dass die natürliche Person auch der marginale Investor ist, welcher den Gleichgewichtspreis festsetzt. Plausibler erscheint allerdings die Annahme, dass der Gleichgewichtspreis durch eine Vielzahl unterschiedlich besteuerter Akteure festgesetzt wird. Gering und hoch besteuerte Akteure bilden im Preisbildungsprozess die Ober- und Untergrenze, in dem sich der Gleichgewichtspreis am Kapitalmarkt letztlich bewegt.206 Das Tax CAPM und das Modell von Klein gehen von risikogewichteten durchschnittlichen Steuersätzen aus. Eine Ableitung von risikogewichteten durchschnittlichen Steuersätzen wird allerdings in der Realität kaum praktikabel sein. Vereinfachend wird deshalb ein einheitlicher marktdurchschnittlicher Steuersatz für Dividenden und Zinsen anhand von Plausibilitätsüberlegungen unterstellt.207 Die Wirkung der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen wird hingegen anhand unterschiedlicher Steuersätze simuliert, um den Einfluss verschiedener Belastungsniveaus bei der Veräußerungsgewinnbesteuerung zu verdeutlichen. Die Abbildung 5 veranschaulicht die Aktionärsstruktur in Deutschland. Deutlich wird der hohe Anteil an Unternehmen, welche in 2006 im Durchschnitt zu 35,6% an Aktien anderer Un-

203

204 205

206 207

Eine vergleichbare Eingrenzung erfolgt im Übrigen auch bei der Ermittlung der Marktrisikoprämie, welche auf historischen Daten des CDAX beruht. Als Vermögensklasse werden damit nur Unternehmensanteile und im Besonderen nur Aktienunternehmen betrachtet. Siehe Institut der Wirtschaftsprüfer in Deutschland, IDW S 1 (2008), S. 276. Ballwieser bezeichnet die Annahmen über den einkommensteuerlichen Steuerstatus aus empirischer Sicht als wagemutig (vgl. Ballwieser, W., in: Diskontierungszins, 130). Vgl. auch Klein, P., Long-horizon return (2001), S. 42. Wiese sieht in dieser Vorgehensweise z. B. einen pragmatischen Lösungsansatz, verweist zugleich aber auch auf die Möglichkeit, aggregierte Risikoeinstellungen am Markt zu schätzen (vgl. Wiese, J., Nachsteuer-CAPM (2004), S. 19 f.).

62

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

ternehmen beteiligt waren. Mit 20,7% sind im Durchschnitt ausländische Anleger an deutschen Aktienunternehmen beteiligt. Nur 14% entfallen hingegen auf private Haushalte. Der Anteil privater Anleger, die potenziell unter die Abgeltungssteuer bei Dividenden und Kursgewinnen in Höhe von 25% zuzüglich Solidaritätszuschlag fallen ist, somit relativ gering. Gleichwohl werden die privaten Haushalte indirekt über Investmentfonds oder andere Unternehmen in einem höheren Maße an den deutschen Aktienunternehmen beteiligt sein. Unterstellt man, dass Investmentfonds überwiegend von privaten Haushalten gehalten werden, so ist insbesondere die transparente Besteuerung von Investmentfonds in Deutschland zu berücksichtigen. Gemäß des Transparenzprinzips gelten vom Investmentfonds empfangene Dividenden mit dem Zufluss als dem Anteilseigner des Investmentfonds zugeflossen. Ist dieser eine inländische nicht steuerbefreite Privatperson, so ist auf die empfangenen Dividenden die Abgeltungssteuer zu entrichten. Dies gilt im Übrigen auch für vom Investmentfonds erzielte Veräußerungsgewinne aus Wertpapierverkäufen, soweit diese nicht vom Investmentfonds thesauriert werden.208 Werden daher die Anteile der Investmentfonds zum Anteil privater Haushalte hinzugerechnet, sind die ausgeschütteten Dividenden bei ca. 27% der Anteilseigner mit der Abgeltungsteuer belegt.

Private Haushalte 14,0%

Übrige Welt 20,7%

Investmentfonds 12,9% Unternehmen 35,6% Versicherungen 4,2% Banken 10,8%

Staat 1,9%

Abbildung 5: Aktionärsstruktur in Deutschland Ende 2006 (Quelle: DAI-Factbook209)

208 209

Vgl. Schlotter, J., Jansen, G., Abgeltungsteuer (2008), S. 181 ff. Deutsches Aktieninstitut, DAI-Factbook (2007), S. 08.1-3-b.

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

63

Bei den von Unternehmen empfangenen Dividenden kommt es zunächst darauf an, in welcher Rechtsform diese firmieren. Sind dies gewerblich tätige Unternehmen in der Rechtsform einer Personengesellschaft, so unterliegen diese dem Teileinkünfteverfahren nach § 3 Nr. 40 S. 2 EStG in Verbindung mit § 20 Abs. 8 EStG. Firmieren die Unternehmen hingegen als Körperschaft, so ist § 8b Abs. 1 u. 5 KStG einschlägig und die Dividenden können zu 95% steuerfrei vereinnahmt werden.210 Wird ein Spitzeneinkommensteuersatz von 45% gemäß § 32a Abs. 1 EStG und ein Gewerbesteuerhebesatz von 400% unterstellt, so ergibt sich eine Bandbreite von 1,5% bis 28,5%. Bei Inanspruchnahme der Thesaurierungsbegünstigung von Personengesellschaften beträgt die Belastung in der Spitze sogar nur 17,9%.211 Gemäß der Umsatzsteuerstatistik 2006 entfallen auf Körperschaften im Sinne des § 1 Abs. 1 KStG 56% der Umsätze. Es ist jedoch zusätzlich zu bedenken, dass die Unternehmen verschiedener Rechtsformen auch einen unterschiedlichen Umfang an Wertpapieren und Beteiligungen halten. Während beispielsweise in 2006 Wertpapiere und Beteiligungen bei Aktiengesellschaften 39,8% der Bilanzsumme ausmachten, betrug dieser Wert bei Kommanditgesellschaften nur 20,4% und bei Einzelunternehmen gar nur 6,7%. Die durchschnittliche Steuerbelastung auf von Unternehmen erhaltenen Dividenden wird daher an dieser Stelle mit 10% festgelegt, was in der unteren Hälfte der Bandbreite zwischen 1,5% und 28,5% liegt. Die Belastung der mit 20,7% nächstgrößeren Gruppe der ausländischen Investoren wird im Einzelfall von den unilateralen und bilateralen Regelungen im Quellen- und Wohnsitzstaat abhängen. Gemäß des OECD-Musterabkommens haben nach Art. 10 OECD-MA sowohl der Wohnsitz- als auch Quellenstaat ein Besteuerungsrecht. Das Besteuerungsrecht des Quellenstaates ist bei Schachtelbeteiligungen auf maximal 5% und bei Portfoliobeteiligungen auf 15% der Bruttodividende begrenzt.212 Für verbundene Unternehmen innerhalb der EU ist gemäß der Mutter-Tochter-Richtlinie sogar eine Quellensteuer untersagt. Deutschland sieht unter bestimmten Umständen bereits einen Verzicht auf die Quellensteuer bei einer Beteiligung von 10% vor.213 Unter der Annahme einer Portfoliobeteiligung und der vollen Ausschöpfung des Besteuerungsrechts Deutschlands gemäß des OECD-Musterabkommens in 210 211

212

213

Vgl. Kapitel II.A. Für Körperschaften ergibt sich bei einer 95%ige Freistellung und einem Körperschaftsteuersatz von 15%, einem Gewerbesteuerhebesatz von 400% und dem Solidaritätszuschlag von 5,5% bei Thesaurierung ein Steuersatz von 1,25%. Bei Personengesellschaften ergibt sich wiederum bei einem Spitzeneinkommensteuersatz von 45%, einem Gewerbesteuerhebesatz von 400%, der Anrechnung der Gewerbesteuer auf die Einkommensteuer gemäß § 35 EStG und dem Solidaritätszuschlag von 5,5% bei einer 40% Freistellung gemäß des Teileinkünfteverfahrens im Sinne des § 3 Nr. 40 S. 2 EStG im Falle der Ausschüttung (Thesaurierungsbegünstigung gemäß § 34a EStG wird nicht in Anspruch genommen) ein Steuersatz von 28,5%. Im Falle der Thesaurierung ergibt sich ein Satz von 17,9%. Vgl. Förster, H., Auslandsbeziehungen (2003), S. 369 f.; Schmidt, L., Sigloch, J., Henselmann, K., Internationale Steuerlehre (2005), S. 294 ff. Für den Nicht-DBA Fall siehe Förster, H., Auslandsbeziehungen (2003), S. 364. Vgl. Rek, R. u.a., Internationales Steuerrecht (2008), S. 160.

64

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

den mit anderen Ländern verhandelten Doppelbesteuerungsabkommen kann zumindest von einer Mindeststeuerlast von 15% ausgegangen werden. An dieser Stelle soll eine Gesamtsteuerlast aus der Besteuerung des Quellen- und Wohnsitzstaates von 19% angenommen werden. Dies entspricht dem von der Europäischen Kommission geschätzten impliziten Steuersatz auf Kapitaleinkommen in der EU 15 für das Jahr 2003.214 Wird die Gruppe der Versicherungen, Banken und des Staates, welche insgesamt knapp 17% ausmacht, aufgrund der spezifischen steuerrechtlichen Regelungen außen vorgelassen215, so ergibt sich schlussendlich folgendes Bild. Private Haushalte, welche einen Anteil inklusive der Investmentfonds von 26,9% haben, unterliegen der Abgeltungssteuer inklusive Solidaritätszuschlag in Höhe von 26,38%. Unternehmen mit einem Anteil von 35,6% unterliegen annahmegemäß einer Belastung von 10% und Ausländer mit einem Anteil von 20,7% einer Belastung von 19%. Bei einer alleinigen Betrachtung dieser drei Gruppen ergibt sich bei einer Gewichtung anhand des prozentualen Anteils an der Aktionärsstruktur ein durchschnittlicher Steuersatz auf Dividenden in Höhe von 17,5%. Für die Zinsbesteuerung sind grundsätzlich ähnliche Überlegungen wie bei den Dividenden anzustellen. Mangels zugänglicher Statistiken, inwieweit einzelne Gruppen unterschiedlichen Steuerstatus in festverzinsliche Anlagen investiert sind, wird vereinfachend eine vergleichbare Struktur wie die bei Aktien angenommen. Zinsen sind von Privatanlegern mit der Abgeltungssteuer zu versteuern. Bei Unternehmen unterliegen sie wiederum der vollen Körperschaft- bzw. Einkommensteuer. Die Steuersätze erstrecken somit bei einem Hebesatz von 400% über eine Bandbreite von 29,83% bis 47,44%. Bei Inanspruchnahme der Thesaurierungsbegünstigung liegt die Steuerbelastung bei Personengesellschaften 29,77%.216 Typisierend wird deshalb ein Steuersatz für die Gruppe der Unternehmen von 30% festgesetzt. Soweit Zinsen auf ausländische Anteilseigner entfallen, so können diese im Quellenstaat gemäß Art. 11 OECD-MA maximal mit einer Quellensteuer von 10% belegt werden.217 Innerhalb der EU ist zwischen verbundenden Unternehmen nach Maßgabe der Zins- und Lizenzgebühren Richtlinie der Quellensteuersatz sogar auf 0% beschränkt. In diesen Fällen steht allein dem 214

Vgl. Europäische Kommission, Taxation systems (2005), S. 93. Insbesondere bei Banken und Versicherungen ist der § 8b Abs. 7 u. 8 KStG zu beachten, welche die Besteuerung von der Zurechnung zum Handelsbuch bzw. zu den Kapitalanlagen abhängig und somit eine Schätzung des durchschnittlichen Steuersatzes für diese Gruppe wenig nachvollziehbar macht 216 Für Körperschaften ergibt sich bei einem Körperschaftsteuersatz von 15%, einem Gewerbesteuerhebesatz von 400% und dem Solidaritätszuschlag von 5,5% bei Thesaurierung ein Steuersatz von 29,83%. Bei Personengesellschaften ergibt sich wiederum bei einem Spitzeneinkommensteuersatz von 45%, einem Gewerbesteuerhebesatz von 400%, der Anrechnung der Gewerbesteuer auf die Einkommensteuer gemäß § 35 EStG und dem Solidaritätszuschlag von 5,5% im Falle der Ausschüttung (Thesaurierungsbegünstigung gemäß § 34a EStG wird nicht Anspruch genommen) ein Steuersatz von 47,44%. Im Falle der Thesaurierung ergibt sich ein Satz von 29,77%. 217 Vgl.Förster, H., Auslandsbeziehungen (2003), S. 371; Schmidt, L., Sigloch, J., Henselmann, K., Internationale Steuerlehre (2005), S. 297 f. 215

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

65

Wohnsitzstaat das Besteuerungsrecht zu.218 Auch hier soll wieder typisierend der implizite Steuersatz auf Kapitaleinkommen in der EU 15 unterstellt werden. Demgemäß würde sich ein durchschnittlicher Steuersatz auf Zinsen in Höhe von 26% ergeben.219 2.

Einfluss der Haltedauer und des Steuersatzes auf den Eigenkapitalkostensatz

Der efffektive Steuersatz auf Veräußerungsgewinne wird sowhl im Tax CAPM als auch im Modell Kleins von der durchschnittlichen Haltedauer der Anleger mitbestimmt. Während das Tax CAPM von einer einheitlichen durchschnittlichen Haltedauer ausgeht, differenziert Klein zwischen der durchschnittlichen Haltedauer der Anleger im Marktportfolio und der Anleger des betrachteten Wertpapiers. Zur Untersuchung des Einflusses der durchschnittlichen Haltedauer auf den Eigenkapitalkostensatz wird diese variabel gesetzt. Die anderen CAPMParameter werden hingegen zunächst als fixe Größen angesehen. Der durchschnittliche nominelle Steuersatz auf Veräußerungsgewinne wird analog zu den Dividenden mit 17,5% festgesetzt. Ähnlich wie bei der Festlegung des durchschnittlichen Steuersatzes auf Dividenden wird damit der heterogenen Anteilseignerstruktur Rechnung getragen.220 Ferner wird von einem Betafaktor von eins ausgegangen. Als Kurswachstum, dessen Bestimmung sowohl im Tax CAPM als auch im Modell Kleins zur Berechnung des Einflusses der Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Gleichgewichtsrendite erforderlich ist221, wird typisierend für das Marktportfolio von einem Wert von 7% ausgegangen. Dies entspricht der Rendite des Marktportfolios abzüglich der Dividendenrendite. Zur Berechnung des Kurswachstums bezogen auf das betrachtete Wertpapier ݇ wird ein iterativer Ansatz gewählt. Das unterstellte Kurswachstum ergibt sich aus der berechneten Gleichgewichtsrendite abzüglich der unterstellten Dividendenrendite des Wertpapiers. Da im Tax CAPM nicht zwischen Kurswachstum des Marktportfolios und des betrachteten Wertpapiers unterschieden wird, kommt hier nur das Kurswachstums des Wertpapiers zum Tragen. Im Modell Kleins wird für ‫ݓ‬௞௧ zur Berechnung des Aufschubterms des Marktportfolios und des Wertpapiers ݇ ein Wert von 0,5 unterstellt. Die Annahme eines Betafaktors von eins führt im Tax CAPM zu dem Sonderfall, dass bei gleicher Dividendenrendite des Marktportfolios ‫ݕ‬௠ und des Wertpapiers ‫ݕ‬௞ sich die Terme ‫ݕ‬௠ ߬ௗ und ‫ݕ‬௞ ߬ௗ in der Modellgleichung nach Formel (5) heraus kürzen. Das Gleiche gilt für 218 219

220

221

Vgl. Pöllath, R., Lohbeck, A., in: Vogel/Lehner/Eigelshoven, OECD-MA Art. 11, Rn. 7. Der durchschnittliche Steuersatz wurde analog zu den Dividenden berechnet. Die Gruppe der Banken, Versicherer und des Staates wurden außen vorgelassen. Siehe hierzu ausführlich die Ausführungen zum durchschnittlichen Steuersatz auf Dividenden in Kapitel III.E.1.e). Diese können analog auf die Besteuerung von Veräußerungsgewinnen übertragen werden. Im Modell Kleins wird unterstellt, dass die angelaufenen Kursgewinne zur Berechnung der Aufschubterme dem Kurswachstum des Marktportfolios bzw. des Wertpapiers ݇ entsprechen.

66

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

den Term ‫ݎ‬௙ ߬௕ . Bei einem Betafaktor von eins haben unterschiedliche Haltedauern folglich keinen Einfluss auf die Bruttorenditen vor Steuern. Unter den gesetzten Parametern beträgt die Gleichgewichtsrendite unabhängig von der Haltedauer 9%. Anders hingegen im Modell von Klein. Hier ist die Gleichgewichtsrendite vom Zusammenspiel der durchschnittlichen Haltedauer im Marktportfolio und des betrachteten Wertpapiers abhängig. Abbildung 6 veranschaulicht diese Wechselbeziehung. Die Gleichgewichtsrendite beträgt nur dann 9% (Referenzfall), falls sich die durchschnittlichen Haltedauern des Marktportfolios und des Wertpapiers entsprechen.

0.11

Eigenkapitalkostensatz

0.105 0.1 0.095 0.09 0.085

30

0.08

25

0.075 30

20 15

25 20

10

15 5

10 5 Haltedauer Marktportfolio (Jahre)

0

0

Haltedauer Wertpapier (Jahre)

Abbildung 6: Gleichgewichtsrendite im Modell Kleins in Abhängigkeit von der durchschnittlichen Haltedauer des Marktportfolios und des betrachteten Wertpapiers

Ist die durchschnittliche Haltedauer des Marktportfolios höher als die des Wertpapiers, so wirkt sich dies c. p. renditeerhöhend aus. Im Extremfall, in dem die durchschnittliche Haltedauer des Marktportfolios 30 Jahre und die des Wertpapiers nur ein Jahr beträgt, erhöht sich die Gleichgewichtsrendite gegenüber dem Referenzfall, bei dem sich die durchschnittlichen Haltedauern entsprechen, um 1,88 Prozentpunkte. Beträgt hingegen die durchschnittliche Haltedauer des Marktportfolios nur ein Jahr und die des Wertpapiers 30 Jahre, so kommt es zu einem entgegengesetzten Wirkungseffekt und die Gleichgewichtsrendite beträgt 1,39

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

67

Prozentpunkte weniger gegenüber dem Referenzfall. Beide Effekte nehmen jedoch mit zunehmender Haltedauer ab. Der Limes im ersten Fall liegt mit 2,12 Prozentpunkten über und im letzten Fall mit 1,68 Prozentpunkten unter dem Referenzfall. Die renditeerhöhende bzw. renditemindernde Wirkung auf die Gleichgewichtsrendite ist zum einen auf die Veränderung der Aufschubterme des Marktportfolios ߜ௠௧ bzw. des Wertpapiers ߜ௞௧ und auf die Veränderung des modifizierten Steuersatzes auf Veräußerungsgewinne ߬௚௞௧ zurückzuführen. Im ersten Fall erhöht sich ߜ௠௧ und ߬௚௞௧ nimmt einen Wert über eins ein. Die Gleichgewichtsrendite nimmt somit gegenüber dem Referenzfall einen höheren Renditewert ein. Im zweiten Fall erhöht sich hingegen ߜ௞௧ und ߬௚௞௧ nimmt einen Wert unter eins ein. Beide Terme haben folglich einen renditemindernden Effekt. Die Ergebnisse veranschaulichen das Zusammenspiel von der durchschnittlichen Haltedauer des Marktportfolios und des Wertpapiers. Haben Anleger beim betrachteten Wertpapier einen längeren Investmenthorizont als das Marktportfolio, so kommt ein stärkerer Lock-in-Effekt zum Tragen mit der Folge geringerer Renditeerwartungen in zukünftigen Perioden. Ist der Investmenthorizont hingegen kürzer als im Marktportfolio, so besteht ein geringerer steuerlicher Lock-in, infolgedessen sich ein renditeerhöhender Prozess einstellt. Beide Effekte werden durch einen höheren Steuersatz auf Veräußerungsgewinne ܶ௚ verstärkt. Im vorherigen Beispiel wurde ein durchschnittlicher nomineller Steuersatz auf Veräußerungsgewinne in Höhe von 17,5% angenommen. In Abbildung 7 wird die Veränderung der Gleichgewichtsrendite bei unterschiedlichen Steuersätzen auf Veräußerungsgewinnen beleuchtet. Dabei wird die durchschnittliche Haltedauer des Marktportfolios mit zehn Jahren konstant gehalten, nur die durchschnittliche Haltedauer des Wertpapiers verändert sich im Wertebereich von einem bis 30 Jahren.

68

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

Eigenkapitalkostensatz

0.16 0.14 0.12 0.1 0.5

0.08 0.4 0.06 30

0.3 25

0.2

20 15

Haltedauer Wertpapier (Jahre)

10

0.1 5

0

0

Steuersatz Veräußerungsgewinne

Abbildung 7: Veränderung der Gleichgewichtsrendite im Modell Kleins in Abhängigkeit des nominellen Steuersatzes auf Veräußerungsgewinne und der durchschnittlichen Haltedauer des Wertpapiers bei konstanter durchschnittlicher Haltedauer des Marktportfolios von zehn Jahren

Abbildung 7 verdeutlicht, dass je höher der nominelle Steuersatz auf Veräußerungsgewinne angesetzt wird, desto fundamentaler sind die Effekte des Lock-in-Effektes. Liegt der Steuersatz im Extremfall bei 50%, kann es in diesem Beispiel zu einer deutlichen Abweichung gegenüber dem Referenzfall kommen. Bereits eine nur leicht geringere bzw. höhere durchschnittliche Haltedauer des Wertpapiers gegenüber dem Marktportfolio hat dann erhebliche Änderungen der Gleichgewichtsrendite zur Folge. Liegt die Haltedauer in diesem Fall beispielsweise um ein Jahr höher (niedriger), so ergibt sich bereits eine Renditeminderung (-erhöhung) in Höhe von 0,17 (0,19) Prozentpunkten. Die Sensitivität des Modells ist damit bei hohen Steuersätzen auf Veräußerungsgewinnen beträchtlich. Denn im vorherigen Beispiel bei einem unterstellten durchschnittlichen Steuersatz auf Veräußerungsgewinne von 17,5% würde eine Abweichung der durchschnittlichen Haltedauer des Wertpapiers gegenüber dem Marktportfolio um ein Jahr höher (niedriger) nur eine Renditeminderung (erhöhung) in Höhe von 0,06 (0,07) Prozentpunkten mit sich bringen.

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

3.

69

Betafaktor und Dividendenrendite als Komplexitätstreiber

Zur Untersuchung des Einflusses der Besteuerung von Kursgewinnen in Abhängigkeit des Betafaktors und der Dividendenrendite werden die Modellpaprameter analog zum vorherigen Kapitel festgesetzt. Die Haltedauer des Marktportfolios wird mit einem Wert von zehn Jahren konstant gehalten. Nur die Haltedauer des Wertpapiers wird als variable Größe betrachtet, welche Werte zwischen einem und 30 Jahren annimmt. Der Einfluss verschiedener Betafaktoren und Dividendenrenditen wird separat betrachtet, d. h. jeweils nur eine der beiden Größen wird als variabel angesehen. Der Einfluss der Haltedauer bei unterschiedlichen Betafaktoren im Tax CAPM und im Modell Kleins auf die Gleichgewichtsrendite wird in der Abbildung 8 und Abbildung 9 veranschaulicht. Deutlich erkennbar ist der nur geringe Wirkungseffekt verschiedener Haltedauern des Wertpapiers auch bei hohen oder niedrigen Betafaktoren. Die Gleichgewichtsrendite vor Steuern bleibt trotz unterschiedlicher Haltedauern nahezu konstant. Bei einem Betafaktor von zwei beträgt die Gleichgewichtsrendite bei einer Haltedauer des Wertpapiers von einem Jahr 14,41%. Wird die Haltedauer auf 30 Jahre erhöht, so beträgt die Gleichgewichtsrendite 14,61%. Beträgt der Betafaktor hingegen nur 0,1, dann ist der Unterschied noch geringer. Bei einer Haltedauer von einem Jahr beträgt die Gleichgewichtsrendite 4,11%, bei 30 Jahren 4,07%. Der Einfluss unterschiedlicher Haltedauern des Wertpapiers auf die Gleichgewichtsrendite vor Steuern wird regelmäßig vernachlässigbar sein. Außer bei extrem hohen Betafaktoren wird diese im Tax CAPM einen merklichen Einfluss haben. Der Wirkungseffekt aufgrund verschiedener Haltedauern bei einem hohen Betafaktor ist letztlich folgender Ursache geschuldet. Die Steuerterme ߬ௗ und ߬௕ berechnen sich aus der Differenz zwischen dem nominellen Steuersatz auf Dividenden ܶௗ bzw. Zinsen ܶ௕ und dem effektiven Steuersatz auf Kursgewinne ‫ݐ‬௚ dividiert durch ͳ െ ܶ௚ . Die nominellen Steuersätze auf Dividenden und Zinsen unterscheiden sich im betrachteten Beispiel voneinander. Bei Zinsen wird ein Steuersatz von 26% unterstellt und bei Dividenden ein Steuersatz von 17,5%. Der effektive Steuersatz auf Kursgewinne ergibt sich unter anderem in Abhängigkeit von der unterstellten Haltedauer. Bei langen Haltedauern wird dieser niedriger ausfallen als bei kurzen Haltedauern. Ändert sich der effektive Steuersatz auf Veräußerungsgewinne, so werden sich auch die Steuerterme ߬ௗ und ߬௕ ändern. Aufgrund der verschiedenen Differenzen bei den nominellen Steuersätzen ܶௗ und ܶ௕ werden sich minimal unterschiedlich starke Änderungen der Terme ߬ௗ und ߬௕ ergeben, welche durch einen Betafaktor größer oder kleiner eins verstärkt werden. Ferner werden die Terme mit dem sicheren Zins und der (Markt-) Dividendenrendite multipliziert. Sowohl der sichere Zins als auch die (Markt-)Dividendenrendite nehmen unterschiedliche Werte ein. Werden diese mit unterschiedlich hohen Steu-

70

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

ertermen ߬ௗ und ߬௕ multipliziert, kommt es zu minimal voneinander abweichenden Änderungen. Unterschiedliche Gleichgewichtsrenditen bei verschiedenen Haltedauern und einem Beta ungleich eins wären nur dann nicht gegeben, falls sich zum einen die nominellen Steuersätze und zum anderen der sichere Zins und die (Markt-)Dividendenrendite entsprechen.

Eigenkapitalkostensatz

0.16 0.14 0.12 0.1 2 0.08 1.5 0.06 1

0.04 30

25

20

0.5 15

Haltedauer Wertpapier (Jahre)

10

5

0

0

Betafaktor

Abbildung 8: Gleichgewichtsrendite im Tax CAPM in Abhängigkeit des Betafaktors und der Dividendenrendite des Wertpapiers

Ein etwas anderes Bild gegenüber dem Tax CAPM ergibt sich bei der Betrachtung des Einflusses der Haltedauer bei unterschiedlichen Betafaktoren im Modell Kleins. Hier lassen sich in Abbildung 9 bereits deutliche Unterschiede speziell bei hohen Betafaktoren erkennen. Nimmt der Betafaktor den Wert zwei an, so kommt es zu einer deutlichen Absenkung der Gleichgewichtsrendite, je länger die Haltedauer beträgt. Liegt die durchschnittliche Haltedauer des Wertpapiers beispielsweise mit einem Jahr unter der durchschnittlichen Haltedauer des Marktportfolios, welche hier mit einem Wert von zehn Jahren unterstellt wird, so beläuft sich die Gleichgewichtsrendite auf 16,29%. Bei einer Haltedauer des Wertpapiers von zehn Jahren beträgt diese hingegen nur 13,96%. Ist die durchschnittliche Haltedauer des Wertpapiers mit 30 Jahren deutlich länger als die des Marktportfolios, kommt es zu einer weiteren Absenkung der Gleichgewichtsrendite. Mit einem Niveau von 13,02% ist der Unter-

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

71

schied jedoch weitaus geringer. Der Effekt macht sich insbesondere bei geringen durchschnittlichen Haltedauern des Wertpapiers bemerkbar. Beträgt diese weniger als fünf Jahre so ergeben sich bei hohen Betafaktoren mitunter beträchtliche Effekte bei der Gleichgewichtsrendite. Bei sehr geringen Betafaktoren ist hingegen kein bedeutender Effekt feststellbar. Die Gleichgewichtsrendite nimmt bei einem Betafaktor von 0,1 und einer durchschnittlichen Haltedauer des Wertpapiers von einem Jahr einen Wert von 4,23 % ein. Bei einer Haltedauer von 30 Jahren beträgt der Wert 3,97%. Die Niveauänderung ist somit nicht derart stark wie bei einem hohen Betafaktor von zwei. Der stärkere Effekt unterschiedlicher Haltedauern im Modell Kleins gegenüber dem zuvor betrachteten Effekt im Tax CAPM ist letztlich dem komplexen Zusammenspiel zwischen der durchschnittlichen Haltedauer des Wertpapiers und der des Marktportfolios geschuldet. Sowohl der Steuerterm ߬ௗ௞௧ in Formel (14) als auch der Aufschubterm des Wertpapiers ߜ௞௧ ändert sich hierdurch, während der Aufschubterm des Marktportfolios ߜ௠௧ im Beispiel konstant gehalten wird. Ferner ist zu bedenken, dass Klein den effektiven Steuersatz auf Kursgewinne anders als im Tax CAPM definiert. Bei Klein ergibt sich der effektive Steuersatz auf Kursgewinne aus dem Produkt von ‫ܤ‬௞௧ , welcher ein Indikator für den Investmenthorizont darstellt, und dem nominellen Steuersatz ܶ௚ . Entsprechend können sich unterschiedliche Wirkungseffekte einstellen.

72

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

Eigenkapitalkostensatz

0.2 0.15 0.1

2

0.05 0 30

1.5 1 25

20

0.5 15

Haltedauer Wertpapier (Jahre)

10

5

0

0

Betafaktor

Abbildung 9: Gleichgewichtsrendite im Modell Kleins in Abhängigkeit des Betafaktors und der Haltedauer des Wertpapiers

In der Abbildung 10 und Abbildung 11 ist der Einfluss der durchschnittlichen Haltedauer in Abhängigkeit der Dividendenrendite des Wertpapiers grafisch dargestellt. Es gelten die gleichen Parameter wie bei der Simulation des Einflusses der Haltedauer in Abhängigkeit des Betafaktors. Der Betafaktor nimmt an dieser Stelle wieder einen Wert von eins an. Im Tax CAPM ist entsprechend der Untersuchung zum Betafaktor der Einfluss der Haltedauer in Abhängigkeit von der Dividendenrendite relativ gering. Die Schwankungsbreite der Gleichgewichtsrenditen beläuft sich im betrachteten Beispiel nur auf 0,47 Prozentpunkte. Deutlich wird, dass je länger die Haltedauer ist, desto größer ist der Einfluss unterschiedlicher Dividendenrenditen. Bei einer Haltedauer von 30 Jahren schwankt die Gleichgewichtsrendite in Abhängigkeit von der Dividendenrendite zwischen einem Wert von 9,25% und 8,78%. Dies ist mithilfe der Definition des Steuerterms ߬ௗ zu erklären, der im Tax CAPM die Steuerlast auf die Dividendenrendite des Wertpapiers und des Marktportfolios determiniert. Im gewählten Beispiel entspricht der nominelle Steuersatz auf Dividenden dem Steuersatz auf Kursgewinne. Beträgt die Haltedauer lediglich eine Periode (Jahr) so entsprechen sich die effektiven Steuersätze auf Dividenden und Kursgewinne. Der Steuerterm ߬ௗ kürzt sich in Formel (5) zu null. Ein Einfluss der Dividendenrendite des Wertpapiers auf die Gleichgewichtsrendite vor Steuern ist nicht gegeben. Je länger allerdings die Haltedauer ist, desto

E. Simulation des Einflusses einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Eigenkapitalkosten

73

geringer wird auch der effektive Steuersatz auf Kursgewinne und desto höher die Differenz zum Steuersatz auf Dividenden ausfallen. Entsprechend vergrößert sich der Einfluss der Dividendenrendite des Wertpapiers aus dem Zusammenspiel zwischen Dividendenrendite und Steuerterm ߬ௗ . Die Gleichgewichtsrendite wird dabei höher ausfallen, falls auch die Dividendenrendite einen hohen Wert einnimmt. Ihr Maximum liegt dort, wo die Dividendenrendite der Gleichgewichtsrendite entspricht, d. h. die Rendite nur über Dividenden nicht aber Kursgewinne erzielt wird. Gut erkennbar wird, dass gegenüber dem Referenzfall, bei dem die Dividendenrendite des Wertpapiers der des Marktportfolios entspricht, die Gleichgewichtsrendite bei einer hohen Haltedauer steigt, falls die Dividendenrendite des Wertpapiers über der des Marktportfolios liegt et vice versa.

0.094

Eigenkapitalkostensatz

0.093 0.092 0.091 0.1

0.09 0.08

0.089 0.088

0.06

0.087 30

0.04 25

20

15

Haltedauer Wertpapier (Jahre)

0.02 10

5

0

0

Dividendenrendite Wertpapier

Abbildung 10: Gleichgewichtsrendite im Tax CAPM in Abhängigkeit der Dividendenrendite und der Haltedauer des Wertpapiers

Gegenüber dem Tax CAPM lässt sich für das Modell Kleins in Abbildung 11 ein deutlich höherer Einfluss der Haltedauer in Abhängigkeit der Dividendenrendite feststellen. Hier schwankt die Gleichgewichtsrendite im betrachteten Beispiel zwischen Werten von 10,01% und 7,79%. Dies entspricht einer Bandbreite von 2,22 Prozentpunkten. Es nehmen wie im Tax CAPM die

74

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

Schwankungen zu, je höher die durchschnittliche Haltedauer des Wertpapiers ist. Zugleich lässt sich aber ein dauerhaftes Maximum feststellen, falls die Dividendenrendite jeweils der Gleichgewichtsrendite entspricht und eine Rendite nur über Dividenden nicht aber Kursgewinne erzielt wird. Das Zusammenspiel von durchschnittlicher Haltedauer und Dividendenrendite des Wertpapiers stellt sich im Modell Kleins allerdings im Vergleich zum Tax CAPM ungleich komplexer dar. Denn hier ist gleichsam das Wechselverhältnis von der durchschnittlichen Haltedauer des Wertpapiers zum Marktportfolio zu berücksichtigen. Beträgt die durchschnittliche Haltedauer des Wertpapiers ein Jahr und entspricht der effektive Steuersatz auf Kursgewinne somit im vorliegenden Beispiel dem Steuersatz auf Dividenden, dann wird sich der Steuerterm ߬ௗ௞௧ zu null kürzen. Die Gleichgewichtsrendite wird mit 10,03% über dem Referenzfall (9%) liegen. Der Grund hierfür ist darin zu sehen, dass die durchschnittliche Haltedauer des Wertpapiers unter der des Marktportfolios liegt und ߬ௗ௞௧ in Formel (14) einen Wert über eins einnimmt und sich der Aufschubterm ; stark vermindert.

Eigenkapitalkostensatz

0.105 0.1 0.095 0.09

0.2

0.085 0.15 0.08 0.1

0.075 30

25

20

0.05 15

Haltedauer Wertpapier (Jahre)

10

5

0

0

Dividendenrendite Wertpapier

Abbildung 11: Gleichgewichtsrendite im Modell Kleins in Abhängigkeit der Dividendenrendite und der Haltedauer des Wertpapiers

F. Zwischenfazit

F.

75

Zwischenfazit

Werden, so wie vom IDW empfohlen, in der Unternehmensbewertungspraxis Ertragsteuern der Anteilseigner – mittelbar oder unmittelbar – mitberücksichtigt, wird üblicherweise auf das Tax CAPM zurückgegriffen. Grundsätzlich ist das ursprünglich von Brennan entwickelte Modell ausschließlich auf den Einperiodenfall anwendbar. Gröger zeigt jedoch dessen Anwendbarkeit unter bestimmten Voraussetzungen für den Mehrperiodenfall auf. Ist eine Besteuerung von Veräußerungsgewinnen auf Realisationsbasis im Modell zu berücksichtigen, wird allgemein der Ansatz des effektiven Steuersatzes auf Kursgewinne in Abhängigkeit von der unterstellten Haltedauer empfohlen. Das Tax CAPM berücksichtigt allerdings nur eine Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnbesteuerung im Entscheidungskalkül der Marktakteure. Ein etwaiger Lock-in-Effekt, welcher durch die Ansammlung nicht realisierter aber steuerpflichtiger Kursgewinne entstehen kann, bleibt im Tax CAPM unberücksichtigt. Klein hat ein Gleichgewichtsmodell unter den Annahmen des CAPM entwickelt, welches zusätzlich den Lock-in-Effekt ins Kalkül miteinbezieht. Die Wirkungseffekte der Veräußerungsgewinnbesteuerung wurden anhand einer Simulation unter realitätsnahen Parameterannahmen für den deutschen Kapitalmarkt exemplarisch verdeutlicht. Mit der Simulation wird die Bedeutung der Veräußerungsgewinnbesteuerung im Modell Kleins unter realitätsnahen Prämissen unterstrichen. Während die Gleichgewichtsrenditen vor Steuern im Tax CAPM bei verschiedenen Haltedauern und effektiven Steuersätzen auf Kursgewinnen nur geringen Änderungen unterliegt, zeigen sich relativ große Renditeschwankungen im Modell Kleins. Das Modell reagiert mitunter sehr sensitiv bei bestimmten Parameteränderungen. Entscheidend für den Wirkungseffekt des steuerlichen Lock-in im Modell ist dabei das Zusammenspiel von der durchschnittlichen Haltedauer des Marktportfolios und des Wertpapiers. Die Gleichgewichtsrendite wird einen umso höheren Wert einnehmen, je geringer die durchschnittliche Haltedauer der Anteilseigner des betrachteten Wertpapiers im Verhältnis zur durchschnittlichen Haltedauer im Marktportfolio ist. Ferner wird dieser Effekt von der Höhe des Steuersatzes auf Veräußerungsgewinne abhängen. Bei einem hohen Steuersatz wird sich c. p. auch ein höherer Lock-in-Effekt einstellen. Weitere Faktoren, die auf das Ausmaß des Effektes Einfluss nehmen, sind der Betafaktor und die Dividendenrendite des Wertpapiers. Bei Unternehmen mit einem hohen Betafaktor wird sich der Effekt verstärken. Der Stellenwert und die Wertrelevanz der Dividendenpolitik auf den Asset Price wurden zudem durch die Simulation herausgestellt. Deren Bedeutung ist umso höher, je größer der Unterschied zwischen effektivem Steuersatz auf Veräußerungsgewinne und Dividenden ist. Bei einer vollständigen Thesaurierung der Cahs Flows ist der Einfluss der Veräußerungsgewinnbesteuerung von hohem Gewicht.

76

III. Berücksichtigung von Steuern in der Bewertungslehre

Die hohe Sensitivität des Modells zeigt zugleich dessen Anfälligkeit gegenüber Fehlspezifikationen auf. Verschiedene Parameter wie die durchschnittliche Haltedauer des Marktportfolios und des Wertpapiers oder die durchschnittlichen Steuersätze der Anteilseigner werden empirisch nur schwer zu bestimmen sein. Wird aber beispielsweise die durchschnittliche Haltedauer falsch eingeschätzt, so kann es zu erheblichen Fehleinschätzungen der Gleichgewichtsrendite kommen. Ferner dürfte die hohe Komplexität des Modells als ernst zu nehmende Hürde für dessen Praxistauglichkeit angesehen werden. Nichtsdestotrotz bietet das Modell Kleins einen Ansatz, um die Wirkungsrichtung und das Ausmaß eines Lock-in-Effektes in einer CAPM-Welt zu quantifizieren. Wie in der Simulation verdeutlicht wurde, kann ein Nichtbeachten des Lock-in-Effektes ebenfalls zu einer erheblichen Fehleinschätzung der Gleichgewichtsrendite und im Falle einer Unternehmensbewertung zu einer Missspezifikation des Kalkulationszinssatzes führen. Nicht zuletzt die zentrale Bedeutung des Kalkulationszinsfußes bei der Unternehmensbewertung222 lässt diese Diskussion in ein besonderes Licht rücken. Pratt/Grabowski konstatieren, dass der Kapitalkostensatz von gleicher Wichtigkeit ist, wie die Schätzung der zu diskontierenden Zahlungsströme.223 Zu niedrig geschätzte Kapitalkosten können dazu führen, dass tatsächlich unvorteilhafte Investitionen realisiert werden. Umgekehrt können wiederum zu hoch geschätzte Kapitalkosten die Konsequenz mit sich bringen, dass tatsächlich vorteilhafte Investitionen nicht getätigt werden. Inwieweit das Modell Kleins in die Realität übertragbar ist, ist letztlich aber eine empirische Frage. Eine empirische Studie Kleins schreibt dem Modell bei einer Untersuchung historischer Kapitalmarktrenditen in den USA einen signifikanten Erklärungsgehalt zu.224 Darüber hinaus wird der Einfluss der Anteilseignerbesteuerung auf die Preise und Handelsvolumina durch verschiedene empirische Studien, welche im nachfolgenden Kapitel detailliert erörtert werden sollen, unterstrichen. Sowohl eine Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnbesteuerung als auch ein Lock-in-Effekt aufgrund der Besteuerung realisierter Veräußerungsgewinne werden in verschiedenen Studien aufgezeigt.

222 223 224

Vgl. Rebien, A., Kapitalkosten (2007), S. 20 f. Vgl. Pratt, S. P., Grabowski, R. J., Cost of capital (2008), S. XXVI. Vgl. Klein, P., Long-horizon return (2001), S. 33-62.

IV.

Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

A.

Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnsteuer im Aktienkurs

1.

Vorbemerkungen

Das im vorherigen Kapitel vorgestellte Modell Kleins ist eine dynamische mehrperiodige Betrachtung der Steuerwirkungseffekte einer Veräußerungsgewinnbesteuerung. Unter Einbezug diverser Einflussfaktoren leitet Klein die Wirkungseffekte auf die Gleichgewichtspreisbildung am Kapitalmarkt ab. Dem Modell liegt sowohl die Annahme eines Kapitalisierungs- als auch Lock-in-Effektes zugrunde. Verschiedene empirische Studien bestätigen die Existenz beider Effekte. Im Folgenden werden empirische Studien zu beiden Effekten vorgestellt und erörtert. Der Kapitalisierungseffekt unterstellt die Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnbesteuerung späterer Perioden im Asset Price. Investoren antizipieren demnach eine künftige Besteuerung angefallener Kursgewinne bereits mit dem Kauf des Investments. Betrachtet man den Wirkungseffekt in einem stark vereinfachten Modell wie in Abbildung 12225, so wird eine Erhöhung des Veräußerungsgewinnsteuersatzes auch zu einer Erhöhung des Kapitalisierungsbetrages der künftigen Veräußerungsgewinnbesteuerung führen und eine Verminderung des Nachfragepreises herbeiführen. Da der Kapitalsierungseffekt vonseiten der Nachfrage ausgeht, kann auch von einem nachfragseitigen Effekt gesprochen werden. 225

Anders als Klein wird hier das Zusammenspiel von Preis und Menge am Kapitalmarkt abgebildet und keine perfekte Substituierbarkeit von Wertpapieren angenommen. Es wird an dieser Stelle von fallenden Nachfrage- und steigenden Angebotskurven ausgegangen. Ein zusätzliches Angebot an Aktien wird demnach zu einer Senkung des Gleichgewichtspreises führen. Verschiedene empirische Studien kommen über den Verlauf der Nachfragekurve zu unterschiedlichen Ergebnissen. Xing untersucht in einer neueren Studie den Verlauf der langfristigen Nachfragekurve. Seine Ergebnisse weisen auf eine horizontale langfristige Nachfragekurve hin mit der Folge, dass ein erhöhtes Handelsvolumen zu keinem Preisdruck führen würde (vgl. Xing, X., Demand curves (2008), S. 641-651). Demgegenüber deutet beispielsweise die Untersuchung Kauls et al. auf eine fallende Nachfragekurve hin (vgl. Kaul, A., Mehrotra, V., Morck, R., Slope Down (2000), S. 893-912). Zu ähnlichen Ergebnissen kommen z. B. auch Sokulsky et al. (vgl. Sokulsky, D., Brooks, R., Davidson, S., Australian index (2008), S. 605-616). Wird eine horizontal verlaufende Nachfragekurve unterstellt, kann es im Übrigen dennoch zu einem kurzfristigen Preisdruck kommen. Die sogenannte „Price-Pressure“ Hypothese geht zwar grundsätzlich davon aus, dass langfristig die Nachfragekurve vollkommen elastisch ist, unterstellt aber, dass es kurzfristig aufgrund von Transaktionskosten zu einem Preisdruck kommt. Hintergrund ist, dass die perfekte Subsituierbarkeit von Wertpapieren angenommen wird und ein zusätzliches Angebot an Aktien keinen Werteinfluss hat, d. h. die Nachfragekurve nicht fallend ist. Bei einer Angebotserhöhung verlangen aber die Anleger für die mit der Portfolioumschichtung einhergehenden Transaktionskosten eine Entschädigung, sodass es kurzfristig zu einem Preisdruck kommt (vgl. Kraus, A., Stoll, H. R., Block Trading (1972), S. 569-588; Harris, L., Guel, E., Price Pressures (1986), S. 815-829). Darüber hinaus wird an dieser Stelle auch der von Sahm modellierte Einkommenseffekt vernachlässigt. Sahm zeigt, dass unter bestimmten Voraussetzungen eine Erhöhung des Veräußerungsgewinnsteuersatzes nicht zwingend zu einer Verminderung des Asset Prices führen muss (vgl. Sahm, M., Methods of Capital Gains Taxation (2008), S. 751).

H. Benhof, Ökonomische Wirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung, DOI 10.1007/978-3-8349-8751-8_4, © Gabler Verlag | Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH 2010

78

IV. Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

Angebot A P0 C

Nachfrage

P2 B

P1

Q1

Q2

Q0

Abbildung 12: Kapitalisierungseffekt im Kapitalmarktgleichgewicht226

Wird ein Kapitalmarktgleichgewicht vor Erhöhung der Veräußerungsgewinnbesteuerung im Punkt A angenommen, so ergibt sich zunächst ein Gleichgewichtspreis von P0 bei einer Nachfragemenge von Q0. Die erhöhte Veräußerungsgewinnbesteuerung führt c. p. zu einer Senkung des Nachfragepreises. Investoren kapitalisieren die erhöhte Veräußerungsgewinnbesteuerung mit der Folge, dass diese bei gleichbleibender Menge nur noch einen Preis von P1 bereit sind zu zahlen. Die Nachfragekurve verschiebt sich somit vom Punkt A zu Punkt B in der Abbildung 12. Da die Anbieter am Markt zum Preis P1 nur die Menge Q1 bereit sind abzugeben, besteht zunächst ein Ungleichgewicht in Form einer Nachfrageüberhangs. Das Ungleichgewicht wird durch einen Preis- und Mengenanpassungsprozess abgebaut, sodass sich schließlich ein neues Gleichgewicht im Punkt C bildet. Insgesamt kommt es damit aufgrund der erhöhten Veräußerungsgewinnbesteuerung zu einer Verminderung des Gleichgewichtspreises und der -menge. Die nachfolgenden empirischen Studien haben die Untersuchung sowohl der Existenz als auch des Ausmaßes des Lock-in-Effektes am Kapitalmarkt zum Inhalt. 2.

Kapitalisierungseffekt in Abhängigkeit der Dividendenpolitik

Investoren können grundsätzlich am Wertzuwachs einer Aktie über Dividendenzahlungen oder Aktienkurssteigerungen partizipieren. Werden die erwirtschaften Gewinne thesauriert,

226

In Anlehnung an Dai, Z. u.a., Capitalization or Lock-in (2008), S. 716.

A. Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnsteuer im Aktienkurs

79

partizipieren die Aktionäre daran über den Wertzuwachs des Aktienkurses.227 Ganz anders hingegen bei einer Ausschüttung der Gewinne, wo sie über die Dividendenzahlung am erwirtschafteten Gewinn teilhaben. Somit partizipieren Investoren bei Aktien mit niedrigen Dividendenzahlungen im Gegensatz zu Aktien mit hohen Dividendenzahlungen vermehrt über höhere Aktienkurssteigerungen. Kommt es zu einer Änderung der Veräußerungsgewinnbesteuerung, sind dementsprechend Aktien mit niedrigen Dividendenzahlungen stärker davon betroffen als Aktien mit hohen Dividendenzahlungen, da hier c. p. höhere Kurssteigerungen zu versteuern sind. Daran ansetzend untersuchen verschiedene empirische Studien den Kapitalisierungseffekt in Abhängigkeit von der Dividendenrendite. So untersuchen Bolster/Janjigian den Effekt der Steuerreform 1986 in den USA auf die Renditeentwicklung von US-Aktien. Die Steuerreform ging unter anderem mit einer Anhebung der langfristigen Capital Gains Tax von 20% auf 28% einher. Der Vergleich des arithmetischen Mittels und des Medians der Aktienrendite von Dividendentiteln und solchen, die keine Dividende zahlen, zeigt, dass Dividendentitel während des Zeitraums der Bekanntmachung der Steuerreform eine signifikant höhere Rendite erzielen. Die Erhöhung der Capital Gains Tax wirkt sich offensichtlich auf Nicht-Dividendentitel im Vergleich zu Dividendentiteln renditemindernd aus, was die Kapitalisierungsthese stützt. Bolster/Janjigian können allerdings in ihrer Studie keinen genauen Zeitpunkt der Bekanntmachung der Reformpläne ausmachen. Ihr Untersuchungszeitraum erstreckt sich daher auf mehrere Monate.228 Es ist jedoch fraglich, inwieweit bei einem derart ungenau abgegrenzten Beobachtungszeitraum es zu einer Überlagerung durch weitere Effekte kommt. Ferner beschränkt sich die Analyse auf eine Darstellung deskriptiver Statistiken. Kausalzusammenhänge unter Zuhilfenahme multivariater Analysemethoden werden nicht geprüft. Bolster/Janjigian Ergebnisse können daher viel mehr als erstes Indiz, weniger als fundierter Beleg für eine Kapitalisierung der Capital Gains Tax dienen. Amoaka-Adu et al. untersuchen Änderungen bei dem lebenslangen Steuerfreibetrag auf Capital Gains in Kanada, welcher mit der Steuerreform 1985 eingeführt wurde. Zunächst sah das Reformgesetz eine Freistellung von Capital Gains über die Lebenszeit in Höhe von 500.000 CAD vor. Diese Höhe wurde mit der Steuerreform 1987 auf 100.000 CAD abgesenkt. Anders als Bolster/Janjigian grenzen Amoaka-Adu et al. ihren Untersuchungszeitraum auf jeweils zwölf Tage vor und zehn Tage nach der offiziellen Bekanntgabe der Reformpläne deutlich ein. Die erste Untersuchung des Zeitraums für die Steuerreform 1985 liefert aller227

228

Es sei in diesem Zusammenhang aus Vereinfachungsgründen unterstellt, dass die anstelle einer Ausschüttung thesaurierten Beträge kapitalwertneutral im Unternehmen wieder angelegt werden. Andernfalls wäre auch der Fall denkbar, dass die thesaurierten Beträge vollständig fehlinvestiert werden, sodass die Thesaurierung zu keinem Wertzuwachs im Aktienkurs führt. Vgl. Bolster, P. J., Janjigian, V., Valuation Effects (1991), S. 511-518.

80

IV. Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

dings keine belastbaren Indizien, welche für eine Kapitalisierung der Capital Gains Tax sprechen. Zwar ergibt sich zehn Tage vor der offiziellen Bekanntgabe der Reform eine positive abnormale Rendite von kanadischen Aktien mit geringen Dividendenzahlungen, welche im Vergleich zur Rendite von Aktien mit hohen Dividendenzahlungen signifikant höher ist. Amoaka-Adu et al. finden indessen keine Hinweise, die darauf deuten, dass an diesem Tag erste Informationen zur Steuerreform bekannt wurden. Bei der zweiten Untersuchung des Zeitraums für die Steuerreform 1987 können sie hingegen eine signifikante Differenz zwischen den abnormalen Renditen von Aktien mit hohen und niedrigen Dividendenzahlungen einen Tag vor der offiziellen Bekanntgabe der Reform nachweisen, sodass sie von einem unmittelbaren Zusammenhang von Reform und Kapitalmarkteffekt ausgehen. Das Absenken des Freibetrages führt zu einer Besserstellung von Aktien mit hohen Dividendenzahlungen gegenüber Aktien mit niedrigen Dividendenzahlungen. Entsprechend finden Amoaka et al. eine signifikant höhere abnormale Rendite von Aktien mit hohen Dividendenzahlungen, was für eine Kapitalisierung der Capital Gains Tax spricht.229 Gleichwohl steht dies in Kontrast zur ersten Untersuchung. Am Beispiel der Steuerreform 1997 in den USA können Lang/Shackelford wiederum einen deutlichen Kapitalisierungseffekt nachweisen. In der Woche der Bekanntgabe der Steuersatzsenkung auf Capital Gains dokumentieren sie eine Outperformance derjenigen USAktien, die im vorangegangenen Jahr keine Dividenden gezahlt haben.230 Cook verweist auf eine mögliche Überlagerung des Kapitalisierungs- und Lock-in-Effektes in der Studie. Sie weist nach, dass im vorangegangenen Jahr im Wert gestiegene Aktien mit Privatpersonen als marginale Investoren und einer geringen Umschlagshäufigkeit in der Eventwoche geringere Renditen erzielen. Nach Cook antizipieren somit Investoren den Preisdruck aus der Minderung des Lock-in-Effektes bereits in der Woche der Bekanntgabe der Reform.231 Guenther dokumentiert wiederum, dass der Effekt aus der Steuersatzsenkung nur bei Aktien feststellbar ist, die in den vorangegangenen 52 Wochen im Wert gestiegen sind. Kam es über diesen Zeitraum zu negativen kumulierten Renditen, ist der Effekt nicht signifikant, woraus er schließt, dass die dokumentierte Kapitalmarktreaktion mit dem Lock-in-Effekt zusammenhängt. Aktien mit hohen angelaufenen Capital Gains werden in der Woche der Bekanntgabe der Steuerreform zurückgehalten, um sie mit dem Inkrafttreten der Reform unter einem günstigeren Steuersatz zu veräußern. Dadurch kommt es zu einer Verknappung des Angebots in der Woche der Bekanntgabe mit der Folge, dass es zu höheren positiven Renditen bei

229 230 231

Vgl. Amoako-Adu, B., Rashid, M., Stebbins, M., Equity values (1992), S. 275-287. Vgl. Lang, M. H., Shackelford, D. A., Stock price reactions to the 1997 rate (2000), S. 69. Vgl. Cook, K. A., Stock Price Reaction (2007). Diese Interpretation ist aus theoretischer Sicht jedoch in der Literatur nicht kritiklos (vgl. Ayers, B. C., Li, O. Z., Robinson, J. R., Taxpayer Relief Act of 1997 (2008), S. 78). Siehe für das Zusammenspiel von Kapitalisierungs- und Lock-in-Effekt im Detail Kapitel IV.C.

A. Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnsteuer im Aktienkurs

81

diesen Aktien kommt.232 Die Ergebnisse von Lang/Shackelford lassen somit eine mehrdeutige Interpretation zu. Die von Cook und Guenther im Anschluss durchgeführten Studien deuten auf eine Überlagerung von Kapitalisierungs- und Lock-in-Effekt hin. An den Studienergebnissen Lang/Shacklfords anschließend untersuchen Liang et al. mit einem erweiterten Studiendesign den Effekt der Steuerreform 1997 in den USA. Neben der Abhängigkeit des Effektes von der Dividendenrendite einer Aktie betrachten Liang et al. auch den Einfluss der Haltedauer. Bei Aktien, die von Investoren in dem vorangegangenen Jahr nicht so häufig umgeschlagen wurden und somit tendenziell länger gehalten werden, unterstellen Liang et al. eine geringere Kapitalisierung der Capital Gains Tax. Denn je länger eine Aktie gehalten wird, desto geringer ist im Barwertmodell die effektive Capital Gains Tax. Damit ist der Effekt der Steuersatzsenkung nicht nur abhängig von der Dividendenrendite, sondern auch von der Haltedauer einer Aktie. Liang et al. können für die Eventwoche ebendiesen Effekt statistisch nachweisen. Unternehmen mit einer niedrigen Dividendenrendite und einer unterstellten niedrigeren Haltedauer, weisen signifikant höhere Renditen in der Eventwoche auf. Dies gilt auch, wenn die Eventperiode von einer Woche auf drei Tage verkürzt wird. Die Ergebnisse sind auch dann statistisch signifikant.233 Phillips verweist in einer Diskussion der Ergebnisse Liang et al., dass der Zusammenhang zwischen Eventeffekt und Haltedauer zwar grundsätzlich nicht zu kritisieren sei, jedoch sei zu bedenken, dass sich die Steuersatzsenkung auf langfristige Capital Gains bezog. Investoren profitierten daher nur von dem niedrigeren Steuersatz, soweit sie die Aktien mindestens bis zur Qualifikation als langfristige Capital Gains hielten. Der Zusammenhang zwischen Haltedauer und Kapitalisierungseffekt ist daher nicht linear. Ferner merkt er an, dass der Proxy für die Haltedauer an das vergangene Jahr anknüpft und Liang et al. diesen nun in die Zukunft projizieren. Es besteht indes die Möglichkeit, dass sich insbesondere aufgrund der geänderten Besteuerung langfristiger Capital Gains das Verhalten von Investoren und damit auch die zukünftige Haltedauer ändern. Kommt es jedoch zu einer Änderung der zukünftigen Haltedauer, so hat dies auch Auswirkungen auf den Kapitalisierungseffekt.234

232 233

234

Vgl. Guenther, D., Anticipated Reduction (2001). Liang et al. verwenden einen anderen Datensatz als Lang/Shackelford. Vergleichbare Ergebnisse wie Lang/Shackelford können sie nicht erzielen, wenn sich der Untersuchungszeitraum analog über eine Woche erstreckt. Erst bei einer Verkürzung des Zeitraumes auf drei Tage können sie höhere Renditen für Aktien allein aufgrund einer niedrigeren Dividendenrendite feststellen. Das Zusammenspiel von Haltedauer und Dividendenrendite stellt offenbar einen gewichtigen Gesichtspunkt zur Aufdeckung der empirischen Kausalzusammenhänge in der Untersuchung Liang et al. dar. Vgl. Liang, J., Matsunaga, S. R., Morse, D. C., Market Reaction (2002), S. 49-64. Vgl. Phillips, J. D., Discussion (2002), S. 65. Darüber hinaus verweist Phillips auch auf Ergebnisse aus dem Working Paper von Guenther zur Steuerreform 1997, welche an die Studie von Lang/Shackelford anschließen (vgl. Guenther, D., Anticipated Reduction (2001)).

82

3.

IV. Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

Weitere Forschungsansätze

Mit einer hälftigen Steuerbefreiung auf Capital Gains aus der Veräußerung von Aktien kleiner IPO-Unternehmen, intendierte der US-Kongress 1993 eine Verringerung der Kapitalkosten für kleine US-Unternehmen. Den Einfluss der Steuerbegünstigung auf die Kapitalkosten untersuchen Guenther/Willenborg in einer empirischen Studie. Voraussetzung für die Steuerbegünstigung war eine Beteiligung am IPO-Unternehmen seit der Ausgabe für mindestens fünf Jahre. Wurden Aktien des IPO-Unternehmens nach der Ausgabe gezeichnet, wurde keine Steuerbegünstigung gewährt. Guenther/Willenborg nehmen sich deshalb der Differenz zwischen dem Ausgabepreis und dem Schlusskurs nach dem ersten Tag der Ausgabe an. Im Vergleich von begünstigten und nicht begünstigten Aktien stellen sie einen gegenüber dem Schlusskurs am ersten Tag nach der Erstnotiz höhere Ausgabepreise bei begünstigten Aktien fest. Guenther/Willenborg sehen dies als Beweis für eine Kapitalisierung der Capital Gains Tax an. Die Steuerbegünstigung bewirkt eine Minderung der Kapitalkosten bei begünstigten IPO-Unternehmen. Sie merken jedoch zugleich an, dass sich die Studienergebnisse nur auf kleine IPOs beziehen. Eine Generalisierbarkeit der Ergebnisse in einem allgemeinen Umfeld und bei größeren Unternehmen ist vor diesem Hintergrund fraglich.235 Sinai/Gyourko untersuchen die Steuerwirkungseffekte der Steuersatzsenkung auf Capital Gains durch die Steuerreform 1997 in den USA. Anders als die bisherigen Untersuchungen zur Steuerreform nehmen sie sich einer Besonderheit im US-Steuerrecht an. Sogenannten UPREITS, eine spezielle Form von REITS, kann unter bestimmten Voraussetzungen steuerfrei Grundbesitz angedient werden. Verkäufer unterliegen in diesem Fall keiner Veräußerungsgewinnbesteuerung. Sinai/Gyourko unterstellen, dass nicht nur die Verkäufer, sondern auch UPREITS von dieser Steuerbegünstigung profitieren. Diese können den begünstigten Grundbesitz zu geringeren Preisen ankaufen. Mit der Senkung des allgemeinen Steuersatzes auf Capital Gains wird der relative Steuervorteil der UPREITS vermindert. Entsprechend können Sinai/Gyourko eine Kursminderung um 8% aufgrund der Steuerreform feststellen. Sie sehen diesen empirischen Befund als Indiz für eine Kapitalisierung der Capital Gains Tax an.

235

Vgl. Guenther, D. A., Willenborg, M., Cost of capital (1999), S. 385-408. Siehe für eine Studie zur Wirkung von Steuern auf die Kapitalkosten von IPO-Unternehmen auch Bédard, J., Coulombe, D., Paquette, S. M., Quebec Stock Savings Plan (2007), S. 795-824. Diese untersuchen jedoch keinen direkten Zusammenhang zwischen der Capital Gains Tax und den Kapitalkosten.Guenther, D. A., Willenborg, M., Cost of capital (1999), S. 385-408

B. Lock-in-Effekte aufgrund der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen

83

Gleichwohl kann der Effekt nur bei einem relativ langen Betrachtungszeitraum von neun Monaten dokumentiert werden. Eine Überlagerung durch andere Einflussgrößen kann daher nicht ausgeschlossen werden.236 B.

Lock-in-Effekte aufgrund der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen

1.

Vorbemerkungen

Die empirischen Studien zum steuerlichen Lock-in untersuchen zum einen, in welchem Ausmaß eine Besteuerung von Veräußerungsgewinnen zu einem Lock-in-Effekt237 führt. Zum anderen wird analysiert, welche Auswirkungen der Lock-in-Effekt auf die Preisbildung am Kapitalmarkt hat. Beides ist wie stark vereinfacht in Abbildung 13 veranschaulicht238 im Rahmen der Gleichgewichtsbildung am Kapitalmarkt eng miteinander verknüpft. Bei einer gleich bleibenden Nachfragekurve kann eine Verschiebung der Angebotskurve aufgrund eines steuerlichen Lock-in sowohl zu einer Mengen- als auch zu einer Preisänderung führen. Ausgelöst durch die Besteuerung von Veräußerungsgewinnen werden Verkäufer eine Prämie für die anfallende Veräußerungsgewinnsteuer bei einem Verkauf verlangen, sodass es zunächst zu einer Verschiebung der Angebotskurve von A nach B kommt. Bei gegebener Menge Q0 wird statt des ursprünglichen Preises P0 ein um die Prämie erhöhter Preis P1 gefordert. Das dadurch bedingte Ungleichgewicht am Kapitalmarkt in Form eines Angebotsüberhangs in Höhe der Differenz von Q0 und Q1 wird letztlich über eine Mengen- und Preisänderung abgebaut, sodass sich im Ergebnis in Punkt C ein neues Gleichgewicht mit der Menge Q2 und dem Preis P2 bildet. Gegenüber dem Regime ohne Veräußerungsgewinnbesteuerung verringert sich somit die Angebotsmenge von Q0 auf Q2, während sich der Preis von P0 auf P2 erhöht. Die im Nachfolgenden vorgestellten empirischen Studien analysieren die Überlegungen zum Lock-in-Effekt anhand verschiedener Untersuchungsdesigns.

236

237 238

Vgl. Sinai, T., Gyourko, J., Publicly-traded real estate firms (2004), S. 1543-1565.Sinai, T., Gyourko, J., Publicly-traded real estate firms (2004), S. 1543-1565Sinai, T., Gyourko, J., Publicly-traded real estate firms (2004), S. 1543-1565Sinai, T., Gyourko, J., Publicly-traded real estate firms (2004), S. 1543Sinai, T., Gyourko, J., Publicly-traded real estate firms (2004), S. 1543Sinai, T., Gyourko, J., Publicly-traded real estate firms 2004, S. 1543 Für eine Definition siehe m. w. N. Schneider, D., Investition (1992), S. 339. Siehe hierzu auch Fn. 225.

84

IV. Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

B P1

Angebot

C

P2 P0

A

Nachfrage

Q1

Q2

Q0

Abbildung 13: Lock-in-Effekt im Kapitalmarktgleichgewicht239

2.

Lock-in-Effekt am Beispiel von Steuersatzänderungen

In einer der ersten empirischen Studien zum steuerlichen Lock-in analysierten Eilbott/Hersh das Handelsvolumen an der NYSE in Abhängigkeit vom Steuersatz auf private Veräußerungsgewinne in den USA (Capital Gains Tax). Für den Untersuchungszeitraum von 1952 bis 1971 zeigen sie, dass der Steuersatz negativ mit dem Handelsvolumen korreliert. Für das Beispieljahr 1971 bringt eine Änderung des Steuersatzes um 10% eine Verringerung des Handelsvolumens um 8% mit sich. Einschränkend merken sie jedoch an, dass der gemessene Effekt überbewertet sein könnte. Innerhalb des Untersuchungszeitraumes kam es zu mehreren temporären Steuersatzänderungen, auf die Investoren stärker in ihren Entscheidungen reagieren könnten, als dies bei permanenten Steuersatzänderungen der Fall ist. Ferner ist die Unterscheidung des US-amerikanischen Steuerrechts zwischen Veräußerungsgewinnen und Dividendeneinkommen in die Interpretation miteinzubeziehen. Kommt es zu einer alleinigen Änderung der Capital Gains Tax, kann dies Auswirkungen auf eine veränderte Dividendenpolitik haben et vice versa. Wird der laufende Gewinn aber nicht thesauriert, sondern als Dividende an die Anteilseigner ausgeschüttet, hat dies auch Auswirkungen auf einen etwaigen steuerlichen Lock-in-Effekt.240

239 240

In Anlehnung an Dai, Z. u.a., Capitalization or Lock-in (2008), S. 716. Vgl. Eilbott, P., Hersh, L., The Capital Gains Tax (1976), S. 21-33.

B. Lock-in-Effekte aufgrund der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen

85

Den Einfluss der Capital Gains Tax auf das Handelsvolumen untersucht Henderson in seiner Studie für den Zeitraum von 1968 bis 1990. In einer Erweiterung der Studie Slemrods241 kann er jedoch nicht für jede Steuersatzänderung auf Capital Gains einen signifikanten Effekt auf das Handelsvolumen nachweisen. Während die Steuerrechtsänderungen in 1978 und 1981 aufgrund einer Reduktion des Steuersatzes einen signifikant positiven langfristigen Effekt auf das Handelsvolumen auslösen, kann kein signifikanter Effekt auf das Handelsvolumen infolge einer Steuersatzänderung im Jahr 1986 gemessen werden.242 Gleichermaßen können Ricketts/Walter in ihrer Studie zu den Steuerrechtsänderungen in 1981 und 1986 keine eindeutigen Ergebnisse erzielen. Sie weisen für im Wert gestiegene Aktien einen positiven langfristigen Effekt der Steuersatzsenkung im Jahr 1981 auf das Handelsvolumen nach. Konträr dazu verhalten sich allerdings die Ergebnisse zur Steuerrechtsänderung im Jahr 1986. Die Erhöhung der Capital Gains Tax führt zu keinem signifikanten langfristigen Effekt bei im Wert gestiegener Aktien, also Aktien bei denen Veräußerungsgewinne realisiert werden. Es kann nur ein signifikanter kurzfristiger negativer Effekt bei Aktien gemessen werden, die eine außerordentlich hohe Wertsteigerung erfahren haben. Als mögliche Gründe für den fehlenden Nachweis eines langfristigen Effekts deuten Ricketts/Walter auf im Modell nicht berücksichtigte Störeffekte hin. So wurde neben der Steuersatzänderung für Capital Gains auch der Steuersatz für die sonstigen Einkünfte geändert und die steuerliche Bemessungsgrundlage reformiert. Darüber hinaus wenden sie ein, dass in ihrer Studie keine Unterscheidung zwischen privaten und institutionellen Investoren vorgenommen wird. Die untersuchten Steuerrechtsänderungen betreffen jedoch nur private Investoren.243 Seida/Wempe versuchen in ihrer Studie zur Steuerreform 1986 in den USA den Einfluss privater Investoren auf das Handelsvolumen zu separieren, in dem sie nur Trades mit 900 Aktien und weniger in ihre Untersuchung aufnehmen. Unter Verweis auf die Studie von Lee/Radhakrishna244 gehen sie bei einer derartigen Eingrenzung von einer Fehlqualifikationswahrscheinlichkeit von 31% aus, d. h., 31% der separierten Trades gehen wohlmöglich auf institutionelle und nicht auf private Investoren zurück. Eine weitere Reduktion der kritischen Trade-Größe zur Verminderung der Fehlerquote würde allerdings zum einen den Datensatz reduzieren. Zum anderen wären insbesondere einkommensstarke Investoren mit einer hohen Steuersensitivität von der Analyse ausklammert, soweit angenommen wird, dass diesen regelmäßig größere Trades zuzuschreiben sind und das Einkommen mit der 241 242 243

244

Slemrod, J., Stock transactions volume (1982), S. 3-16. Vgl. Henderson, Y. K., Stock Market Volume (1990), S. 411-425. Vgl. Ricketts, R. C., Walter, R. M., Tax Changes (1997), S. 38-57. Nur den kurzfristigen Effekt der Steuerreform im Jahr 1986 untersuchen Bolster, P. J., Lindsey, L. B., Mitrusi, A., Tax-Induced Trading (1989), S. 327344. Siehe zur Kritik bezüglich der Differenzierung von institutionellen und privaten Investoren ferner Burman, L. E., Clausing, K. A., O'Hare, J. F., Capital Gains in 198 (1994), S. 2. Vgl. Lee, C. M. C., Radhakrishna, B., TORQ data (2000), S. 83-111.

86

IV. Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

Steuersensitivität positiv korreliert ist. Auf Basis des eingegrenzten Datensatzes können Seida/Wempe anders als Henderson und Rickets/Walter zuvor einen signifikanten langfristigen negativen Effekt aufgrund der Steuersatzerhöhung 1986 darstellen. Dieser signifikante Effekt beschränkt sich allerdings nur auf Aktien mit sehr hohen Wertsteigerungen. Stiegen die Aktien in den vergangenen sechs Monaten hingegen nur um 5-30% kann kein signifikanter langfristiger Effekt nachgewiesen werden.245 Burman et al. zeigen darüber hinaus in einer Untersuchung von Steuerdaten über Vermögensverkäufen, dass Investoren insbesondere bei Aktieninvestments sensitiv auf Steuersatzänderungen reagieren. Sie untersuchen dazu die Steuerstatistik des IRS über die Wirkungen der Steuerreform im Jahr 1986 in den USA. Vor dem Inkrafttreten der höheren Capital Gains Tax auf langfristige Veräußerungsgewinne steigen die realisierten Veräußerungsgewinne aus dem Verkauf von Aktien kurzfristig um das Siebenfache an. Bei anderen, auch der Capital Gains Tax unterliegenden Vermögensgegenständen mit höheren Transaktionskosten ist dieser Effekt deutlich niedriger. Ferner zeigen Burman et al., dass ältere Steuerpflichtige weniger sensitiv reagieren, als dies bei jüngeren der Fall ist. Sie vermuten, dass ältere Steuerpflichtige der Capital Gains Tax über eine Erbschaft gänzlich entgehen können.246 Auten/ Joulfain zeigen jedoch, dass die Erbschaftsteuer einen entgegengesetzten Effekt ausübt. Sie dokumentieren einen den Lock-in aufhebenden Effekt in Abhängigkeit von der Höhe der Erbschaftsteuer.247 Nur bei einer geringen Erbschaftsteuer dürften demnach Steuerpflichtige vermehrt der Capital Gains Tax über eine Erbschaft entgehen. Einen negativen Einfluss nicht nur auf das Handelsvolumen, sondern auch auf die Akquisitionsaktivität am Aktienmarkt können Ayers et al. nachweisen. Für den Zeitraum von 1973 bis 2001 können sie in ihrem Untersuchungsmodel einen negativen Zusammenhang zwischen der Akquisitionsaktivität am US-Aktienmarkt und der langfristigen Capital Gains Tax darstellen. Während des Untersuchungszeitraums kommt es insgesamt zu vier Änderungen des Steuersatzes auf langfristige Veräußerungsgewinne. Auf Basis der Untersuchungsergebnisse führt eine Verringerung des Steuersatzes um 5% zu einer Erhöhung des Akquisitionsvolumens um 26,5 Milliarden Dollar. Untermauert werden ihre Ergebnisse damit, dass ein signifi-

245 246

247

Vgl. Seida, J. A., Wempe, W. F., Investors’ trading (2000), S. 33-57. Vgl. Burman, L. E., Clausing, K. A., O'Hare, J. F., Capital Gains in 198 (1994), S. 1-18. Für einen Überblick über den Zusammenhang einer Veräußerungsgewinn- und Erbschaftsteuer siehe m. w. N. Joulfaian, D., Timing of wealth transfer (2005), S. 2069-2091. Vgl. Auten, G., Joulfaian, D., Bequest taxes (2001), S. 213-229. Sowie für eine weitere Studie über den Zusammenhang zwischen der Capital Gains Tax und der Erbschaftsteuer Joulfaian, D., Timing of wealth transfer (2005), S. 2069-2091.

B. Lock-in-Effekte aufgrund der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen

87

kanter Zusammenhang nicht bei steuerfreien Akquisitionen, d. h. Akquisitionen mit Anteilstausch, beobachtet werden kann.248 Anhand des Untersuchungszeitraumes von 1975 bis 2000 untersuchen Ayers et al. in einer weiteren Studie den Einfluss der Capital Gains Tax in den USA auf den Verkaufspreis bei Akquisitionen. Insgesamt werden während des Untersuchungszeitraumes fünf verschiedene Steuersatzregime auf langfristige Capital Gains betrachtet. Übereinstimmend mit dem Lockin-Effekt zeigen sie, dass die Capital Gains Tax die Transaktionskosten bei einer Akquisition weiter erhöht. Verkäufer verlangen danach eine Prämie zur Begleichung der anfallenden Capital Gains Tax. Auch hier differenzieren Ayers et al. zwischen institutionellen und privaten Anlegern aufseiten des zu akquirierenden Unternehmens.249 Je mehr institutionelle Investoren an diesem Unternehmen beteiligt sind, desto geringer fällt die Prämie aus. Ferner wird in der Studie zwischen Transaktionen mit steuerfreiem Anteilstausch und die Capital Gains Tax auslösenden Cash-Akquisitionen unterschieden. Entgegen ihrer Vermutung zeigt sich jedoch, dass auch ein positiver Zusammenhang zwischen der Capital Gains Tax und steuerfreien Akquisitionen durch Anteilstausch besteht. Als Begründungen führen Ayers et al. an, dass zum einen Anteilseigner den Anteilstausch als Anlass nehmen könnten, ihr Investment zu beenden. Entsprechend verlangen sie eine Prämie für die damit einhergehende Capital Gains Besteuerung. Zum anderen könnte die betreffende Capital Gains Tax Variable im Modell durch einen Effekt verzerrt sein, der sowohl steuerfreie als auch nicht steuerfreie Akquisitionen betrifft. Da jedoch ein größerer Zusammenhang zwischen der Capital Gains Tax und steuerpflichtigen Akquisitionen besteht, als dies bei steuerfreien Akquisitionen der Fall ist, gehen sie nach wie vor von einem signifikanten Einfluss der Capital Gains Tax aus.250 Als einer der Ersten untersuchen Edwards et al. den Lock-in-Effekt am Beispiel einer Steuerreform in Deutschland.251 Ihre Studie beschäftigt sich mit dem Kapitalmarktwirkungen der durch die Körperschaftsteuerreform 2001/2002 geänderten Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Körperschaftsebene. Mit der Körperschaftsteuersystemumstellung vom Anrech-

248 249

250 251

Vgl. Ayers, B. C., Lefanowicz, C. E., Robinson, J. R., Acquisition Activity (2007), S. 315-344. Nicht unterschieden wird allerdings, um welche Institution es sich handelt, d. h. ob diese im Einzelfall steuerbefreit ist oder nicht. Vgl. Ayers, B. C., Lefanowicz, C. E., Robinson, J. R., Acquisition Premiums (2003), S. 2783-2801. Neben diesen hatten bereits Gieralka/Drajewicz die Kapitalmarktreaktionen durch die Unternehmensteuerreform 2001 untersucht. Diese Untersuchung ist jedoch methodisch nicht derart fundiert wie die Studie Edwards et al., weshalb sich die Ausführungen nur auf die Untersuchung Edwards et al. beschränken. Genau wie diese zeigen Gieralka/Drajewicz auch eine positive Kapitalmarktreaktion bei den Banken und Versicherern. Vgl. Gierelka, A., Drajewicz, A., Kapitalmarktreaktion (2001), S. 311-321.Gierelka, A., Drajewicz, A., Kapitalmarktreaktion (2001), S. 311-321Gierelka, A., Drajewicz, A., Kapitalmarktreaktion (2001), S. 311-321Gierelka, A., Drajewicz, A., Kapitalmarktreaktion (2001), S. 311-321Gierelka, A., Drajewicz, A., Kapitalmarktreaktion (2001), S. 311-321Gierelka, A., Drajewicz, A., Kapitalmarktreaktion 2001, S. 311321

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IV. Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

nungs- zum Halbeinkünfteverfahren wurden zuvor voll steuerpflichtige Gewinne aus Beteiligungsveräußerungen auf Körperschaftsebene nach § 8b KStG steuerfrei gestellt. Mit der Steuerfreistellung gehen Edwards et al. von einer positiven Kapitalmarktreaktion durch die Aufhebung des steuerlichen Lock-in bei den Mutterunternehmen aus. Diese können nun ihr Beteiligungsportfolio steuerfrei umstrukturieren und ineffiziente Beteiligungsverhältnisse abstoßen. Daraus zu erzielende Effizienzsteigerungen werden sich in positiven Kursreaktionen ausdrücken, wobei Unternehmen mit hohem Beteiligungsbesitz besonders von der Reform profitieren werden. Letztlich können Edwards et al. jedoch nur einen signifikanten Effekt für die sechs größten Banken und Versicherer feststellen. Durch die Möglichkeit, gehaltene Beteiligungen steuerfrei zu veräußern, kommt es bei diesen mit dem Bekanntwerden der Reform zu signifikant positiven Kursreaktionen. Einen wesentlich breiteren Effekt können Edwards et al. allerdings nicht dokumentieren und schließen daraus, dass die Veräußerungsgewinnbesteuerung zu keinem wesentlichen Lock-in geführt hat.252 Yetman führt die besonderen institutionellen Strukturen in Deutschland als möglichen Grund an. Ein Vergleich mit den bisherigen Studien in den USA ist seines Erachtens nicht ohne Weiteres möglich. Der Effekte aus der Aufhebung der Veräußerungsgewinnbesteuerung wird durch die spezifischen institutionellen Rahmenbedingungen in Deutschland gehemmt. Ohne eine Reform der sonstigen institutionellen Rahmenbedingungen entfalten somit nach Yetman Steuerreformen nur eingeschränkt ihre Wirkung.253 3.

Analyse detaillierter Transaktionsdaten

Einen direkten Zusammenhang zwischen der Capital Gains Tax und dem Angebotspreis können auch Landsman/Shakelford am Beispiel vertraulicher Daten über einen LeveragedBuyout aufzeigen. Während der 76-tägigen Buyout-Phase der RJR Nabisco dokumentieren sie eine positive Korrelation zwischen den zu versteuernden Capital Gains aufseiten des Veräußerers und dem von ihm geforderten Verkaufspreis. Anteilseigner mit hohen Capital Gains und einer dementsprechend hohen potenziellen Steuerlast verlangen einen höheren Buyout-Preis als Anteilseigner mit niedrigeren Capital Gains. Im Rahmen einer Veräußerung verlangen Investoren demnach eine Kompensation für die anfallende Capital Gains Tax. Indes ist die Verallgemeinerbarkeit der Studienergebnisse vor dem Hintergrund folgender Aspekte kritisch. Der betrachtete Leveraged-Buyout bezieht sich auf eine spezifische Marktsituation. Von der Bekanntgabe des Leveraged-Buyouts bis zur schlussendlichen Offerte im Rahmen des Tender Offer stieg der Aktienkurs um fast das Doppelte. Der Buyout ging mit hohen Prämienzahlungen an die bisherigen Anteilseigner einher, die die Steuerbemessungsgrundlagen für die Capital Gains Tax entsprechend erhöht haben. Derartige Preisausschläge 252 253

Vgl. Edwards, C. H. u.a., Equity Market Response (2004), S. 73-97. Vgl. Yetman, R. J., Discussion (2004), S. 99-101.

B. Lock-in-Effekte aufgrund der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen

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werden bei alltäglichen Markttransaktionen allerdings kaum beobachtbar sein. Ferner kann im Hinblick auf die Untersuchungsergebnisse nicht ausgeschlossen werden, dass der Zusammenhang zwischen den angefallenen Capital Gains und des geforderten Buyout-Preises durch die Risikoposition der Anteilseigner bestimmt wurde. Die Aktienhaltezeit risikoscheuer Investoren kann sich von der Haltezeit risikofreudiger Investoren unterscheiden. Gleichzeit können sich risikoscheue Investoren frühzeitig mit einem niedrigeren Preis während der Buyout-Phase zufriedengeben, als dies risikofreudige Investoren tun würden.254 Dhaliwal et al. erforschen anhand von Krankenhausakquisitionen den Einfluss einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf den Verkaufspreis. Sie vergleichen dazu Transaktionen, bei denen Capital Gains entweder steuerpflichtig oder aber steuerbefreit sind. Der Lock-in Hypothese entsprechend dokumentiert die Studie, dass bei steuerpflichtigen Transaktionen ein höherer Verkaufspreis verlangt wurde als bei steuerfreien Vorgängen. Problematisch ist jedoch, dass innerhalb der Studie nicht auf weitere Größen kontrolliert wird, die einen potenziellen Einfluss auf den Veräußerungspreis haben könnten. So sind neben der Capital Gains Tax auch Aspekte wie Effizienz- und Qualitätsgewinne denkbar, die im Zusammenhang mit dem Verkaufspreis stehen können. Die mit 74 Transaktionen geringe Untersuchungsgesamtheit gewährt es den Autoren allerdings nicht, weitere Kontrollen auf Endogenität der Modellvariablen durchzuführen. Ferner wird in der Studie nur ein Proxy zur näherungsweisen Beschreibung der Capital Gains verwandt. Die tatsächlich zu versteuernde Größe kann nicht bestimmt werden.255 Einen Datensatz über Investments eines Discount Brokers nutzen Ivkovic et al., um den Einfluss der Capital Gains Tax auf steuerpflichtige Investments im Vergleich zu Konten zur privaten Altersvorsorge zu untersuchen. Im Gegensatz zu den steuerpflichtigen Investments wird die Capital Gains Tax bei Titeln von Konten zur privaten Altersvorsorge gestundet. Ivkovic et al. weisen für steuerpflichtige Investments eine geringere Verkaufswahrscheinlichkeit speziell bei kurzen Halteperioden von weniger als sechs Monaten im Vergleich zu den Titeln mit gestundeter Capital Gains Tax nach, wenn das Investment im Wert gestiegen ist. Bei einer Haltedauer über zwölf Monaten dokumentieren sie zudem bei steuerpflichtigen Investments einen deutlichen Lock-in-Effect, nicht jedoch bei den anderen Titeln mit gestundeter Capital Gains Tax.256

254 255 256

Vgl. Landsman, W., Shackelford, D. A., RJR Nabisco (1995), S. 245-259. Vgl. Dhaliwal, D. S., Erickson, M. M., Heitzman, S., Taxable and Tax-Exempt Hospitals (2004), S. 1-21. Vgl. Ivkovi, Z., Poterba, J., Weisbenner, S., Tax-Motivated Trading (2005), S. 1605-1630.

90

4.

IV. Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

Marktfriktionen aufgrund intertemporaler Besteuerungsunterschiede

Wird bei der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen zwischen lang- und kurzfristigen Veräußerungsgewinnen unterschieden, so ist es für Steuerpflichtige grundsätzlich steuerlich vorteilhaft, den Verkauf von im Wert gestiegenen Vermögensgegenständen so lange aufzuschieben, bis die daraus erzielten Erlöse als langfristige Veräußerungsgewinne klassifiziert werden. Shackelford/Verrecchia untermauern dies in einem analytischen Modell zu intertemporalen Besteuerungsunterschieden. Sie weisen jedoch zugleich auf die damit verbundenen indirekten Kosten hin. Die optimale Steuerstrategie steht in einem Spannungsverhältnis mit der optimalen Risikostrategie.257 In Deutschland ist eine derartige Unterscheidung zwischen kurz- und langfristigen Veräußerungsgewinnen in § 23 Abs. 1 EStG verankert. Mit der ab 2009 geltenden Abgeltungssteuer wird diese Differenzierung jedoch zumindest für Veräußerungen aus Kapitalvermögen hinfällig. Diese unterliegen der Abgeltungssteuer grundsätzlich in voller Höhe unabhängig von der jeweiligen Haltedauer des Vermögensgegenstandes.258 Genauso wie in Deutschland kennt auch das US-Steuerrecht eine differenzierte Besteuerung von lang- und kurzfristigen Capital Gains.259 Diese Differenzierung nehmen zahlreiche empirische Studien in den USA zum Anlass, deren Auswirkungen am Beispiel von IPOs zu untersuchen. Werden die Aktien von IPO Unternehmen seit Beginn ihrer Platzierung betrachtet, ist es möglich, den Steuerstatus für eine breite Gruppe an Aktieninhabern zu bestimmen. Denn die Platzierung ist der frühestmögliche Zeitpunkt, an dem die Aktien des IPO Unternehmens gehandelt werden. Anhand der Platzierung kann somit für einen Steuerpflichtigen, der von Beginn an Aktien des IPO Unternehmens hält, der Zeitpunkt berechnet werden, ab dem der Steuerstatus für langfristige Capital Gains erreicht ist. Dementsprechend untersucht Reese den Einfluss von Spekulationsfristen am Beispiel von IPOs durch den Vergleich zweier Steuerregime. In dem Zeitraum von 1976 bis 1986 lag in den USA der Steuersatz von langfristigen signifikant unter dem von kurzfristigen Capital Gains. Es war aus steuerlichen Gesichtspunkten somit vorteilhaft, den Verkauf von im Wert 257

258 259

Vgl. Shackelford, D. A., Verrecchia, R. E., Tax Discontinuities (2002), S. 205-222. Diese entwickeln ein analytisches Modell in dem zwei Investoren eine Risikoanlage und eine risiko- und steuerfreie Anlage handeln. In der ersten Periode halten die Investoren die beiden Anlagetypen entsprechend ihrer Erwartungen über deren tatsächlichen Wert und in Übereinstimmung mit ihrer Risikoneigung. In Periode zwei wird der tatsächliche Wert der Anlagetypen publiziert und Investoren die Möglichkeit gegeben, ihr Portfolio entsprechend ihrer Risikoneigung neu zugewichten (kurzfristige Veräußerung). In der dritten Periode werden alle Anlagen liquidiert und die Mittelrückflüsse stehen dem freien Konsum der Investoren zur Verfügung (langfristige Liquidation/Veräußerung). Shackelford/Verrecchia zeigen unter bestimmten Voraussetzungen, dass eine unterschiedliche Besteuerung von kurz- und langfristigen Capital Gains das Handelsvolumen mindern und Preisänderungen verstärken kann. Vgl. statt vieler Schlotter, J., Jansen, G., Abgeltungsteuer (2008), S. 5 f. Vgl. statt vieler Bomm, B., Müssener, I., in: in: Mennel/Förster, Frankreich, Rz. 101.

B. Lock-in-Effekte aufgrund der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen

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gestiegenen Aktien so lange aufzuschieben, bis die daraus erzielten Erlöse als langfristige Capital Gains klassifiziert wurden. Mit einer 1987 in Kraft tretenden Steuerreform wurde die Vorteilhaftigkeit des Aufschubs derartiger Verkäufe jedoch weitgehend aufgehoben. Ein Aufschub war nur noch dann vorteilhaft, falls das Jahressteuereinkommen 115.000 USD260 überstieg. Die zwei Steuerregime vergleichend stellt Reese entsprechend für den Zeitraum vor 1987 fest, dass sobald im Wert gestiegene IPO Aktien den Steuerstatus für langfristige Capital Gains erreicht haben, sich kurzfristig ein erhöhtes Handelsvolumen der Aktie bemerkbar macht. Das Handelsvolumen in der ersten Woche nach Eintritt des Steuerstatus für langfristige Capital Gains ist signifikant höher als in den Wochen zuvor. Ferner untersucht Reese die Renditen von im Wert gestiegener IPO Aktien im Zeitablauf. Dabei stellt er eine negative abnormale Rendite bei Aktien fest, sobald diese den Steuerstatus für langfristige Capital Gains erreichen. Das erhöhte Handelsvolumen führt demnach zu einem Preisdruck am Aktienmarkt.261 Anders als Reese können Blouin et al. in ihrer Studie auch einen Einfluss der Spekulationsfristen für den Zeitraum nach 1986 nachweisen. Blouin et al. untersuchen dazu die Kapitalmarktauswirkungen der Steuerreform von 1998, die eine Besteuerung von Capital Gains mit dem langfristigen ermäßigten Steuersatz bereits bei einer Haltedauer ab zwölf und nicht wie vorher 18 Monaten vorsah. Da die Reform rückwirkend in Kraft trat, können Blouin et al. am Tag der Verkündung der Reform einen signifikanten Kapitalmarkteffekt bei im Wert gestiegener IPOs feststellen, deren Börsengang weniger als 18 aber mehr als zwölf Monate zurücklag. Bei diesen kamen Investoren im Zuge der Steuerreform in einen vorzeitigen Genuss der langfristigen Capital Gains Tax. Als Kontrollgruppe verwenden Blouin et al. IPOs bei denen zum Zeitpunkt der Verkündung der Reform der Börsengang nicht weniger als 18 und mehr als zwölf Monate zurücklagen bzw. IPOs bei denen die Aktie nicht im Wert gestiegen ist. Im Gegensatz zu Reese vergleichen Blouin et al. damit IPOs nicht im Zeitablauf unter verschiedenen Steuerregimen. Externe Faktoren, wie beispielsweise eine sich ändernde Marktliquidität oder eine veränderte Zusammensetzung der Marktakteure, können ausgeschlossen werden. Die Aktienkurse von IPOs werden alle an demselben Eventtag betrachtet. Blouin et al. dokumentieren ein abnormales positives Handelsvolumen und eine abnormale negative Rendite bei der Untersuchungs-, nicht aber bei der Kontrollgruppe und zeigen damit, dass die Unterscheidung zwischen kurz- und langfristigen Capital Gains mit signifikanten Markt-

260 261

Bei einer gemeinsamen Veranlagung lag die Grenze bei 140.000 USD. Reese untersucht in seiner Studie zugleich auch das Verhalten von Steuerpflichten bei im Wert gefallener Aktien und dokumentiert spiegelbildliche Effekte. Das Zusammenspiel einer Veräußerungsgewinnbesteuerung mit Veräußerungsverlusten soll an dieser Stelle jedoch nicht weiter vertieft werden. Vgl. Reese Jr., W. A., Stock Market Activity (1998), S. 1799-1819.

92

IV. Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

friktionen einherging.262 In einer Diskussion der Studienergebnisse hinterfragt Guenther indessen, aus welchem Grund am Tag der Bekanntgabe der Reform ein derart starker Kapitalmarkteffekt eintreten sollte. Bei einem Investor, der das Investment bereits seit 12 Monaten hält, um in den Genuss der niedrigeren langfristigen Capital Gains Tax zu kommen, ist fraglich, warum dieser überstürzt sofort am Tag der Verkündung der Reform handeln sollte. Ferner kann Guenther mit einem reprodozierten Sample nicht die Ergebnisse Blouin et al. replizieren.263  In eine weitere Studie dehnen Blouin et al. die Untersuchungsgruppe auch auf nicht IPO Unternehmen aus. Sie geben zu bedenken, dass die Untersuchungsergebnisse anhand von IPOs nicht ohne Weiteres generalisierbar sind. IPOs können sich in ihrer Anfangsphase signifikant von anderen Unternehmen unterscheiden.264 Zum einen analysieren Blouin et al. das Handelsvolumen und die Renditen bei Aktien, die in den S&P 500 Index neu aufgenommen wurden. Die Indexaufnahme führt regelmäßig zu einem erhöhten Aktienhandel bei der betreffenden Aktie. Als weiteres Event wird in der Studie zum anderen der Zeitpunkt der Veröffentlichung von Quartalsberichten gewählt, welche genauso wie die Indexaufnahme das Handelsvolumen und die Rendite signifikant beeinflussen können. Der Untersuchungszeitraum erstreckt sich von 1984 bis 1999 und umfasst Perioden unterschiedlicher Steuersätze und Halteperioden auf kurz- und langfristige Capital Gains. Blouin et al. zeigen, dass abnormales Handelsvolumen und Renditen von der Differenz des Steuersatzes von kurz- und langfristigen Capital Gains sowie der Wertentwicklung der Aktie über die Länge der geltenden Spekulationsfrist abhängen. Eine hohe Differenz zwischen den kurz- und langfristigen Steuersätzen hat einerseits einen negativen Effekt auf das Handelsvolumen welcher andererseits – wenn auch statistisch nur unter Einschränkungen nachweisbar – stark genug ist, einen (temporären) positiven Renditeeffekt nach sich zu ziehen.265 Ebenfalls den Einfluss der Spekulationsfristen auf den Kapitalmarkt untersuchen Hurtt/Seida. Genauso wie Boulin et al. analysieren sie mögliche Marktfriktionen anhand der vierteljährlichen Quartalsberichterstattung am Aktienmarkt. Auch nach der Studie von Hurtt/Seida führen die intertemporalen Besteuerungsunterschiede zu einem das Handelsvolumen hemmenden Effekt bei im Wert gestiegenen Aktien. Wird allerdings statt einer dreimonatigen Zeitspanne zur Beurteilung der Kursentwicklung ein längerer Zeitraum verwendet, erzielen 262 263 264

265

Vgl. Blouin, J. L., Raedy, J. S., Shackelford, D. A., Price Pressure (2002), S. 70-93. Vgl. Guenther, D. A., Discussio (2002), S. 94-97. Siehe beispielsweise Corwin, S. A., Harris, J., Marc L., Lipson, M. L., Secondary Market Liquidity (2004), S. 2339-2373; Kryzanowski, L., Lazrak, S., Rakita, I., Canadian IPO's (2005), S. 215-236. Vgl. Blouin, J. L., Raedy, J. S., Shackelford, D. A., Capital Gains Taxes (2003), S. 611-651. Im Gegensatz zu Reese können Blouin et al. im Übrigen keinen Effekt bei im Wert gesunkener Aktien feststellen, was in Kontrast zur These steht, Verluste unter der kurzfristigen und Gewinne unter der langfristigen Capital Gains Tax zu realisieren.

B. Lock-in-Effekte aufgrund der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen

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Hurtt/Seida keine signifikanten Ergebnisse. Als mögliche Begründung führen sie an, dass Investoren bei kurzfristigen Preisänderungen stärker reagieren als bei langfristigen.266 Für den australischen Kapitalmarkt untersuchen Hanlon/Pinder den Einfluss von intertemporalen Besteuerungsunterschieden bei der Capital Gains Tax. Sie zeigen am Beispiel von im Wert gestiegener IPO Aktien, dass in der Woche nach der Qualifikation als langfristige Capital Gains sich ein vermehrtes Handelsvolumen bemerkbar macht. Langfristige Capital Gains unterliegen gegenüber kurzfristigen Capital Gains in Australien seit 1999 nur zur Hälfte der Besteuerung. Der festgestellte Effekt ist dabei abhängig von der relativen Höhe der Wertsteigung seit Begebung der Aktie. Aktien mit hohen angelaufenen Wertsteigerungen weisen stärkere abnormale Handelsvolumina auf als Aktien mit geringeren Wertsteigerungen. Hanlon/Pinder können allerdings keinen signifikanten Einfluss auf die Aktienkurse der betreffenden IPO-Aktien dokumentieren. Obwohl diese höhere Handelsvolumina in der Woche der Qualifikation als langfristige Capital Gains aufweisen, kommt es zu keinen signifikanten abnormalen Renditen. Sie schließen daraus, dass der Markt einen etwaigen Preisdruck aufgrund des erhöhten Handelsvolumens bereits antizipiert und in den Kursen eingepreist hat. Zudem verweisen sie darauf, dass nur ein relativ kleiner Teil der Anteilseigner der IPO-Aktien von den intertemporalen Besteuerungsunterschieden bei der Capital Gains Tax betroffen sein könnte. Die Regelung gilt nur für Privatpersonen, welche jedoch vermutlich nur unterproportional an den betreffenden Aktien beteiligt sind.267 In einer Studie über IPOs am deutschen Aktienmarkt untersucht Kurth den Einfluss der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften auf die Rendite und das Handelsvolumen. Realisierte Kursgewinne konnten während des Untersuchungszeitraumes von 1997 bis 2002 nach Ablauf einer bestimmten Haltefrist steuerfrei vereinnahmt werden. Innerhalb der Spekulationsfrist unterlagen diese hingegen der Steuerpflicht. Kurth untersucht den Steuerwirkungseffekt der Spekulationsfrist im Wechselspiel mit Lock-up Verträgen, wonach es Altaktionären nach dem Börsengang für eine bestimmte Zeit untersagt ist, Aktienpakete zu verkaufen. Die Ergebnisse Kurths deuten darauf hin, dass die Unterscheidung zwischen kurzfristigen, steuerpflichtigen und langfristigen, steuerfreien Kursgewinnen einen maßgeblichen Einfluss auf den Kapitalmarkt ausübt. Er weist außerordentliche und ungewöhnlich große negative Kursreaktionen bei im Wert gestiegener Aktien nach, die auf steuermotivierte Verkäufe nach Ablauf der Frist deuten. Dies wird auch durch eine Analyse der Umsätze bekräftigt, die abnormale Umsätze nach Ablauf der Frist aufzeigt. Ein Zusammenhang zwischen dem Effekt und der relativen Höhe der Wertsteigerung wie bei Hanlon/Pinder wird allerdings

266 267

Vgl. Hurtt, D. N., Seida, J. A., Selling Activity (2004), S. 43-64. Vgl. Hanlon, D., Pinder, S., Australian capital gains tax (2007), S. 481-493.

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IV. Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

nicht analysiert. Kurths Untersuchung beschränkt sich ferner weitestgehend auf die Ära des Neuen Marktes.268 Empirische Untersuchung zeigen jedoch signifikante Unterschiede bei Börsengängen vor und nach der Dotcom Phase auf.269 Ferner ist die Verfassungsmäßigkeit der privaten Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Aktiengewinne während des Untersuchungszeitraums zu bedenken. Das Bundesverfassungsgericht hat die Besteuerung von Gewinnen aus Veräußerungsgeschäften mit Wertpapieren innerhalb der Spekulationsfristen für die Jahre 1997 und 1998 als verfassungswidrig erklärt. Es erkannte Vollzugsdefizite in der Durchsetzung der Besteuerung, weshalb es eine Ungleichbehandlung der Steuerpflichtigen annahm.270 Die Ergebnisse lassen sich also nicht ohne weiteres Verallgemeinern, gleichwohl sie einen maßgeblichen Einfluss der Veräußerungsgewinnbesteuerung indizieren. Die intertemporalen Besteuerungsunterschiede sind auch eng verbunden mit dem in verschiedenen empirischen Studien untersuchten sogenannten „Year-End-Trading“ bzw. „TaxLoss-Selling“. Slemrod zeigt beispielsweise, dass im Dezember weniger Aktien verkauft werden, bei denen Capital Gains angelaufen sind, hingegen mehr Aktien verkauft werden, die ein Capital Loss nach sich ziehen.271 Durch die Realisierung von Verlusten zum Jahresende können Investoren über eine Verlustverrechnung ihre Steuerschuld zum Jahresende reduzieren, was kurzfristig zu einem Preisdruck aufgrund der erhöhten Angebotsmenge bei den betreffenden Aktien führen kann.272 Dass ein spiegelbildlicher Effekt für die Gewinnrealisation im Januar gilt, kann Slemrod allerdings nicht nachweisen. 273

268 269 270

271

272

273

Vgl. Kurth, A., Initial Public Offerings (2005), S. 453 ff. Siehe beispielsweise Michalak, T. C., Neuhaus, S., Underpricing und Performance (2008), S. 184-192. Vgl. BVerfG v. 09.03.2004 - 2 BvL 17/02, BStBl II 2005, 56. Gleichwohl indizieren Kurths Ergebnisse einen Effekt auch für diese Jahre (vgl. Kurth, A., Initial Public Offerings (2005), S. 478 f.). Vgl. Slemrod, J., Year-End Stock (1982), S. 69-77. Für weitere Studien siehe z. B. Badrinath, S. G., Lewellen, W. G., Trading Behavior (1991), S. 369-382; Grinblatt, M., Keloharju, M., Wash Sales (2004), S. 51-76; Grinblatt, M., Keloharju, M., Investors Trade (2001), S. 589-616; Ivkovi, Z., Poterba, J., Weisbenner, S., TaxMotivated Trading (2005), S. 1605-1630; Poterba, J. M., Weisbenner, S. J., Turn-of-the-year Returns (2001), S. 353-368. Verschiedene Studien verweisen in diesem Zusammenhang auch auf den Januar-Effekt, welcher eine Überpreformance von Aktien im Januar im Vergleich zu den übrigen Monaten beschreibt (vgl. Branch, B., Trading Rule (1977), S. 198-207; Givoly, D., Ovadia, A., Tax-Induced Sales (1983), S. 171-185; Reinganum, M. R., Selling Effects (1983), S. 89-104; Reinganum, M. R., Shapiro, A. C., Return Seasonality (1987), S. 281295; Rozeff, M. S., Kinney Jr., W. R., Seasonality (1976), S. 379-402). Koogler/Maberly zeigen jedoch, dass der Januar-Effekt nicht alleine durch das steuermotivierte „Year-End-Trading“ erklärt werden kann (vgl. Koogler, P. R., Maberly, E. D., Year-End Tax-Motivated Trading (1994), S. 122-137). Zudem weisen Ivkovic et al. darauf hin, dass sich das „Tax-Loss-Selling“ nicht nur auf den Monat Dezember beschränkt (vgl. Ivkovi, Z., Poterba, J., Weisbenner, S., Tax-Motivated Trading (2005), S. 1605-1630). Die Untersuchung Starks et al. am Beispiel von geschlossenen Anleihen Fonds bestärkt demgegenüber den zuvor empirisch festgestellten Zusammenhang zwischen dem Januar-Effekt und „Tax-Loss-Selling“ (vgl. Starks, L. T., Yong, L. I., Zheng, L. U., January Effect (2006), S. 3049-3067). Siehe für Preisdruckeffekte aufgrund von „Tax-Loss-Selling“ z. B. Poterba, J. M., Weisbenner, S. J., Turn-ofthe-year Returns (2001), S. 353-368. Vgl. Slemrod, J., Year-End Stock (1982), S. 69-77.

B. Lock-in-Effekte aufgrund der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen

5.

95

Weitere Forschungsansätze

In einem Laborexperiment vergleicht Mead die Steuerwirkung verschiedener Veräußerungsgewinnbesteuerungsregime. 64 erfahrene Investoren sollten dazu unter diversen Steuerregimen Allokationsentscheidungen zwischen bestehenden und neuen Risikoinvestments treffen. Wertsteigerungen der Investments wurden (1) bei Veräußerung mit dem gewöhnlichen Steuersatz, (2) bei Veräußerung mit einem begünstigten Steuersatz, (3) bei Veräußerung mit dem gewöhnlichen Steuersatz zuzüglich einer Zinszahlung auf die bis zur Veräußerung gestundete Steuerlast, (4) laufend mit dem gewöhnlichen Steuersatz oder (5) bei Veräußerung mit dem gewöhnlichen Steuersatz besteuert, falls der Veräußerungserlös nicht wieder reinvestiert wurde. Die Versuchsergebnisse zeigen einen negativen Zusammenhang zwischen der Realisation und Reinvestition von Veräußerungserlösen und der Veräußerungsgewinnbesteuerung. Dieser negative Zusammenhang ist bei einer Besteuerung von Veräußerungsgewinnen auf Realisationsbasis mit dem gewöhnlichen Steuersatz (1) am höchsten und kann mittels eines begünstigten Steuersatzes (2) oder einer zusätzlichen Zinslast auf die bis zur Veräußerung gestundete Steuerlast (3) gemildert werden. Derartig starke Lock-in-Effekte werden nicht gefunden, wenn Wertsteigerungen laufend besteuert werden (4) oder die Veräußerungsgewinnsteuer im Falle einer Reinvestition gestundet wird (5).274 Grundsätzlich liefert Meads Experiment gute Erkenntnisse über die Wirkungsweise verschiedener Veräußerungsgewinnbesteuerungsregime. Mit einem Laborexperiment wird ein Untersuchungsdesign gewählt, mit dem eine hohe interne Validität erzielt werden kann. Andererseits ist es die Laborumgebung, die die Generalisierbarkeit derartiger Studienergebnisse problematisch erscheinen lässt (externe Validität). Im Experiment nicht abgebildete Einflussfaktoren können die gezeigten Steuerwirkungen nivellieren oder auch verstärken.275 Jin untersucht das Handelsverhalten institutioneller Investment Manager, die ihren verwalteten Portfoliobesitz an die US-amerikanische Securities and Exchange Commission (SEC) offenlegen müssen. Für den Zeitraum von 1987 bis 1997 zeigt Jin, dass bei Investment Managern, die eine steuersensitive Klientel276 bedienen, die Wahrscheinlichkeit und das Ausmaß eines Verkaufs von Aktienbesitz mit den angehäuften kumulierten Capital Gains

274 275

276

Vgl. Meade, J. A., Different Capital Gains Tax Regimes (1990), S. 406-431. Siehe zur internen und externen Validität Schnell, R., Hill, P. B., Esser, E., Empirische Sozialforschung (2008), S. 217 ff. Zur grundsätzlichen Kritik an der Generalisierbarkeit von Laborexperimenten siehe auch Levitt, S. D., List, J. A., Laboratory Experiments (2007), S. 153-174; Levitt, S. D., List, J. A., Viewpoint (2007), S. 347370. Als steuersensitive Klientel definiert Jin insbesondere solche Investment Manager, die überwiegend vermögende Privatpersonen oder Hedge Fonds bedienen. Versicherungsgesellschaften werden grundsätzlich als steuersensitiv eingestuft. Investment Manager, die mehrheitlich für Pensionsfonds, staatliche Institutionen oder Wohltätigkeitsorganisationen tätig sind, werden dagegen nicht als steuersensitiv klassifiziert.

96

IV. Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

sinkt.277 Eine solche negative Korrelation kann Jin hingegen nicht bei Investment Managern feststellen, die überwiegend eine Klientel bedienen, bei denen Capital Gains steuerfrei gestellt sind. Darüber hinaus dokumentiert die Studie auch einen Einfluss auf den Asset Price. Bei überwiegend von steuersensitiven Investoren gehaltenen Aktien mit hohen kumulierten Capital Gains beobachtet Jin eine höhere abnormale Rendite angesichts unerwarteter Gewinnmeldungen, als dies in vergleichbarer Weise bei Aktien der Fall ist, bei denen mehrheitlich nicht steuersensitive Anteilseigner beteiligt sind. Ist der Abitragedruck gering, tritt dieser Effekt den Regressionsergebnissen zur Folge umso stärker auf.278 Den Einfluss einer Capital Gains Tax auf die Rendite kann auch Klein in einer empirischen Studie über die langfristige Renditeentwicklung am Aktienmarkt nachwiesen. Klein testet hierzu die empirische Evidenz seines in Kapitel III.D vorgestellten Modells. Die Besteuerung von Veräußerungsgewinnen führt zunächst zu einem steuerlichen Lock-in beim Investor mit der Folge, dass die Angebotsmenge an Aktien am Aktienmarkt nachlässt. Bei gleich bleibender Nachfrage stellt sich c. p. auf einem höheren Preisniveau ein neues Gleichgewicht ein. Der höhere Gleichgewichtspreis bedingt jedoch zugleich in den darauf folgenden Perioden eine niedrigere langfristige Rendite der betreffenden Aktien. Kleins Untersuchung kann diese These für an der NYSE während des Zeitraums zwischen 1936 und 1991 gehandelte Aktien bestätigen. Zugleich unterstützen die Ergebnisse seine modelltheoretischen Überlegungen. Obgleich eine empirische Überprüfung des Modells Kleins nur approximativ erfolgen kann und Annahmen über bestimmte Modellparameter getroffen werden müssen, bekräftigt die Studie dessen grundsätzliche Eignung zur Abbildung und Berechnung von Kapitalmarktrenditen.279 Kleins Ergebnisse werden durch die Arbeit von George/Hwang unterstrichen. George/Hwang untersuchen Einflussfaktoren auf das sogenannte Long-Term-Reversal. Danach kommt es nach einem längeren Zeitraum (ca. 5 Jahre) zu einer Umkehr der Performance von Gewinnern und Verlierern am Aktienmarkt. George/Hwang zeigen anhand des Vergleichs von USAktien mit Hongkong-Aktien, dass im Gegensatz zur Überreaktionsthese280 die Capital Gains Tax einen signifikanten Erklärungsansatz für das Long-Term-Reversal Phänomen bietet. Investoren mit angelaufenen Capital Gains fordern als Kompensation für die Capital Gains Tax eine Prämie. Aktien mit hohen angelaufenen Capital Gains werden daher im Gegensatz zu 277 278

279 280

In gegenläufiger Form kann Jin dies auch für die Verlustsituation zeigen. Vgl. Jin, L., Capital Gains Tax (2006), S. 1399-1431. Siehe für eine weitere Studie zum Handelsverhalten von Investmentmanagern in Abhängigkeit von der Capital Gains Tax Fong, K. Y. u.a., Fund Managers Care (2007). Für eine Untersuchung zum Tax Planning bei Mutual Funds siehe Chen, F., Kraft, A. G., Weiss, I. S., Tax Planning (2007). Vgl. Klein, P., Long-horizon return (2001), S. 33-62. Nach der Überreaktionshypothese begehen Investoren systematische Fehler in der Reaktion auf Informationen. Siehe Daniel, K., Hirshleifer, D., Subrahmanyam, A., Under- and Overreactions (1998), S. 1839-1885.

B. Lock-in-Effekte aufgrund der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen

97

anderen Aktien mit einer Prämie gehandelt. Werden diese Aktien nun an andere Investoren verkauft, kommt es zu einer Aufhebung des Effektes. Da bei den neuen Investoren noch keine Capital Gains angelaufen sind, fordern sie auch keine Kompensationszahlung. Langfristig kommt es somit zu einem Rendite mindernden Effekt. Während George/Hwang bei USAktien einen Zusammenhang mit dem Long-Term-Reversal und angehäuften Capital Gains herstellen können, ist dies bei Hongkong-Aktien nicht der Fall. Da im Gegensatz zum USMarkt in Hongkong keine Steuern auf Veräußerungsgewinne erhoben werden, wird der Zusammenhang des Long-Term-Reversal und der Capital Gains Tax somit gestützt.281 Anhand einer Erhebung der Federal Reserve System (Fed)282 aus den Jahren 1963 und 1964 weisen Feldstein/Yitzhaki eine den Aktienverkauf hemmende Wirkung einer Veräußerungsgewinnbesteuerung nach. Je höher die Capital Gains Tax ist, desto mehr werden Steuerpflichtige von einem die Capital Gains aufdeckenden Aktienverkauf abgeschreckt. Dieser Effekt ist umso größer, wenn der Verkauf nur der Vermögensumschichtung innerhalb eines Aktienportfolios dient, d. h. im Anschluss an den Verkauf der Verkaufserlös in andere Aktien reinvestiert werden soll.283 Genauso finden Feldstein et al. in einer Erweiterung der Studie mit einer breiteren Datenbasis einen signifikanten negativen Zusammenhang zwischen der Realisierung von Capital Gains und dem Steuersatz auf Capital Gains.284 Minarik geht jedoch im Hinblick auf die Studienergebnisse Feldstein et al. von einer Überschätzung des Effektes aus und verweist auf einen nicht beachteten Selection Bias im untersuchten Sample.285 Im Vergleich zu weiteren Studien von Steuerdatensätzen ist die geschätzte Elastizität des Einflusses der Capital Gains Tax auf die Realisierungswahrscheinlichkeit von Feldstein et al. tatsächlich sehr hoch. Die Untersuchungsergebnisse von Minarik286 und Lindsey287 indizieren einen geringeren Einfluss. Dergleichen gehen zwar auch Auten/Clotfelter von einem signifikanten negativen Zusammenhang zwischen der Capital Gains Tax und der Realisation von Capital Gains aus, verweisen zugleich aber auf einen weniger starken Effekt als es die Ergebnisse Feldstein et al. vermuten lassen. Zudem verdeutlicht ihre Studie den nur vorüberge-

281 282

283 284 285

286 287

Vgl. George, T. J., Hwang, C., Overreaction or Taxes (2007), S. 2865-2896. Neben der Verwendung detaillierter Steuerdatensätze gibt es eine Reihe an Studien die Zeitreihen anhand aggregierter Daten über die Realisation von Capital Gains und den marginalen Steuersätzen auf Capital Gains analysieren. Problematisch an solchen Zeitreihenanalysen ist jedoch grundsätzlich die Gefahr eines sogenannten Aggregation Bias und den damit einhergehenden Ungenauigkeiten hinsichtlich der Analyseergebnisse. Für eine Übersicht und eine aktuelle Studie über die aggregierte Wirkung von Capital Gains siehe Eichner, M., Sinai, T., Realizations and Tax Rates (2000), S. 663-681. Vgl. Feldstein, M., Yitzhaki, S., Selling and Switching (1978), S. 17-36. Vgl. Feldstein, M., Slemrod, J., Yitzhaki, S., Selling Corporate Stocks (1980), S. 777-791. Vgl. Minarik, J. J., Comment (1984), S. 93-110. Vgl. zur Replik Feldstein, M., Slemrod, J., Yitzhaki, S., Reply (1984), S. 111-120. Im Sample sind insbesondere hohe Einkommensgruppen vertreten, was die Generalisierbarkeit der Ergebnisse auf alle Steuerpflichtigen erschwert. Minarik, J. J., Wetzler, J. W., in: Aaron/Pechman, How Taxes Affect Economic Behaviour, S. 277-281. Lindsey, L. B., in: Feldstein, The effects of taxation on capital accumulation.

98

IV. Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

henden und permanenten Effekt der Capital Gains Tax. Werden im Zeitablauf aufgrund der progressiven Ausgestaltung der Capital Gains Tax Veräußerungsgewinne eines Steuerpflichtigen mit unterschiedlichen effektiven Steuersätzen belegt, so werden Steuerpflichtige Capital Gains vermehrt in solchen Perioden mit niedrigem effektiven Steuersatz anfallen lassen.288 Auten et al. messen auf Basis ihrer Untersuchungs- und Simulationsergebnisse allerdings solchen vorübergehenden Effekten nur eine geringe Bedeutung bei. In ihrer Studie können sie diesbezüglich nur einen geringen Effekt dokumentieren. Zugleich verweisen sie aber auch auf die Schwierigkeiten beim Vergleich bisheriger Studienergebnisse über das Ausmaß des Effektes der Capital Gains Tax auf die Realisationswahrscheinlichkeit. Insbesondere werden in den verschiedenen Studien unterschiedliche Samples und Datentypen verwandt.289 C.

Zusammenspiel von Kapitalisierungs- und Lock-in-Effekt

1.

Vorbemerkungen

Lang/Shackelford dokumentieren für die Steuerreform 1997 in den USA, in deren Folge der Steuersatz auf langfristige Capital Gains gesenkt wurde, einen Kapitalisierungseffekt in der Woche der Bekanntgabe der Reform.290 Cook wendet jedoch in Bezug auf die Ergebnisse von Lang/Shackelford ein, dass das Untersuchungsdesign keine klare Abgrenzung des Kapitalisierungs- vom Lock-in-Effekt erlaubt.291 Beide Effekte wirken grundsätzlich in entgegengesetzte Richtungen. Während bei einer Steuersatzsenkung, wie in Abbildung 12 dargestellt, der Kapitalisierungseffekt sich positiv auf die Preisentwicklung auswirkt (Verschiebung der Nachfragekurve von A nach B), kommt es durch die Minderung des Lock-in-Effektes annahmegemäß zu einem Preisdruck (Verschiebung der Angebotskurve von B nach C). Beide Effekte führen zu einer Erhöhung des Handelsvolumens (von Q0 zu Q2). Während die in den vorhergehenden Kapiteln erörterten Studien größtenteils auf die Existenz sowohl des Kapitalisierungs- als auch Lock-in-Effektes deuten, ist unklar, welcher der beiden Effekte überwiegt.292

288 289 290 291 292

Vgl. Auten, G. E., Clotfelter, C. T., Transitory Tax Effects (1982), S. 613-632. Vgl. Auten, G. E., Burman, L. E., Randolph, W. C., Realization Behavior (1989), S. 353-374. Vgl. Lang, M. H., Shackelford, D. A., Stock price reactions to the 1997 rate (2000), S. 69. Vgl. Cook, K. A., Stock Price Reaction (2007), S. 6. Siehe vorhergehende Kapitel.

C. Zusammenspiel von Kapitalisierungs- und Lock-in-Effekt

99

B P1

Angebot

A

P0+2

C Nachfrage

Q0

Q1

Q2

Abbildung 14: Zusammenspiel von Kapitalisierungs- und Lock-in-Effekt293

Die Diskussion über die Studienergebnisse von Lang/Shackelford zeigen auf, dass letztlich auch die Frage des Zeitpunktes des Auftretens beider Effekte von Bedeutung ist, um eine fundierte empirische Analyse über das Zusammenspiel beider Effekte anzustellen. Grundsätzlich kann angenommen werden, dass der Kapitalisierungseffekt mit der Bekanntgabe der Reformpläne dominiert. Investoren antizipieren somit im Falle der Steuerreform 1997 in den USA die zukünftige Steuersatzsenkung auf Capital Gains in ihrem Kalkül zum Zeitpunkt der Bekanntgabe. Dagegen wird der Lock-in-Effekt maßgeblich erst mit dem Inkrafttreten der Steuersatzänderung zum Tragen kommen. Erst dann können zuvor mit einem Lock-in behaftete Investments zum niedrigeren Steuersatz veräußert werden.294 Guenther gibt allerdings zu bedenken, dass ein kurzfristiger Lock-in-Effekt auch bereits vor dem Inkrafttreten der Steuerreform auftreten kann. Investoren können versucht sein, mit der Bekanntgabe der Reform Veräußerungen bis zum Inkrafttreten hinauszuschieben, sodass es zu einer Angebotsverknappung mit der Folge eines Preisanstiegs kommen kann. Der Kapitalisierungseffekt kann somit durch einen kurzfristigen Lock-in-Effekt überlagert sein.295 Cook dokumentiert wiederum eine Antizipation des Preisdrucks aufgrund des Lock-in-Effektes bereits mit der 293 294 295

In Anlehnung an Dai, Z. u.a., Capitalization or Lock-in (2008), S. 716. Vgl. Dai, Z. u.a., Capitalization or Lock-in (2008), S. 711 f. Vgl. Guenther, D., Anticipated Reduction (2001).Guenther, D., Anticipated Reduction (2001)Guenther, D., Anticipated Reduction (2001)Guenther, D., Anticipated Reduction (2001)Guenther, D., Anticipated Reduction (2001)Guenther, D., Anticipated Reduction 2001Guenther, D., Anticipated Reduction (2001)Guenther, D., Anticipated Reduction (2001)Guenther, D., Anticipated Reduction (2001)Guenther, D., Anticipated Reduction (2001)Guenther, D., Anticipated Reduction 2001

100

IV. Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

Bekanntgabe der Reform. 296 Der von Cook beschriebene Effekt kann sich letztlich aber nur auf eine Antizipation des Preisdrucks auf der Nachfrageseite beziehen. Anbieter profitieren erst mit dem Inkrafttreten der Reform von dem niedrigen Steuersatz. Ein vorheriger Verkauf zum niedrigeren Preis wäre aus ihrer Sicht c. p. nicht rational. Ein niedriger Preis vor Inkrafttreten der Reform ist deshalb nur dann erklärbar, wenn angenommen wird, dass Nachfrager den Preisdruck antizipieren und bereits vor dem Inkrafttreten bereit sind, nur zu einem niedrigeren Preis zu kaufen. Dies hätte ein kurzfristiges Marktungleichgewicht zur Folge, welches zu einem Absinken des Handelsvolumens führt, denn zu einem niedrigeren Preis sind c. p. weniger Anbieter bereit zu veräußern. Dies verdeutlicht die Schwierigkeit, beide Effekte aufgrund möglicher zeitlicher Überlagerungen zu separieren. 2.

Empirische Forschungsergebnisse

Dai et al. untersuchen die Steuerreform 1997 in den USA sowohl auf einen Kapitalisierungsund Lock-in-Effekt in Abhängigkeit ihres zeitlichen Auftretens. In der Woche der Bekanntgabe der Steuerreform dokumentieren sie eine Dominanz des Kapitalisierungseffektes. Wie bereits Lang/Shackelford297 zeigen sie, dass nicht Dividenden zahlende Aktien während dieser Woche höhere Rendite erzielen. Auch weisen sie ein höheres Handelsvolumen nach, welches sich allerdings nicht nur auf Aktien beschränkt, die keine Dividenden zahlen. Demgegenüber dokumentieren Dai et al. in der Woche des Inkrafttretens der Reform eine Dominanz des Lock-in-Effektes. Aktien mit hohen angehäuften Capital Gains und Privatpersonen bzw. Mutual Funds als Anteilseigner298 weisen niedrigere Renditen auf. Auch hier können sie ein höheres Handelsvolumen dokumentieren, welches sich allerdings nicht nur auf Aktien beschränkt, die im besonderen Maße vom Lock-in betroffen sind. Dai et al. kontrollieren in ihrem Untersuchungsdesign ebenfalls auf den durch Guenther beschriebenen Effekt, dass in der Woche der Bekanntgabe der Reform es zu einer Angebotsverknappung kommt, da Veräußerungen bis zum Inkrafttreten der Reform hinausgeschoben werden. Sie können allerdings keinen statistisch signifikanten Effekt feststellen. Auf den von Cook beschriebenen Effekt, dass Investoren den Preisdruckeffekt aufgrund der Minderung des Lock-in bereits mit der Bekanntgabe der Reform antizipieren, kontrollieren Dai et al. allerdings nicht separat. Der gemessene Kapitalisierungseffekt kann demnach auch durch einen derartigen Effekt überlagert sein.299

296

297 298 299

Vgl. Cook, K. A., Stock Price Reaction (2007). Kritisch zu den Ergebnisse Ayers, B. C., Li, O. Z., Robinson, J. R., Taxpayer Relief Act of 1997 (2008), S. 78.Cook, K. A., Stock Price Reaction (2007) Vgl. Lang, M. H., Shackelford, D. A., Stock price reactions to the 1997 rate (2000), S. 69. Neben Privatpersonen betrifft die Steuerreform auch Mutual Funds. Vgl. Dai, Z. u.a., Capitalization or Lock-in (2008), S. 709-742.

D. Zwischenfazit

101

Dergleichen untersuchen auch Ayers et al. die Steuerreform 1997 auf den Kapitalisierungsund Lock-in-Effekt. Im Gegensatz zu Dai et al. betrachten sie allerdings detailliert Kauf- und Verkaufsorder. Für den Tag der Bekanntgabe der Reform am 2. Mai dokumentieren Ayers et al. einen Nachfrageüberhang speziell bei denjenigen Aufträgen, die von Privatpersonen ausgingen und sich auf Aktien mit niedriger Dividendenrendite im Vorjahr bezogen. Dabei unterscheidet sich der Nachfrageüberhang am Eventtag bei Privatpersonen signifikant von dem in Bezug auf Institutionen. Da Institutionen – mit Ausnahme von Mutual Fonds – nicht von der Steuersatzsenkung betroffen waren, fällt der Nachfrageüberhang dort im Vergleich deutlich niedriger aus.300 Auf der anderen Seite stellen Ayers et al. einen Angebotsüberhang bei Aufträgen von Privatpersonen in Abhängigkeit von der Aktienkurssteigerung in den vergangenen fünf Jahren für den Tag fest, an dem die Reform in Kraft tritt. Sie können somit sowohl ein Kapitalisierungs- als auch einen Lock-in-Effekt infolge der Steuerreform feststellen. Durch die separate Betrachtung von Kauf- und Verkaufsorder können sie die Effekte direkt dem Nachfrage- und dem Angebotseffekt zuordnen. Insgesamt zeigt sich, dass der Kapitalisierungseffekt deutlich stärker ist als der Lock-in-Effekt. Auch für die Studie von Ayers et al. gilt jedoch, dass das Untersuchungsdesign nicht den von Cook beschriebenen Effekt kontrolliert. Ferner kann sich der von Guenther aufgezeigte Effekt grundsätzlich verzerrend auf die Ergebnisse auswirken.301 Dai et al. konnten jedoch zeigen, dass dieser bei der Steuerreform 1997 keinen entscheidenden Einfluss gehabt hat.302 D.

Zwischenfazit

Bisherige empirische Studien über Wirkungseffekte der Veräußerungsgewinnbesteuerung deuten zum Großteil sowohl auf die Existenz eines Kapitalisierungs- als auch Lock-in-Effektes hin. Anteilseigner antizipieren danach einerseits die Kapitalisierung einer künftigen Veräußerungsgewinnbesteuerung im Asset Price. Andererseits kann die Besteuerung von Veräußerungsgewinnen zu einem Lock-in-Effekt führen, falls mit der Veräußerung die Aufdeckung und Besteuerung stiller Reserven verbunden ist. Der Aufschub der Veräußerung ermöglicht Anteilseignern, Steuerstundungseffekte mitzunehmen. Nichtsdestotrotz zeigt die Erörterung der Studienergebnisse in den vorhergehenden Kapiteln die rege Diskussion über die Robust300

301 302

Ayers et al. unterscheiden Aufträge von Privatpersonen und Institutionen, in dem sie auf die Auftragshöhe abstellen. Aufträge unter 20.000 USD weisen sie als Aufträge von Privatpersonen und Aufträge über 30.000 USD als Aufträge von Institutionen aus. Sie folgen damit der Studie von Lee/Radhakrishna (vgl. Lee, C. M. C., Radhakrishna, B., TORQ data (2000), S. 83-111). Ayers et al. können jedoch nur einen allgemeinen signifikanten Unterschied zwischen Privatpersonen und Institutionen am Eventtag feststellen. Einen signifikanter Unterschied bei Aufträgen in Bezug auf Aktien mit einer niedrigen Dividendenrendite des Vorjahres ergibt sich nicht. Gleichwohl ist der Zusammenhang bei Privatpersonen zwischen Nachfrageüberhang und Aktien mit niedriger Dividendenrendite signifikant, nicht aber bei Institutionen. Vgl. Ayers, B. C., Li, O. Z., Robinson, J. R., Taxpayer Relief Act of 1997 (2008), S. 77-100. Vgl. Dai, Z. u.a., Capitalization or Lock-in (2008), S. 709-742.

102

IV. Bisherige empirische Studien zu den Steuerwirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung

heit und Verallgemeinerbarkeit einzelner Untersuchungen auf. Ferner können – je nach Untersuchungsdesign – nicht in allen Studien signifikante Effekte nachgewiesen werden. Ein Teil der Studien konzentriert sich auf eine Untersuchung der Steuerwirkungen zu einem bestimmten Eventzeitpunkt. Sowohl im Hinblick auf den Kapitalisierungs- als auch Lock-inEffekt wird beispielsweise eine Analyse der Handelsvolumina und der Aktienkurse zum Zeitpunkt einer Steuerreform oder zum Zeitpunkt der Qualifikation als langfristige Capital Gains angestellt. Im Fokus stehen somit in erster Linie Steuerwirkungseffekte, die innerhalb eines engen Betrachtungszeitpunktes zum Tragen kommen. Die Schwierigkeit auch Steuerwirkungseffekte einer Veräußerungsgewinnbesteuerung über einen längeren Zeitraum nachzuweisen, kann als Kritikpunkt angesehen werden. Denn nur wenn auch über einen längerfristigen Zeitraum Steuerwirkungseffekte nachgewiesen werden, kann von einem dauerhaften Einfluss der Veräußerungsgewinnbesteuerung gesprochen werden. Denkbar wäre schließlich auch, dass die Steuerwirkungseffekte nur kurzfristig zum Tragen kommen. So können beispielsweise verschiedene Studien im Hinblick auf intertemporale Besteuerungsunterschiede der Capital Gains Tax abnormale negative Rendite zum Zeitpunkt der Qualifikation als langfristige Capital Gains feststellen, der dauerhafte Effekt bleibt jedoch unklar.303 Nichtsdestotrotz zeigen auch diese Studien den potenziellen Einfluss und die Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung im Entscheidungskalkül der Investoren auf und geben wesentliche Erkenntnisse über die ausgelösten Kapitalmarkteffekte. Ferner ist bei manchen Studien die Verallgemeinerbarkeit der Ergebnisse unklar. Ein Teil der Studien analysiert detaillierte Transaktionsdaten. So wird in der Studie von Landsman/ Shackelford der RJR Nabisco Leveraged-Buyout im Hinblick auf die Wirkungseffekte eines steuerlichen Lock-ins untersucht. Inwieweit die besondere Konstellation eines LeveragedBuyouts auch auf andere Situationen übertragbar ist, bleibt fraglich. Das Gleiche gilt auch für die Untersuchung von IPOs. Die Ergebnisse aus diesen Studien sind immer auch vor dem Hintergrund der besonderen Umstände eines IPOs zu interpretieren. Darüber hinaus bezieht sich ein Großteil der Studien wiederum nur auf den US-amerikanischen Kapitalmarkt. Die Studie Edwards et al. über die Steuerwirkung der Körperschaftsteuersystemumstellung 303

Zu einer dauerhaften Änderung des Gleichgewichtspreises kommt es nur dann, wenn langfristig dem vermehrten Angebot eine fallende Nachfragekurve gegenübersteht. Ist die Aktie hingegen perfekt substituierbar, ohne dass dem vermehrten Angebot eine fallende Nachfrage gegenübersteht, so kommt es nur zu einem kurzfristigen Preisdruck. Portfolioumschichtungen und die Bereitstellung zusätzlicher Liquidität können mit verschiedenen Transaktionskosten einhergehen. Das vermehrte Angebot an Aktien führt nach dieser These schließlich dazu, dass es kurzfristig zu einem Preisabschlag kommt, um Investoren für die zusätzlichen Transaktionskosten zu kompensieren. Beide Möglichkeit, die der Änderung des langfristigen Gleichgewichtspreises und die des kurzfristigen Preisdrucks, werden in der Literatur auch als „Imperfect Substitution Hypothesis“ und als „Price-Pressure Hypothesis“ diskutiert. Vgl. Kraus, A., Stoll, H. R., Block Trading (1972), S. 569-588; Harris, L., Gurel, E., Price Pressures (1986), S. 815-829; Scholes, M. S., Share Prices (1972), S. 179-211.

D. Zwischenfazit

103

2001/2002 in Deutschland bildet hier neben der Untersuchung Kurths eine hervorzuhebende Ausnahme. Die Ergebnisse Edwards et al. stehen gleichwohl im Widerspruch zu dem überwiegenden Teil der Studien über den US-amerikanischen Kapitalmarkt. Edwards et al. können trotz der einschneidenden Änderung bei der Besteuerung von Gewinnen von Beteiligungsveräußerungen auf Körperschaftsebene keinen breiten Effekt am deutschen Kapitalmarkt feststellen. Die Systemumstellung geht mit einer vollständigen Steuerbefreiung von Veräußerungsgewinnen aus Beteiligungsverkäufen auf Körperschaftsebene einher. Zuvor steuerverhaftete Beteiligungen können nach dem Systemwechsel steuerfrei veräußert werden, sodass ein etwaiger steuerlicher Lock-in aufgehoben wird. Edwards et al. folgern aus ihren Ergebnissen, dass die Besteuerung von Veräußerungsgewinnen keine maßgebliche Hürde in Deutschland bei Desinvestitionen darstellte. Die fehlende empirische Evidenz wirft Fragen über allgemeine Wirkungseffekte der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland auf – gerade auch im Vergleich zu den Studien in den USA. Die Untersuchung wird daher im Folgenden nochmals einleitend einer näheren Analyse unterzogen und einer eigenen empirischen Studie über die Steuerwirkungseffekte der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 gegenübergestellt. Daran schließt sich im Weiteren eine empirische Untersuchung über die Wirkung der Anteilseignerbesteuerung bei privaten Investoren in Deutschland an. Diese beleuchtet den Einfluss intertemporaler Besteuerungsunterschiede aufgrund der Spekulationsfristen bei Aktiengeschäften privater Personen. Sie ergänzt damit die Studie über die Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 in dem Maße, als Lock-in-Effekte bei privaten Investoren und nicht bei Unternehmen untersucht werden. Ferner erweitert Sie die Erkenntnisse der Studie Kurths. Dieser hatte den Einfluss der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften bei IPOs am deutschen Kapitalmarkt für den Zeitraum 1997 bis 2002 untersucht. Unter anderem die Besonderheiten des Zeitraumes während der Neuen Markt-Ära als auch die verfassungswidrige Besteuerung von Veräußerungsgewinnen aus Wertpapierverkäufen in den Jahren 1997 und 1998 lassen eine weitere Untersuchung nötig erscheinen. Sowohl die Untersuchung der Körperschaftsteuersystemumstellung als auch die Wirkungsanalyse über die Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgewinnen erweitern das Verständnis über Steuerwirkungseffekte einer Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland und ergänzen damit die bisherigen, überwiegend auf den US-amerikanischen Kapitalmarkt bezogenen Forschungsergebnisse.

V.

Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

A.

Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

1.

Kritik an bisherigen empirischen Befunden

Ein Großteil der im vorhergehenden Kapitel dargestellten und erörterten empirischen Studien heben die Bedeutung einer Veräußerungsgewinnbesteuerung für den Asset Price, das Handelsvolumen und die M&A Aktivität hervor. Die überwiegend auf dem USamerikanischen Kapitalmarkt durchgeführten Studien zeigen vielfach die empirische Evidenz eines Kapitalisierungs- und Lock-in-Effektes – ausgelöst durch die Besteuerung von Veräußerungsgewinnen auf Anteilseignerebene. In Kontrast dazu stehen die Ergebnisse Edwards et al. 304, die die Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 in Deutschland einer empirischen Analyse unterziehen. Einen Kapitalmarkteffekt aufgrund der Systemumstellung können sie nur für die sechs größten Banken und Versicherer in Deutschland feststellen. Yetman führt den fehlenden Nachweis eines breiteren Effektes auf die spezifischen institutionellen Rahmenbedingungen in Deutschland zurück. Ein Vergleich mit den Studienergebnissen aus den USA ist nach seiner Ansicht nicht ohne Weiteres möglich.305 Die Ergebnisse Edwards et al. sind jedoch auf ihre Belastbarkeit hin zu hinterfragen. Erstens stellt die Untersuchung auf den Eventcharakter des Bekanntwerdens der Reform ab, da Investoren die erwarteten Effizienzsteigerungen durch die Aufhebung des steuerlichen Lock-in bereits vor dem Inkrafttreten der Reform antizipieren. Unklar ist aber, ob hier ein derart eindeutiger Zeitpunkt definiert werden kann oder ob die Reform sich nicht bereits im Vorfeld abzeichnete. Die vom damaligen Finanzminister Lafontaine eingesetzte Brühler Kommission postulierte in ihren Empfehlungen zwar noch keine Freistellung von Veräußerungsgewinnen auf Körperschaftsebene im Inlandsfall. Der Vorschlag, dass Dividenden- und Veräußerungsprivileg im außersteuerlichen Kontext bestehen zu lassen, im inländischen Kontext allerdings ausschließlich Dividenden auf Körperschaftsebene freizustellen, wirft zwangsläufig Fragen zur Steuersystematik auf.306 So weist die Brühler Kommission selbst auf die Ungleichbehandlung zwischen inländischen und ausländischen Veräußerungsgewinnen hin. Sollte daher die Befreiung der Veräußerungsgewinne im außensteuerlichen Kontext aufgegeben werden, so ist nach ihrer Ansicht für den Auslandsfall zumindest aufgrund des allgemeinen Dividendenprivilegs eine Freistellung der offenen Rücklagen der Gesellschaft aus steuersystematischen 304 305 306

Vgl. Edwards, C. H. u.a., Equity Market Response (2004), S. 73-97. Vgl. Yetman, R. J., Discussion (2004), S. 99-101. Vgl. auch Diskussion in Kapitel II.A.

H. Benhof, Ökonomische Wirkungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung, DOI 10.1007/978-3-8349-8751-8_5, © Gabler Verlag | Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH 2010

106

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Gründen gerechtfertigt.307 Ohne dies explizit anzusprechen, wäre die gleiche Überlegung freilich auch für den reinen Inlandsfall anzudenken. Alternativ könnte wie für den grenzüberschreitenden Fall, eine gänzliche Steuerfreistellung von Veräußerungsgewinnen für den Inlandsfall angestrebt werden – exakt so, wie es später umgesetzt wurde.308 Es gibt ebendeshalb durchaus erwägenswerte Gründe, die bereits im Vorfeld der Bekanntgabe der konkreten Umrisse der Steuerreform im Dezember 1999 für eine steuerliche Erleichterung bei Veräußerungen auf Körperschaftsebene im Inlandsfall sprachen und auch diskutiert wurden.309 Der Zeitpunkt der Einpreisung der Steuerwirkungseffekte in den Aktienkurs ist selbst dann zu hinterfragen, wenn das Reformvorhaben völlig überraschend bekannt gegeben wurde. Die Kursreaktionen hängen davon ab, wie effizient sich der Kapitalmarkt darstellt und wie schnell die neuen Informationen eingepreist werden. Vollzieht sich dieser Prozess nicht binnen kurzer Zeit, sondern über einen längeren Zeitraum, so wird die statistische Erfassung aufgrund zunehmender Störeffekte erschwert. Die Bewertung, inwieweit die Unternehmen von den steuerlichen Neuregelungen betroffen waren, dürfte für außenstehende Aktionäre nicht bei jedem Unternehmen unmittelbar ersichtlich gewesen sein. Während bei Banken und Versicherungen eine begünstigte Veräußerung von Beteiligungen bereits im Vorfeld der Reform diskutiert und gefordert wurde310, war die Lage bei anderen Konzernunternehmen nicht derart ersichtlich. Zweitens versucht die Studie einen Lock-in-Effekt der bisherigen Veräußerungsgewinnbesteuerung nachzuweisen. Es ist jedoch zu bedenken, dass die Auflösung des steuerlichen Lock-in zwei gegenläufige Effekte auslösen kann. Die Möglichkeit für Körperschaften ineffiziente Beteiligungsstrukturen steuerfrei aufzulösen und zu veräußern, kann einerseits Kurssteigerungen auslösen. Andererseits kann ein vermehrtes Angebot an Beteiligungen am Markt zu sinkenden Gleichgewichtspreisen führen. Die zu erwartenden Gewinne aus dem Verkauf an Beteiligungen werden dadurch gedrückt und die Kurssteigerung wiederum relati-

307 308

309

310

Vgl. Kommission zur Reform der Unternehmensbesteuerung, Brühler Empfehlungen 2008. Die Befreiung nach § 8b Abs. 2 KStG als den systematisch richtigen Weg ansehend vgl. statt vieler Lang, J., Reform pro GmbH (2000), S. 458. Zur Kritik hieran aufgrund der Verletzung des Leistungsfähigkeits- und des Subjektsteuerprinzips siehe Bareis, P., Systemvergleich (2000), S. 133, 141 f.; Hey, J., in: Tipke/Lang, § 11 Rz. 12; Rödder, T., Wochinger, P., Veräußerungen (2001), S. 1256; Romswinkel, M., Systemimmanenz (2002), S. 1059; Spengel, C., Schaden, M., Veräußerung von Anteilen an Kapitalgesellschaften (2003), S. 2192, 2194 ff.; van Lishaut, I., Unternehmensbesteuerung (2000), S. 182, 192 f.; Pezzer, H., in: Besteuerung des Anteilseigners, 56 f. . Vgl. zur Diskussion innerhalb der Brühler Kommission Cattelaens, H. u.a., Körperschaftsteuer (2002), S. 834 f. Siehe hierzu auch Erwartungen insbesondere in der Bankenbranche SZ vom 30.10.1999, S. 29. Ein Einwand gegen die Steuerfreistellung war hingegen, dass Veräußerungsgewinne für Zwecke der Körperschaftsteuer bei Körperschaften und Personengesellschaften unterschiedlich behandelt würden (vgl. Cattelaens, H. u.a., Körperschaftsteuer (2002), S. 834 f.). Vgl. bspw. hierzu den Finanzvorstand der Allianz Diethart Breipohl in SZ vom 28.09.1999, S. 27. Siehe auch SZ vom 30.10.1999, S. 29.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

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viert.311 Darüber hinaus ist es nicht nur der Lock-in-Effekt, der innerhalb der Studie zum Tragen kommen kann, sondern auch der Kapitalisierungseffekt. Jener könnte Kurssteigerungen mit dem Bekanntwerden der Reform auslösen, ohne dass diese ursächlich dem Lock-inEffekt zuzuordnen sind. Drittens beschränkt sich die Untersuchung nur auf börsennotierte Kapitalmarktunternehmen, womit ein Großteil der deutschen Unternehmenslandschaft in der Studie nicht erfasst wird. Börsennotierte Unternehmen können anderen Zwängen ausgesetzt sein als nicht gelistete Unternehmen. Der Kapitalmarktdruck kann bei börsennotierten Unternehmen steuerlich beeinflusste Entscheidungen nivellieren. Es ist also denkbar, dass nicht börsennotierte Unternehmen auf die Steuerreform anders als börsennotierte Unternehmen reagieren.312 Die Schwächen der Studie Edwards et al. geben Anlass zur Frage, inwieweit der Umstellungseffekt tatsächlich nur auf die sechs größten Banken und Versicherer limitiert war. Anhand einer Untersuchung von Jahresabschlüssen deutscher Körperschaften wird gezeigt, dass die Steuerbefreiung von Beteiligungsveräußerungen auf Körperschaftsebene zu einem deutlich breiteren Effekt führte, als es die Ergebnisse Edwards et al. vermuten lassen. Die Untersuchung von Jahresabschlüssen bietet dabei gegenüber der Studie Edwards et al. folgende Vorteile. Zum einen kann die Analyse auch auf nicht börsennotierte Unternehmen ausgeweitet werden. Zum anderen werden damit die Nachteile einer Eventstudie am Aktienmarkt bewusst umgangen. Das Eventfenster wird mit dem Rückgriff auf Jahresabschlüsse weniger durch den Zeitpunkt des Bekanntwerdens der Reform als viel mehr durch den gesetzlich definierten Zeitpunkt des Inkrafttretens der Reform bestimmt. Ferner kann ein etwaiger Lock-in-Effekt bei einem solchen Untersuchungsdesign besser vom Kapitalisierungseffekt abgegrenzt werden. Dies ermöglicht, die Ursachen-Wirkungsbeziehung einer Veräußerungsgewinnbesteuerung in einen eindeutigen Zusammenhang zu bringen. Die Robustheit der Untersuchungsergebnisse wird durch einen Vergleich der Reaktion deutscher Körperschaften auf die Systemumstellung mit der von Personengesellschaften gewährleistet. Für Personengesellschaften ging die Systemumstellung anders als für Körperschaften nicht mit einer vollständigen Steuerbefreiung von Beteiligungsveräußerungen einher. Veräußerungen von im Betriebsvermögen einer Personengesellschaft gehaltenen Beteiligungen unterliegen seit 2002 dem Halbeinkünfteverfahren. Entsprechend unterscheiden sich die Reaktionsmuster von Körperschaften und Personengesellschaften. Ferner wird der Umstellungseffekt in Abhängigkeit der gehaltenen Beteiligungen modelliert, denn Körperschaften

311 312

Vgl. Yetman, R. J., Discussion (2004), S. 99-101. Siehe zum unterschiedlichen Verhalten börsennotierter und nicht börsennotierter Unternehmen auch Watrin, C., Pott, C., Ullmann, R., BOOK-TAX CONFORMITY (2008).

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V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

mit einem großen Beteiligungsumfang sind im besonderen Maße von der Systemumstellung betroffen. Der gemessene Effekt wird in einen direkten Zusammenhang mit Beteiligungsveräußerungen gebracht. Die Untersuchung beschränkt sich auf eine Analyse der Veräußerungsgewinnbesteuerung. Die zugleich mit dem Systemwechsel einhergehende geänderte Verlustbesteuerung wird nicht betrachtet.313 Wenn im Folgenden von der Systemumstellung gesprochen wird, so bezieht sich dies auf den Systemwechsel bei Beteiligungsveräußerungen und nicht auf die Reform der Unternehmensbesteuerung respektive des Körperschaftsteuerrechts im Allgemeinen. 2.

Forschungsfrage

In den bisherigen empirischen Studien zur Kapitalmarktwirkung einer Veräußerungsgewinnbesteuerung konnten grundsätzlich zwei verschiedene Effekte identifiziert werden, zum einem der Lock-in- und zum anderen der Kapitalisierungseffekt.314 Der steuerliche Lock-in-Effekt geht von einem negativen Wirkungszusammenhang der Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Transaktionstätigkeit aus. Bei einer Aufdeckung stiller Reserven wird die Vorteilhaftigkeit einer Veräußerung durch den damit eintretenden Besteuerungstatbestand negativ beeinflusst.315 Dies soll an einem Beispiel der Vorteilhaftigkeit einer Veräußerung einer Kapitalbeteiligung verdeutlicht werden. Es wird angenommen, dass PVH der erwartete Barwert der Cashflows ist, wenn die Kapitalbeteiligung gehalten wird, und CFV der Verkaufspreis ist, für den die Kapitalbeteiligung veräußert werden könnte. Der zu versteuernde Veräußerungsgewinn errechnet sich aus der Differenz zwischen dem Verkaufspreis CFV und dem Buchwert BW, zu dem die Beteiligung zuvor angeschafft wurde. Wenn der Veräußerungsgewinn zum Steuersatz s versteuert wird, ist es für den Investor so lange vorteilhaft die Beteiligung zu halten, solange gilt: ܸܲு ൐ ‫ܨܥ‬௏ െ ሺ‫ܨܥ‬௏ െ ‫ܹܤ‬ሻ ‫ ݏ כ‬. Durch Umformung ergibt sich daraus: ܸܲு ൐ ‫ܨܥ‬௏ ሺͳ െ ‫ݏ‬ሻ ൅ ‫ ݏ כ ܹܤ‬,

313

314 315

Vergangene empirische Studien dokumentieren unterschiedliche Reaktionen von Investoren auf Investmentverluste und -gewinne (siehe beispielsweise Barber, B. M. u.a., Realise Losses (2007), S. 423-447; Grinblatt, M., Keloharju, M., Investors Trade (2001), S. 589-616). Der Wirkungszusammenhang zwischen der Realisation von Verlusten und einer Veräußerungsgewinnbesteuerung mit der Möglichkeit der Absetzbarkeit von Verlusten wird daher ausgeklammert. Siehe Kapitel I. Vgl. Pöllath, R., Lock-in (2002), S. 1343.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

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woraus deutlich wird, dass der Lock-in-Effekt umso höher ausfällt, desto mehr stille Reserven in der Beteiligung verhaftet sind. Nimmt der Buchwert BW den Wert null an, so wird die Vorteilhaftigkeit maßgeblich durch den Steuersatz im Term (1 - s) bestimmt: ܸܲு ൗሺͳ െ ‫ݏ‬ሻ ൐ ‫ܨܥ‬௏ . Eine Veräußerung ist nur dann vorteilhaft, wenn die Veräußerungsgewinnsteuer durch den Veräußerungspreis gedeckt ist. Kommt es zu einer Freistellung von Veräußerungsgewinnen, so hebt sich dieser Lock-in-Effekt auf, sodass die Transaktionsaktivität am Markt positiv beeinflusst wird.316 Eine geänderte Transaktionsaktivität kann wiederum zu einer maßgeblichen Beeinflussung des Gleichgewichtspreises führen. Kurzfristig ist aufgrund des Mengeneffektes nach Aufhebung des Lock-in ein Preisdruck denkbar. Durch eine dauerhafte Änderung von Angebot und Nachfrage kann auch eine langfristige Gleichgewichtspreisänderung eintreten.317 Während der Lock-in-Effekt in erster Linie die Angebotsseite betrachtet, fokussiert der Kapitalisierungseffekt den Einfluss einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf der Nachfrageseite. Der Effekt postuliert die Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnsteuer im Kaufpreis des Investors. Käufer verlangen danach einen niedrigeren Kaufpreis als Kompensation für eine später zu zahlende Veräußerungsgewinnsteuer. Ein Wegfall der Veräußerungsgewinnbesteuerung führt einerseits zu einem steigenden Gleichgewichtspreis. Andererseits bedingt ein höherer Gleichgewichtspreis – in Abhängigkeit von dem konkreten Verlauf der Angebotsund Nachfragekurve – in einem sich daran anschließenden Effekt eine erhöhte Angebotsmenge.318 Beide Effekte, der Lock-in- und der Kapitalisierungseffekt wirken somit in entgegengesetzter Richtung. Welcher der beiden Effekte jedoch im Umfeld einer geänderten Veräußerungsgewinnbesteuerung dominiert, ist unklar. Grundsätzlich wird angenommen, dass der Lock-inEffekt zum Zeitpunkt des Inkrafttretens dominiert, wohingegen der Kapitalisierungseffekt bereits im Vorfeld mit der Bekanntgabe der Reform überwiegt.319 Die Körperschaftsteuersys316

317 318

319

Vgl. Edwards, C. H. u.a., Equity Market Response (2004), S. 76 f. Für ein Zahlenbeispiel zwischen den Handlungsalternativen Verkauf vs. Halten vor und nach der Körperschaftsteuersystemumstellung siehe Hillebrandt, F., Entflechtung der "Deutschland AG" (2001), S. 716. Für den Mehrperiodenfall siehe Auerbach, A. J., Capital gains taxation (1991), S. 167. Für eine Erweiterung im Mehrperiodenfall unter Berücksichtigung von Abschreibungen siehe auch Schneider, D., Investition (1992), S. 336 ff. Siehe Kapitel IV.B.1. Vgl. Kapitel IV.A.1 für eine stark vereinfachte Darstellung des Effektes. Dies unterstellt eine fallende Nachfragekurve. Siehe zur Diskussion dieser Annahme ebenfalls Kapitel IV.A.1. Siehe z. B. Studien von Ayers, B. C., Li, O. Z., Robinson, J. R., Taxpayer Relief Act of 1997 (2008), S. 77-100; Dai, Z. u.a., Capitalization or Lock-in (2008), S. 709-742.

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V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

temumstellung in 2002 kann grundsätzlich beide Effekte bedingen. In der vorliegenden Studie steht jedoch maßgeblich der Lock-in-Effekt im Mittelpunkt des Interesses. Die Untersuchung setzt an der Analyse von Jahresabschlüssen deutscher Körperschaften an. Dazu werden die in der GuV berichteten Gewinne aus Beteiligungsveräußerungen im Zeitablauf näher betrachtet. Wird der steuerliche Lock-in durch die Systemumstellung aufgehoben, so wird es mit dem Zeitpunkt des Inkrafttretens der Reform zu einem vermehrten und erhöhten Ausweis an Gewinnen aus Beteiligungsveräußerungen in der GuV kommen. Erst mit dem tatsächlichen Wegfall der Veräußerungsgewinnbesteuerung können die zuvor eingeschlossenen Buchgewinne steuerfrei gehoben werden.320 Sollte es im Jahr der Systemumstellung zu einem geänderten Ausweis an Gewinnen aus Beteiligungsveräußerungen in der GuV kommen, so wird dies maßgeblich durch den Wegfall des steuerlichen Lock-in bedingt sein. Der Kapitalisierungseffekt überwiegt annahmegemäß mit dem Bekanntwerden der Reform. Erste Informationen hierzu konkretisierten sich bereits 1999, also weit vor dem eigentlichen Inkrafttreten der Reform. Letztlich lassen sich aus den Überlegungen zum Wegfall des steuerlichen Lock-in drei wesentliche Einflussfaktoren für die Untersuchung ableiten. Erstens kommt es durch die Zunahme der Veräußerungsaktivitäten zu einem Mengeneffekt. Die Systemumstellung und die damit einhergehende Steuerfreistellung bewirken ein erhöhtes Transaktionsvolumen. Allein die Anzahl der in den entsprechenden GuV-Postionen berichteten Kapitalbeteiligungsveräußerungen wird durch die Systemumstellung annahmegemäß zunehmen. Zweitens wird es insbesondere bei denjenigen Beteiligungen zu einer erhöhten Transaktionstätigkeit kommen, bei denen hohe stille Reserven verhaftet sind. Denn die Steuerfreistellung bedingt gerade bei Kapitalgesellschaftsbeteiligungen mit hohen stillen Reserven eine deutliche Minderung des steuerlichen Lock-in-Effekts. Es werden also vermehrt relativ höhere stille Reserven aufgedeckt. Drittens kann die Steuerfreiheit von Veräußerungen von Kapitalgesellschaftsbeteiligungen zu einer maßgeblichen Beeinflussung des Gleichgewichtspreises führen. Kurzfristig ist ein Preisdruck aufgrund des Mengeneffektes denkbar. Durch eine dauerhafte Änderung von Angebot und Nachfrage kann zudem eine langfristige Gleichgewichtspreisänderung eintreten.321 Alle drei Effekte können sich in der GuV überlagern. Denn sowohl die Anzahl der berichteten Erträge aus Kapitalbeteiligungsabgängen als auch deren Höhe spiegeln sich in der GuV wieder. Ferner werden die Effekte auf Unternehmensebene durch das Ausmaß der gehaltenen Beteiligungen bestimmt sein. Bei Unternehmen mit umfangreichem Beteiligungsbesitz werden die Effekte im Durchschnitt stärker zum Tragen kommen, als dies bei 320

321

Zur Möglichkeit der zeitlichen Vorverlegung steuerfreier Veräußerungen in das Jahr 2001 vgl. Rödder, T., Wochinger, P., Veräußerungen (2001), S. 1256, 1260 f. Dies gilt in Ausnahmefällen und soll insoweit nicht weiter betrachtet werden. Siehe hierzu insbesondere die Simulationsergebnisse des Gleichgewichtsmodells Kleins in Kapitel III.E.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

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Unternehmen der Fall ist, die kaum Kapitalbeteiligungen halten. Für den Zeitpunkt der Systemumstellung, regelmäßig das Veranlagungsjahr 2002322, lassen sich daraus folgende Untersuchungsfragen konkretisieren. Untersuchungsfrage 1 (U1) Die Wahrscheinlichkeit, dass die GuV-Position mit Gewinnen aus Beteiligungsverkäufen im Jahr der Körperschaftsteuerumstellung 2002 berichtet wird, nimmt in Abhängigkeit vom Beteiligungsbesitz zu. Untersuchungsfrage 2 (U2) Die GuV Position mit Gewinnen aus Beteiligungsverkäufen wird im Veranlagungsjahr 2002 bei Körperschaften aufgrund der geänderten Veräußerungsgewinnbesteuerung in Abhängigkeit vom Beteiligungsbesitz höher ausfallen, als in den vorhergehenden Jahren. Tabelle 4: Untersuchungsfrage 1 und 2

Die gleichen Effekte können grundsätzlich auch über einen mittel- bis langfristigen Zeitraum zum Tragen kommen. Eine hohe Steuersensitivität könnte jedoch Steuerpflichtige dazu veranlassen, Beteiligungsveräußerungen vorzuziehen, sodass es nach einem einmaligen Eventeffekt mittelfristig zu einem kurzzeitigen Rückgang der Beteiligungsveräußerungen kommt.323 Auch Kiefer geht in seiner Modellsimulation zur Wirkung der Capital Gains Tax auf das Handelsverhalten zunächst von einem mittelfristig zurückgehenden Effekt aus, der sich erst langfristig wieder auf einem positiven Niveau stabilisiert.324 Gleichzeitig steht einer beliebigen Ausweitung des Untersuchungszeitraums zum einen die Begrenzung der Datenbasis entgegen. Zum anderen können in einem derart langen Untersuchungszeitraum die untersuchten Effekte durch diverse andere Effekte überlagert werden. Eine analoge Definition der Untersuchungsfragen wie für das Veranlagungsjahr 2002 lässt sich folglich für die fortfolgen-

322 323

324

Siehe hierzu die Diskussion in KapitelV.A.3.b)(1). Eilbott/Hersh verweisen auf die Möglichkeit, dass Investoren auf temporäre Steuersatzänderungen stärker reagieren als dies bei langfristigen Änderungen der Fall ist (vgl. Eilbott, P., Hersh, L., The Capital Gains Tax (1976), S. 27. Kiefer geht auf Basis seiner Simulation ebenfalls von einem sich mittelfristig abschwächenden Effekt aus (vgl. Kiefer, D. W., Lock-in Effect (1990), S. 75-94). Vgl. Kiefer, D. W., Lock-in Effect (1990), S. 75-94.

112

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

den Jahre nicht ohne Weiteres treffen. Hier ist die Wirkungsrichtung viel mehr unklar, sodass sich folgende offen formulierte Untersuchungsfragen ergeben.325 Untersuchungsfrage 3 (U3) Die Wahrscheinlichkeit, dass die GuV-Position mit Gewinnen aus Beteiligungsverkäufen nach der Körperschaftsteuerumstellung über das Jahr 2002 hinaus in Abhängigkeit vom Beteiligungsbesitz vermehrt berichtet wird, ist unklar. Analog zu U2 führt die Körperschaftsteuersystemumstellung grundsätzlich zwar zu einer erhöhten Veräußerungsaktivität, welche jedoch kurz- bis mittelfristig in den Jahren 2002 ff. durch den Einmaleffekt in 2002 beeinflusst sein kann. Untersuchungsfrage 4 (U4) Die Entwicklung der GuV-Position mit Gewinnen aus Beteiligungsverkäufen ist mittel- bis langfristig unklar. Grundsätzlich führt die Körperschaftsteuersystemumstellung zwar in Abhängigkeit vom Beteiligungsbesitz zu einer erhöhten Veräußerungsaktivität, welche jedoch kurz- bis mittelfristig in den Jahren 2002 fortfolgende durch den Einmaleffekt in 2002 beeinflusst sein kann. Tabelle 5: Untersuchungsfrage 3 und 4

325

Des Weiteren ist zu beachten, dass ab dem Veranlagungszeitraum 2004 die pauschalierende Abgeltungsregelung des § 8b Abs. 3 KStG greift. Zuvor war ein Abzug von Betriebsausgaben, die im Zusammenhang mit dem Veräußerungsgewinn nach § 8b Abs. 2 KStG stehen, aufgrund der Abzugsbeschränkung des § 3c Abs. 1 EStG nicht möglich. Im Gegenzug war der gesamte Veräußerungsgewinn steuerfrei gestellt. Ab 2004 gelten fünf Prozent des Veräußerungsgewinns als Betriebsausgabe. Gleichzeitig wurde die BetriebsausgabenAbzugsbeschränkung gestrichen. Unternehmen, die im Rahmen der Veräußerung geringere Betriebsausgaben als die fingierten fünf Prozent des Veräußerungsgewinns aufweisen, sind damit ab 2004 gegenüber der Vorregelung schlechter gestellt. Dies dürfte sich geringfügig nachteilig auf die Veräußerungsgewinnaktivitäten auswirken. Aufgrund der nur geringen Belastungswirkung ist von einem Effekt untergeordneter Größe auszugehen (Vgl. nachfolgendes Kapitel V.A.4.a) sowie für einen Überblick über die Besteuerung Kapitel 0), der an dieser Stelle nicht weiter Berücksichtigung finden soll.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

113

3.

Untersuchungsdesign

a)

Veräußerung von Kapitalgesellschaftsanteilen im handelsrechtlichen Jahresabschluss

(1)

Handelsrechtliche Jahresabschlüsse als geeignete Datenbasis

Die Untersuchung setzt an der Analyse von Unternehmensbilanzen deutscher Unternehmen in den Jahren unmittelbar vor und nach der Körperschaftsteuersystemumstellung an. Grundsätzlich ist eine Analyse sowohl der handelsrechtlichen Einzelabschlüsse als auch der Konzernbilanzen denkbar. Ein Rückgriff auf Konzernbilanzen ist gegenüber den Einzelbilanzen allerdings aus mehreren Gründen problembehaftet. Innerhalb einer Konzernbilanz können Geschäftsvorfälle deutscher Tochterunternehmen von denen ausländischer Töchter nicht abgegrenzt werden. Aufgrund der Ergebniskonsolidierung werden die Gewinne und Verluste inländischer und ausländischer Tochterunternehmen in der Konzern-GuV zusammengefasst dargestellt. Damit können sich beispielsweise Effekte aus einer geänderten Steuergesetzgebung im Ausland in der Konzern-GuV widerspiegeln. Eine Abgrenzung zur Körperschaftsteuersystemumstellung in Deutschland wäre nicht ohne Weiteres möglich. Gleichermaßen sind aufgrund der Konsolidierung ausländischer Tochterunternehmen andere Störeffekte vorstellbar. Hierbei ist z. B. zu nennen die Währungsumrechnung im Konzernabschluss, die bei starken Schwankungen der Wechselkurse in einem internationalen Konzern erhebliche Auswirkungen auf das Konzernergebnis haben kann.326 Die Konsolidierung von Tochterunternehmen im Konzernabschluss führt des Weiteren dazu, dass die Beteiligungsbuchwerte der Mutter an den Tochterunternehmen gegen das anteilige Eigenkapital der Tochterunternehmen verrechnet werden. Die Beteiligungen der Mutter an den Tochterunternehmen werden demzufolge im Konzernabschluss nicht mehr ausgewiesen, sodass der volle Umfang des Beteiligungsbesitzes der Mutter nicht anhand der Beteiligungsbuchwerte errechnet werden kann.327 Gleiches gilt insoweit für Gemeinschaftsunternehmen, falls diese unter Ausübung des nach IFRS und HGB gewährten Wahlrechts nach der Quotenkonsolidierung im Konzernabschluss berücksichtigt werden.328 Nur die übrigen Beteiligungen, die nicht unter Anwendung der Voll- oder Quotenkonsolidierung in die Konzernbi-

326 327

328

Vgl. Pellens, B., Internationale Rechnungslegung (2008), S. 656. Eine Ausnahme bilden hier zur Veräußerung gehaltene Tochterunternehmen im IFRS-Abschluss. Diese sind gem. IFRS 5 als zur Veräußerung gehaltene Vermögenswerte und Veräußerungsgruppen zu klassifizieren und in einem gesonderten Posten in der Bilanz auszuweisen. Für weitere Details zur Klassifizierung, Bewertung und zum Ausweis siehe Pellens, B., Internationale Rechnungslegung (2008), S. 830 ff. Nach US-GAAP ist in Abgrenzung dazu eine Quotenkonsolidierung nicht zulässig und die Equity-Methode anzuwenden (vgl. Erchinger, H., Melcher, W., Konvergenz (2008), S. 171).

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V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

lanz einbezogen werden, stehen mit ihren Beteiligungsbuchwerten in der Konzernbilanz.329 Die Untersuchungsfragen stellen aber gerade auf den Umfang des gehaltenen Beteiligungsbesitzes ab. Es wird angenommen, dass der zu untersuchende Effekt aus der Körperschaftsteuersystemumstellung durch diesen maßgeblich bestimmt wird. Aufgrund etwaiger Vollund Quotenkonsolidierungen im Konzernabschluss können Konzernmütter mit einem umfangreichen Beteiligungsbesitz nicht rückhaltlos von denen mit einem geringen Beteiligungsbesitz abgegrenzt werden.330 Des Weiteren sind bei einem Vergleich der Konzernabschlüsse im Zeitablauf, Änderungen in Bezug auf die zugrunde liegende Rechnungslegung zu berücksichtigen. Bei diversen Konzernabschlüssen hat sich in der Vergangenheit ein Wechsel vom HGB auf internationale Rechnungslegungsstandards (IFRS oder US-Gaap) vollzogen. Spätestens durch die sogenannte IAS-Verordnung sind kapitalmarktorientierte Unternehmen verpflichtet, für Geschäftsjahre nach dem 31.12.2004 Konzernabschlüsse nach IFRS vorzulegen. Für bestimmte Unternehmen, die beispielsweise aufgrund einer Listung in den USA nach US-Gaap bilanzieren, wird eine Übergangsregelung bis Ende 2006 gewährt.331 Während in 2000 nur 25% der Unternehmen im DAX, MDAX, SDAX und TecDAX ihren Abschluss nach IFRS veröffentlichten, betrug die Quote für das Berichtsjahr 2006 bereits 92,5%.332 Ein Wechsel der Rechnungslegung erschwert aber die intertemporale Vergleichbarkeit der Konzernabschlüsse.333 Nicht zuletzt sind bestimmte Veräußerungsgewinne aus Beteiligungsabgängen im HGB und den Internationalen Rechnungslegungsstandards in unterschiedlichen GuV-Positionen auszuweisen. Handelt es sich um außerordentliche Gewinne aus Beteiligungsveräußerungen, so sind diese nach HGB als außerordentlicher Ertrag zu verbuchen.334 In den IFRS entfällt nach dem

329

330

331 332 333

334

Vgl. ausführlich auch zur Unterscheidung von in der Konzernbilanz bilanzierten Beteiligungen nach der Equity-Methode und nach den Anschaffungskosten zu bilanzierenden Beteiligungen Baetge, J., Kirsch, H., Thiele, S., Konzernbilanzen (2004), S. 125 ff.. Letztlich würde die Darstellung des Umfangs des Beteiligungsbesitzes zum Großteil auf Beteiligungen an assoziierten Unternehmen und sonstigen Beteiligungen ohne maßgebliche Einflussmöglichkeit sowie ggf. auf Beteiligungen an Gemeinschaftsunternehmen begrenzt sein. Vgl. 45 Verordnung (EG) Nr. 1606/2002. Siehe auch Watrin, C., in: MünchKomm-IFRS, Rn. 49 ff. Vgl. Zwirner, C., Rezeption (2007), S. 600. Der Unterschied zwischen HGB- und IFRS-Abschlüssen wird durch eine Reihe empirischer Studien bestätigt. So beispielsweise Burger, A., Feldrappe, T., Ulbrich, P., Kennzahlen des Jahresabschlusses (2006), S. 134141; Burger, A. u.a., Umstellung der Rechnungslegung (2005), S. 1193-1200; Burger, A., Fröhlich, J., Ulbrich, P., Auswirkungen der Umstellung (2004), S. 353-366; Küting, K., Zwirner, C., Qantitativer Reinvermögenseffekte (2007), S. 142-154; Küting, K., Zwirner, C., Bilanzbild in Deutschland (2007), S. 92102; Leker, J., Mahlstedt, D., Kehrel, U., Rechnungslegungsumstellung (2008), S. 379-388; Müller, S., Reinke, J., IFRS-Erstanwendung (2008), S. 26-36; Weißenberger, B. E., Integrierte Rechnungslegung (2004), S. 72-77. Siehe hierzu im Detail Kapitel V.A.3.a)(3).

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

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IAS 1 (revised 2003) eine Unterscheidung nach ordentlichen und außerordentlichen Geschäftsvorfällen.335 Darüber hinaus ist der Konzernabschluss im Gegensatz zum handelsrechtlichen Einzelabschluss nach HGB nicht Anknüpfungspunkt für die steuerliche Gewinnermittlung. Eine Konzernbesteuerung mit dem Konzern als Steuersubjekt und dem Konzerneinkommen als Steuerobjekt ist im deutschen Steuerrecht nicht verankert. Auf nationaler Ebene kann zwar in bestimmten Fällen eine Organschaftsbesteuerung gemäß der §§ 14 ff. KStG sowie § 2 Abs. 2 S. 2 u. 3 GewStG zur Anwendung kommen, auf internationaler Ebene ist eine Installation jedoch nicht möglich.336 Zudem ist im Rahmen der deutschen Organschaftsbesteuerung nur eine positive und negative Ergebnisverrechnung vorgesehen. Eine Konsolidierung ähnlich der des HGBs findet nicht statt, sodass konzerninterne Transaktionen im Rahmen der Besteuerung nicht herausgerechnet und dem Prinzip der wirtschaftlichen Einheit entsprechend abgebildet werden.337 Maßgeblich für die steuerliche Gewinnermittlung ist allein der handelsrechtliche Einzelabschluss. Gewerbetreibende338, die nach Handelsrecht zur Buchführung verpflichtet sind339, haben ihren Gewinn nach § 5 Abs. 1 EStG zu ermitteln. Der Betriebsvermögensvergleich ist nach § 5 Abs. 1 S. 1 EStG auf Basis der handelsrechtlichen Grundsätze ordnungsmäßiger Buchführung durchzuführen. Steuerliche Wahlrechte sind nach § 5 Abs. 1 S. 2 EStG in Übereinstimmung mit den handelsrechtlichen Wahlrechten auszuüben. Der Gesetzgeber hat damit für die steuerliche Gewinnermittlung nach § 5 Abs. 1 EStG sowohl die materielle als auch formelle Maßgeblichkeit im Steuerrecht festgesetzt. Nach der materiellen Maßgeblichkeit sind die handelsrechtlichen GoB zu beachten. Dies betrifft insbesondere die formellen Anforderungen an die laufende Buchführung, die äußere Form des Jahresabschlusses sowie dessen materiellen Inhalt.340 Die formelle Maßgeblichkeit, auch umgekehrte Maßgeblichkeit genannt, beschreibt hingegen, dass steuerliche Ansatz- und Bewertungswahlrechte im Ein-

335

336 337

338 339 340

Vgl. Pellens, B., Internationale Rechnungslegung (2008), S. 200. Zur Vergleichbarkeit von außerordentlichen Posten und Extrordinary Items vor deren Wegfall siehe Dexheimer, S., Gewinngliederungsgrundsätze (2002), S. 457. Vgl. für einen Überblick Schaumburg, H., in: Herzig, Organschaft, 419 ff. Vgl. Herzig, N., in: Herzig, Organschaft, S: 27 f. Anders in den USA und den Niederlanden, wo konzerninterne Transaktionen Berücksichtigung finden. Vgl. Watrin, C., Sievert, E., Strohm, C., Konzernbesteuerung (2004), S. 7 f. Als Gewerbetreibende gilt derjenige, der Einkünfte aus Gewerbebetrieb i. S. d. § 15 EStG bezieht. Vgl. hierzu ausführlich Bieg, H., in: Beck HdR, A 100 Rz. 2 ff. Vgl. Weber-Grellet, H., in: Schmidt, § 5 EStG Rz. 29. Strittig ist der Umfang des Verweises in § 5 Abs. 1 S. 1 EStG. Zum einen wird nur ein Bezug auf die GoB i. e. S. (vgl. Weber-Grellet, H., in: Schmidt, § 5 EStG Rz. 28; Winkler, H., Golücke, M., Teilwertabschreibung (2003), S. 2602), zum anderen ein Bezug auf die GoB inklusive deren begrifflichen Konkretisierungen gesehen (vgl. Hey, J., in: Tipke/Lang, § 17 Rz. 61).

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V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

klang mit der Handelsbilanz für den Ansatz dem Grunde nach als auch für den Ansatz der Höhe nach zu wählen sind.341 Der ergebniswirksame Abgang einer zuvor im Konzernabschluss konsolidierten Beteiligung korrespondiert regelmäßig nicht mit dem Abgangserfolg im Einzelabschluss. Denn der abgehende Buchwert der veräußerten Anteile im Einzelabschluss des Mutterunternehmens entspricht zum Zeitpunkt der Endkonsolidierung häufig nicht dem Wert der abgehenden Vermögenswerte und Schulden im Konzernabschluss. Während nach HGB die Beteiligungen im Einzelabschluss zu ihren fortgeführten Anschaffungs- und Herstellungskosten bilanziert werden, unterliegen die Anteile im Konzernabschluss einer Kapitalkonsolidierung. Die Konsolidierung hat zur Folge, dass in Abgrenzung zum Einzelabschluss eine unterschiedliche Periodisierung von Aufwendungen und Erträgen erfolgt. Infolgedessen führt der unterschiedliche Abgangswert der Beteiligungen regelmäßig zu voneinander abweichenden Buchgewinnen im Einzel- und Konzernabschluss.342 Die Unterschiede zum steuerlich maßgeblichen Einzelabschluss nach HGB werden überdies durch unterschiedliche Bilanzierungs- und Bewertungsvorschriften in den internationalen Rechnungslegungsstandards verstärkt. Dies gilt im Übrigen nicht nur für einen Vergleich des handelsrechtlichen Einzelabschlusses mit einem Konzernabschluss. Auch bei einem Vergleich von Einzelabschlüssen nach HGB und IFRS kommen diese Unterschiede zum Tragen. So eröffnen die IAS 16 für das Sachanlagevermögen und die IAS 39 für das Finanzanlagevermögen die Möglichkeit einer Folgebewertung zu Zeitwerten. Im HGB gilt dagegen grundsätzlich die Anschaffungskostenrestriktion.343 Die Untersuchung beschränkt sich aufgrund der genannten Problemfelder auf eine Analyse handelsrechtlicher Einzelabschlüsse deutscher Körperschaften. Konzernabschlüsse werden nicht in der Untersuchung betrachtet. Im Übrigen hat eine Analyse von Konzernabschlüssen deutscher Unternehmen keine signifikanten Ergebnisse im Hinblick auf die Untersuchungs-

341

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Vgl. Hey, J., in: Tipke/Lang, § 17 Rz. 83; Scheffler, W., Steuerbilanz (2007), S. 21; Weber-Grellet, H., in: Schmidt, § 5 EStG Rz. 40. Zur Abgrenzung der Begrifflichkeiten umgekehrte und formelle Maßgeblichkeit vgl. Scheffler, W., Steuerbilanz (2007), S. 23 ff.. Zu den geplanten Änderungen durch den Referentenentwurf zum Gesetz zur Modernisierung des Bilanzrechts (Bilanzrechtsmodernisierungsgesetz - BilMoG) und der damit zusammenhängenden Änderung der Maßgeblichkeit vgl. Dörfler, O., Adrian, G., Steuerliche Auswirkungen BilMoG (2008), S. 44-49; Herzig, N., Modernisierung des Bilanzrechts (2008), S. 1-10. Der Zeitplan sieht eine Anwendung der neuen Regelungen größtenteils ab 2009 vor, sodass sich keine Auswirkungen für die Untersuchung ergeben. Vgl. Watrin, C., Hoehne, F., Lammert, J., in: MünchKomm-IFRS, Rn. 258 sowie Baetge, J., Kirsch, H., Thiele, S., Konzernbilanzen (2004), S. 457; Förschle, G., Deubert, M., in: Beck Bil-Komm., Rn. 240; Herrmann, D., Änderung von Beteiligungsverhältnissen (1994), S. 103 ff. u. 228 f. . Vgl. Baetge, J., Kirsch, H., Thiele, S., Bilanzen (2007), S. 321 ff., 351 ff.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

117

fragen hervorgebracht.344 Genauso werden Einzelabschlüsse nach IFRS in der Untersuchung nicht betrachtet. Neben der fehlenden Maßgeblichkeit für die steuerliche Gewinnermittlung ist deren Einbezug allein angesichts ihrer begrenzten Verfügbarkeit in der verwendeten Datenbank Dafne limitiert.345 (2)

Abgrenzung von Beteiligungen des Anlage- und Umlaufvermögens

Als Untersuchungsgegenstand für die Messung der Steuerwirkung einer veränderten Veräußerungsgewinnbesteuerung auf Kapitalgesellschaftsanteilen sind prinzipiell sowohl Kapitalbeteiligungen des Umlauf- als auch des Anlagevermögens denkbar. Aus den unterschiedlichen Merkmalen der im Anlage- und im Umlaufvermögen bilanzierten Kapitalbeteiligungen können Schlüsse für ihre ungleiche Untersuchungsrelevanz gezogen werden. In Abgrenzung zum Umlaufvermögen sind nach § 247 Abs. 2 HGB Vermögensgegenstände nur dann im Anlagevermögen auszuweisen, wenn sie dazu bestimmt sind, dem Geschäftsbetrieb dauerhaft zu dienen. Da bei Kapitalbeteiligungen die wirtschaftliche Zweckbestimmung, dem Geschäftsbetrieb zu dienen, nur mittelbar vorliegen kann, ist für die Zuordnung zum Anlagevermögen allein das Kriterium der Haltedauer entscheidend.346 Während bei Ausleihungen die Qualifikation als Anlage- oder Umlaufvermögen üblicherweise anhand der Laufzeit vorgenommen wird, ist dieses Abgrenzungskriterium bei Kapitalbeteiligungen jedoch gemeinhin nicht möglich. In aller Regel wird es bei Kapitalbeteiligungen an einer konkret vereinbarten Laufzeit fehlen. Stattdessen sind auf die subjektiven Motive des Bilanzierenden abzustellen.347 Von der Zweckbestimmung der Dauerhaftigkeit ist auszugehen, wenn die Erzielung nachhaltiger Finanzerträge, steuerliche oder risikopolitische Gesichtspunkte oder längerfristige Geschäftsverbindungen im Vordergrund der Kapitalbeteiligung stehen.348 Die nur vorübergehende Anlage liquider Mittel oder der Erwerb von Kapitalbeteiligungen in der Absicht, diese jederzeit bei Bedarf zu veräußern, erfüllt nicht die Voraussetzung der

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Die relevanten Untersuchungsvariablen waren auf einem Signifikanzniveau von 10% insignifikant. Die Untersuchungsvariable zur Prüfung des Eventeffektes in Abhängigkeit vom Beteiligungsumfang nahm ein tWert von 1,54 an. Das Untersuchungsdesign lehnte sich an dem der Analyse der Einzelabschlüsse an. Untersucht wurden die sonstigen betrieblichen Erträge und das außerordentliche Ergebnis von in Osiris verfügbaren Konzernabschlüssen deutscher Unternehmen. Eine alleinige Analyse der außerordentlichen Erträge war aufgrund der gegebenen Begrenzung der Datenbank nicht möglich. In Osiris wurde nur das außerordentliche Ergebnis als Summengröße bereitgestellt, nicht aber eine gesonderte Position außerordentliche Erträge (gleiches gilt für gesonderte Ausweisposten nach IAS 1.87, diese konnten nicht gesondert abgerufen werden). Zur Abbildung des Beteiligungsumfanges wurde auf die in den Konzernabschlüssen ausgewiesenen Beteiligungsbuchwerte zurückgegriffen. Nur 56 Einzelabschlüsse nach IAS sind in der verwendeten Datenbank Dafne verfügbar. Vgl. Baetge, J., Kirsch, H., Thiele, S., Bilanzen (2007), S. 294; Hachmeister, D., in: HdJ, Abt. II|3 Rn. 12; Hoyos, M., Huber, F., in: Beck Bil-Komm., § 247 HGB Rz. 356. Vgl. Hoyos, M., Huber, F., in: Beck Bil-Komm., § 247 Rz. 357. Vgl. Hachmeister, D., in: HdJ, Abt. II|3 Rz. 12; Scheffler, E., in: Beck HdR, B 213 Rz. 1

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V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Dauerhaftigkeit und damit der Bilanzierung im Anlagevermögen.349 Die subjektive Zweckwidmung als dauerhafte bzw. langfristige Anlage ist nach außen hin nachvollziehbar zu fundieren. Letztlich bleibt dem Bilanzierenden in Zweifelsfällen ein gewisser Ermessensspielraum, sodass der Bilanzierung im Anlagevermögen nur indizielle Bedeutung beigemessen werden kann.350 Infolge fehlender steuerrechtlicher Spezialregelungen ist die handelsrechtliche Abgrenzung uneingeschränkt ebenfalls für die Steuerbilanz maßgebend.351 Kommt es am Bilanzstichtag zu einer Änderung der Zweckbestimmung, ist eine Umgliederung von Kapitalbeteiligungen vom Anlage- in das Umlaufvermögen et vice versa denkbar. Sollen jedoch Kapitalbeteiligungen des Anlagevermögens kurzfristig veräußert werden, so kommt es zu einer Beendigung aber nicht zu einer Änderung der Zweckbestimmung. Die Anteile bleiben daher weiterhin Vermögensgegenstände des Anlagevermögens.352 Das Kriterium der Dauerhaftigkeit verdeutlicht die übergeordnete Untersuchungsrelevanz von Veräußerungen der zuvor im Anlagevermögen gehaltenen Kapitalbeteiligungen. Wird vom Sonderfall der Wertminderung und den damit zusammenhängenden handels- und steuerrechtlichen Bewertungsvorschriften abstrahiert353, ist aufgrund der gegenüber dem Umlaufvermögen regelmäßig längeren Haltedauer davon auszugehen, dass bei einer Veräußerung im Anlagevermögen deutlich höhere Buchgewinne zum Tragen kommen. Denn wird von einer Wertsteigerung der Kapitalbeteiligungen im Zeitablauf ausgegangen, sind die dort über die Haltedauer angesammelten und aufgrund der Anschaffungskostenrestriktion verhafteten stillen Reserven erst bei einer späteren Veräußerung erfolgswirksam aufzudecken. Der Effekt der Körperschaftsteuersystemumstellung dürfte sich damit bei den Kapitalbeteiligungen des Anlagevermögens deutlich besser ablesen lassen als bei denen des Umlaufvermögens. Im Folgenden soll daher der Fokus auf die bilanzielle Abbildung von Kapitalbeteiligungen des Anlagevermögens gelegt werden. Für den Ausweisort von Kapitalbeteiligungen im Anlagevermögen sieht das HGB eine Differenzierung nach der Fungibilität vor.354 Grundsätzlich wäre eine differenzierte Betrachtung der Kapitalbeteiligungen des Anlagevermögens in der Untersuchung denkbar. Dies ist jedoch aus zwei Gründen problematisch.

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Vgl. Hachmeister, D., in: HdJ, Abt. II|3 Rn. 12 u. 13. Vgl. ADS (1994), S. § 247 HGB Rz. 113; Winnefeld, R., Bilanz-Handbuch (2002), S. Kap. D Rz. 522. S. BFH v. 02.02.1990 - III R 165-85, BStBl II 1990, 706; BFH v. 23.05.1990 - III R 192-85, BFH-NV 1990, 734. Siehe auch gleichlautende Definition in R 6.1 Abs. 1 EStR. Vgl.; Hoyos, M., Huber, F., in: Beck Bil-Komm., § 247 HGB Rz. 361; Scheffler, E., in: Beck HdR, B 213 Rz. 3. Vgl. für Wertberichtigungen im Finanzanlagevermögen nach HGB und Steuerrecht statt vieler Hachmeister, D., in: HdJ, Abt. II|3 Rn. 461 ff. Vgl. Winnefeld, R., Bilanz-Handbuch (2002), S. Kap. F, Rz. 235.

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Erstens spielt für die Zuordnung zu den einzelnen Posten das Kriterium der Dauerhaftigkeit keine entscheidende Rolle. Sowohl Beteiligungen i. S. d. § 271 Abs. 1 HGB als auch Wertpapiere des Anlagevermögens können einer dauernden bzw. längerfristigen Zweckbestimmung dienen. Geht man in der Gesamtheit in erster Linie bei Kapitalanlagen mit einer langen Haltedauer von hohen stillen Reserven aus, so erscheint eine weitere Differenzierung für die Untersuchung irrelevant. Gleichwohl ist einschränkend einzuwenden, dass die Untergliederung in Abhängigkeit der Fungibilität erfolgt. Wertpapiere können im Vergleich zu Beteiligungen an verbundenen Unternehmen aufgrund ihrer höheren Fungibilität in der Regel schneller abgestoßen werden. Gegenüber der Zweckbestimmung der dauernden bzw. längerfristigen Anlage ist der Fungibilität allerdings ein geringerer Stellenwert beizumessen. Zweitens kommen Erleichterungen für eine Reihe an Unternehmen zum Tragen, die eine weitere differenzierte Betrachtung des Finanzanlagevermögens nicht erlauben. Die handelsrechtlichen Gliederungsvorschriften für das Finanzanlagevermögen fallen unter die ergänzenden Vorschriften für Kapitalgesellschaften sowie bestimmten Personenhandelsgesellschaften.355 Eine Untergliederung des Finanzanlagevermögens ist für andere Kaufleute und Gesellschaften nicht zwingend vorgeschrieben. Zwar gilt dies grundsätzlich auch für das gesamte Anlagevermögen, denn § 247 Abs. 1 HGB fordert zunächst im 1. Halbsatz nur, dass das Anlagevermögen auszuweisen ist. Zugleich wird aber im 2. Halbsatz das Gebot einer hinreichenden Aufgliederung vorgegeben. Nach herrschender Meinung betrifft dies auch einen gesonderten Ausweis des Finanzanlagevermögens, soweit dem nicht dessen relative Unbedeutsamkeit entgegensteht.356 Eine weitere Differenzierung des Finanzanlagevermögens ist dann erforderlich, wenn dies aus Gründen der Bilanzklarheit von wesentlicher Bedeutung ist.357 Es ist jedoch zu bedenken, dass von einer weiteren Untergliederung kleine Kapitalgesellschaften gemäß § 267 Abs. 1 HGB ausgenommen sind. Eine analoge Anwendung dieser Vorschrift bei Einzelkaufleuten und Personengesellschaften wird in der Literatur

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Hierunter fallen insbesondere Personengesellschaften, bei denen nicht wenigstens ein persönlich haftender Gesellschafter eine natürliche Person oder eine Personengesellschaft mit einer natürlichen Person als persönlich haftender Gesellschafter ist oder sich die Verbindung von Gesellschaften dieser Art fortsetzt (§ 264a Abs. 1 HGB). Vgl. ADS (1994), S. § 247 HGB Rz. 40; Baetge, J., Fey, D., Fey, G., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 243 HG Rz. 55; Breithaupt, J., in: Baetge/Kirsch/Thiele, Bilanzrecht, § 247 HGB Rz. 36; Castan, E., in: Beck HdR, B 200 Rz. 24 f.; Ellrott, H., Krämer, A., in: Beck Bil-Komm., § 247 HGB Rz. 5; Hütten, C., Lorson, P., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 247 HGB Rz. 18; IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. E Rz. 459 ff.. ADS (1994), S. § 247 HGB Rz. 40 und Winnefeld, R., Bilanz-Handbuch (2002), S. Kap. F Rz. 89 weisen ferner auf die freiwillige Anwendung des Normalgliederungsschemas in der Praxis hin. Dies entspricht im Regelfall der Auffassung des IDW (IDW, Rechnungslegung bei Personenhandelsgesellschaften (2002), S. 1262). Vgl. ADS (1994), S. § 247 HGB Rz. 42; Hütten, C., Lorson, P., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 247 HGB Rz. 20.

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überwiegend als zulässig angesehen.358 Bei einer differenzierten Betrachtung der Kapitalanlagen innerhalb des Finanzanlagevermögens blieben kleine Unternehmen damit von der Untersuchung ausgeschlossen, soweit sie der weiteren Untergliederung nicht freiwillig folgen. Eine weitere differenzierte Betrachtung des Finanzanlagevermögens wird daher im Rahmen der Untersuchung nicht verfolgt. (3)

Kapitalbeteiligungsveräußerungen in der GuV

Als Ausweisort für Buchgewinne aus der Veräußerung von Kapitalbeteiligungen stehen in der Literatur verschiedene Posten in der GuV zur Diskussion. Zu unterscheiden sind außerordentliche sowie die gewöhnliche Geschäftstätigkeit umfassende Kapitalbeteiligungsveräußerungen.359 Abgänge außerordentlicher Art sind gemäß § 277 Abs. 4 S. 1 HGB in der GuV gesondert auszuweisen. Buchgewinne, die außerhalb der gewöhnlichen Geschäftstätigkeit liegen, fallen danach unter den Posten „Außerordentlicher Ertrag“ gemäß § 275 Abs. 2 Nr. 15 bzw. Abs. 3 Nr. 14 HGB. Soweit für die Beurteilung der Ertragslage nicht von untergeordneter Bedeutung ist der Posten gemäß § 277 Abs. 4 S. 2 HGB zudem im Anhang näher zu erläutern. Was als außerordentlicher Ertragsposten einzustufen ist, wird in der Literatur kontrovers diskutiert. Eine gesetzliche Konkretisierung der außerordentlichen Posten bzw. der außerhalb der gewöhnlichen Geschäftstätigkeit liegenden Geschäftsvorfälle fehlt im HGB. Die in § 277 Abs. 4 S. 1 HGB verwandte Umschreibung außerordentlicher Geschäftsvorfälle stellt auf außerhalb der gewöhnlichen Geschäftstätigkeit liegende Ereignisse ab. Der dem § 277 Abs. 4 HGB zugrunde liegende Art. 29 der 4. EG-Richtlinie spricht anstelle einer gewöhnlichen von einer normalen Geschäftstätigkeit. Zur weiteren Auslegung des Begriffs der Außerordentlichkeit wird in der Literatur z. T. auf die im angelsächsischen Raum entwickelten Grundsätze zurückgegriffen. Als deren maßgeblichen Kriterien lassen sich die Außergewöhnlichkeit, Seltenheit und materielle Gewichtigkeit herausstellen.360 Deren vorbehaltlose Übertragung auf das deutsche Bilanzrecht wird vielfach kritisch gesehen, da sie zu einer zu engen Auslegung des Gesetzestextes führen würde.

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Vgl. Baetge, J., Fey, D., Fey, G., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 243 HGB Rz. 55; Biener, H., Bilanzrichtlinien-Gesetz (1986), S. 72 f.; Hütten, C., Lorson, P., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 247 HGB Rz. 13; Kleindiek, D., in: Großkomm. HGB, § 247 Rz. 8. Für die steuerliche Gewinnermittlung ist die handelsrechtliche Deklaration als sonstiger betrieblicher Ertrag, Ertrag des Finanzergebnisses oder außerordentlicher Ertrag unerheblich. Steuerlich kommt es nur auf das Ergebnis an, eine steuerliche GuV gibt es nicht. Das handelsrechtliche Ergebnis wird mittels einer Mehroder Weniger-Rechnung in das steuerliche übergeleitet (vgl. Castan, E., in: Beck HdR, B 300 Rz. 6; Winnefeld, R., Bilanz-Handbuch (2002), S. Kap. G Rz. 7). Vgl. ADS (1994), S. § 277 HGB Rz. 79 f. ; Federmann, R., Außerordentliche Erträge und Aufwendungen (1987), S. 1071 f. ; Förschle, G., in: Beck Bil-Komm., § 275 HGB Rz. 219 f. ; Isele, H., Urner-Hemmeter, S., Paffrath, E., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 277 HGB Rz. 12 ff. ; Lachnit, L., Ammann, H., in: Bonner Handbuch Rechnungslegung, § 277 HGB Rz. 33 ff.

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Insbesondere das Kriterium der Wesentlichkeit in Form der materiellen Gewichtigkeit wird überwiegend abgelehnt. Danach kann aus § 277 Abs. 4 S. 2 HGB geschlussfolgert werden, dass sämtliche außerordentlichen Erträge unter dem außerordentlichen Ertragsposten auszuweisen sind, denn Beträge von nicht untergeordneter Bedeutung sind zusätzlich im Anhang zu erläutern. Implizit wird davon ausgegangen, dass auch unwesentliche Beträge unter dem Posten ausgewiesen werden.361 Gleichwohl kann in der Praxis davon ausgegangen werden, dass mehrheitlich nur wesentliche Geschäftsvorfälle von bedeutendem materiellen Gewicht als außerordentlicher Ertrag ausgewiesen werden. Unwesentliche Beträge werden im Alltagsgeschehen in der Buchhaltung höchstwahrscheinlich kaum erkannt.362 Nahezu einhellig wird dagegen das Kriterium der Außergewöhnlichkeit für das deutsche Bilanzrecht als relevant angesehen. Wesentliche Unterschiede lassen sich in der Literatur weitestgehend nur in der begrifflichen Umschreibung des Kriteriums ausmachen. So weisen Isele/Urner-Hemmeter/Paffrath zutreffend darauf hin, dass der Begriff der Außer- bzw. Ungewöhnlichkeit sprachlich irreführend ist. Es ist letztlich eine Substantivierung des Gesetzeswortlautes, dessen Abgrenzbarkeit im konkreten Fall fraglich erscheint.363 Stattdessen wird in Teilen der Literatur die Abgrenzung mittels der Begrifflichkeit des typischen bzw. untypischen Geschäftsvorfalls vorgenommen.364 Da sich im gewöhnlichen Geschäftsverkehr zugleich typische und untypische Geschäftsvorfälle ereignen können, ist fernerhin auf das Abgrenzungskriterium der Unregelmäßigkeit bzw. Seltenheit abzustellen. Erst wenn beide Kriterien zusammen erfüllt sind, liegt ein außerordentlicher Geschäftsvorfall vor.365 Unregelmäßig bzw. selten ist dabei vom Merkmal der Aperiodizität abzugrenzen. In den außerordentlichen Erträgen können sowohl periodenfremde als auch nicht periodenfremde Erträ361

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Vgl. Federmann, R., Außerordentliche Erträge und Aufwendungen (1987), S. 1072; Förschle, G., in: Beck BilKomm., § 275 HGB Rz. 220; Hüttemann, R., in: Großkomm. HGB, § 277 Rz. 23; Isele, H., Urner-Hemmeter, S., Paffrath, E., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 277 HGB Rz. 116 Kirsch, H., Siefke, K., in: Baetge/Kirsch/Thiele, Bilanzrecht, § 277 HGB Rz. 82. Vgl. Isele, H., Urner-Hemmeter, S., Paffrath, E., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, " 277 HGB Rz. 116; ebenso Lachnit, L., Ammann, H., in: Bonner Handbuch Rechnungslegung, § 277 HGB Rz. 36. Vgl. Isele, H., Urner-Hemmeter, S., Paffrath, E., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 277 HGB Rz. 117. Vgl. Isele, H., Urner-Hemmeter, S., Paffrath, E., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 277 HGB Rz. 117; Kirsch, H., Siefke, K., in: Baetge/Kirsch/Thiele, Bilanzrecht, § 277 HGB Rz. 84. Eine hiervon wesentlich abweichende Auffassung vertritt Großfeld, B., Leffson, U., 68 ff. , wonach auf das Kriterium der Planmäßigkeit abzustellen ist. Vgl. IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. F Rz. 393; Förschle, G., in: Beck Bil-Komm., § 275 HGB Rz. 221; Isele, H., Urner-Hemmeter, S., Paffrath, E., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 277 HGB Rz. 117; Kirsch, H., Siefke, K., in: Baetge/Kirsch/Thiele, Bilanzrecht, § 277 HGB Rz. 84; Lachnit, L., Ammann, H., in: Bonner Handbuch Rechnungslegung, § 277 HGB Rz. 35. A. A. Hüttemann, R., in: Großkomm. HGB, § 277 Rz. 25 f. der die Seltenheit als ausschlaggebendes Merkmal ansieht. Danach liegt bereits ein außergewöhnlicher Geschäftsvorfall vor, wenn er selten bzw. unregelmäßig auftritt. Auf das sachliche Merkmal des ungewöhnlichen Geschäftsvorfalls wird entgegen der überwiegenden Auffassung verzichtet.

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V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

ge enthalten sein.366 Genauso wie bei Beträgen von nicht nur untergeordneter Bedeutung wird in § 277 Abs. 4 S. 3 HGB auch für Erträge aus anderen Geschäftsjahren eine gesonderte Erläuterung im Anhang verlangt. Der Gesetzgeber geht hier implizit davon aus, dass auch nicht periodenfremde Erträge zu den außerordentlichen Erträgen gerechnet werden. So hieß es bereits in der Begründung zum Regierungsentwurf hinsichtlich des Postens „Außerordentliche Erträge“, dass aperiodische Erträge nicht zu den außerordentlichen Erträgen gehören, es sei denn, sie sind außerhalb der gewöhnlichen Geschäftstätigkeit angefallen.367 Bei der Beurteilung, ob ein Geschäftsvorfall als untypisch und selten einzustufen ist, ist nach einmütiger Auffassung auf die spezifischen Umstände des jeweiligen Unternehmens abzustellen. Die Besonderheiten und tatsächlichen Umstände können bei einem Unternehmen dazu führen, dass ein Geschäftsvorfall als außerordentlich einzustufen ist, wohingegen bei einem anderen Unternehmen dies in die gewöhnliche Geschäftstätigkeit fällt.368 Welche Geschäftsvorfälle als außerordentlich gelten, kann somit allgemeingültig nicht definiert werden. Prinzipiell ist der Abgang von Kapitalbeteiligungen des Finanzanlagevermögens untypisch. Ob der Abgang jedoch als außerordentlicher Geschäftsvorfall einzustufen ist, hängt im Einzelfall vom Kriterium der Regelmäßigkeit ab. Nur untypische und unregelmäßige Abgänge können als außerordentlich eingestuft werden. Im Einzelfall kann der Abgang einer Kapitalbeteiligung des Anlagevermögens für die Geschäftstätigkeit eines Unternehmens ein untypischer aber regelmäßiger oder ein untypischer und unregelmäßiger Vorgang darstellen. Während bei einem Mischkonzern mit regelmäßigen Beteiligungsabgängen kein außerordentlicher Ertrag vorliegt, könnte dieser wiederum bei einem anderen Konzern aufgrund seltener Abgänge gegeben sein. 369 Gleichfalls wird in der Literatur oftmals zusätzlich einschränkend das Vorliegen von „bedeutenden Beteiligungen“370 bzw. „Beteiligungen, die einen Geschäftszweig darstellen“371 ge366

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Vgl. Federmann, R., Außerordentliche Erträge und Aufwendungen (1987), S. 1073; IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. F Rz. 394. Vgl. Anmerkung zu § 256 HGB-E BT-Drs. 10/317, 86. Vgl. ADS (1994), S. § 277 HGB Rz. 81; Kirsch, H., Siefke, K., in: Baetge/Kirsch/Thiele, Bilanzrecht; Bohl, W., Jahresabschluß nach neuem Recht (1986), S. 35 f. ; Förschle, G., in: Beck Bil-Komm., § 275 HGB Rz. 217; Kirsch, H., Siefke, K., in: Baetge/Kirsch/Thiele, Bilanzrecht, § 277 HGB Rz. 85. Vgl. Isele, H., Urner-Hemmeter, S., Paffrath, E., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 277 HGB Rz. 127. Ebenfalls grundsätzlich den Abgang von Beteiligungen des Finanzanlagevermögens als außerordentlicher Geschäftsvorfall bejahend u. a. ADS (1994), S. § 277 HGB Rz. 80; Förschle, G., in: Beck Bil-Komm., § 275 HGB Rz. 222; IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. F Rz. 393; Kirsch, H., Siefke, K., in: Baetge/Kirsch/Thiele, Bilanzrecht, § 277 HGB Rz. 86. Ein Hinweis darauf, dass zudem eine Abgrenzung in der Praxis nicht einheitlich erfolgt gibt Lachnit, L., in: Bonner Handbuch Rechnungslegung, § 275 HGB Rz. 10.1 f. , der zugleich eine Tendenz feststellt, dass Sondereinflüsse in der GuV asymmetrisch behandelt werden. Sondereinfluss-Erträge werden gerne als gewöhnliche Geschäftstätigkeit in der GuV deklariert, Sondereinfluss-Aufwendungen hingegen als außerordentlicher Geschäftsvorfall. Dazu siehe auch die empirische Erhebung von Marx, T., Ökonomische Analyse des Rechts (1995), S. 478. Vgl. ADS (1994), S. § 277 Rz. 80; Förschle, G., in: Beck Bil-Komm., § 275 HGB Rz. 222.

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fordert. Ob hierunter auch Wertpapiere des Finanzanlagevermögens aufgrund des relativ geringen Beteiligungsumfanges fallen, ist fraglich. Sofern hierdurch indes ein Jahresfehlbetrag vermieden oder eine Gewinnausschüttung ermöglicht werden soll372 oder aber der Abgangserfolg nach Art und Bedeutung für das einzelne Unternehmen als außerordentlich einzustufen ist373, kann hierbei ein außerordentlicher Ertrag vorliegen. Zudem ist in diesem Zusammenhang auf die Diskussion zum Kriterium der materiellen Gewichtigkeit zu verweisen. Soweit unter „bedeutend“ eine Beteiligung von materiellem Gewicht verstanden wird, ist diese weitere Einschränkung abzulehnen. Die Einzelfallabhängigkeit der Beurteilung eines Geschäftsvorfalls als außerordentlich oder aber gewöhnlich lassen eine alleinige Betrachtung der außerordentlichen Erträge innerhalb der Untersuchung grundsätzlich als zu eng erscheinen. Fallen Kapitalbeteiligungsveräußerungen des Anlagevermögens regelmäßig in die Geschäftstätigkeit eines Unternehmens wird kein außerordentlicher Ertrag vorliegen. Indes könnte die Umstellung des Körperschaftsteuersystems auch in diesen Fällen eine erhöhte Veräußerungsaktivität bedingen, die aber bei einer alleinigen Betrachtung der außerordentlichen Erträge unberücksichtigt bliebe. Im Folgenden sollen daher zusätzlich Kapitalbeteiligungsveräußerungen der gewöhnlichen Geschäftstätigkeit näher betrachtet werden. Fallen Erträgen aus Kapitalbeteiligungsveräußerungen in die gewöhnliche Geschäftstätigkeit, ist insbesondere der Ausweisort innerhalb der GuV umstritten. Einerseits wird vertreten, diese innerhalb des Finanzergebnisses unter dem Posten „Erträge aus Beteiligungen, davon aus verbundenen Unternehmen“ gemäß § 275 Abs. 2 Nr. 9 bzw. Abs. 3 Nr. 8 HGB bzw. dem Posten „Erträge aus anderen Wertpapieren und Ausleihungen des Finanzanlagevermögens, davon aus verbundenen Unternehmen“ gemäß § 275 Abs. 2 Nr. 10 bzw. Abs. 3 Nr. 9 HGB zu erfassen.374 Demgegenüber steht andererseits die Ansicht, Kapitalbeteiligungsveräußerungserträge unter dem Posten „Sonstige betriebliche Erträge“ auszuweisen, da dieser den

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Vgl. Isele, H., Urner-Hemmeter, S., Paffrath, E., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 277 HGB Rz. 126. Vgl. Biener, H., Bilanzrichtlinien-Gesetz (1986), S. 232. Vgl. Heuser, P. J., Seitz, H., 4. EG-Richtlinie (1979), S. 155 Vgl. Baetge, J., Kirsch, H., Thiele, S., Bilanzen (2007), S. 656; Biener, H., Bilanzrichtlinien-Gesetz (1986), S. 214; Kirsch, H., Siefke, K., in: Baetge/Kirsch/Thiele, Bilanzrecht, § 275 HGB Rz. 205. Soweit die Finanzanlage im Vordergrund stand oder der Veräußerungsgewinn wesentlich ist ebenso Förschle, G., in: Beck Bil-Komm., § 275 HGB Rz. 180.

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V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Charakter eines Sammelpostens annimmt.375 Ein Ausweis unter den Umsatzerlösen wird dagegen nach herrschender Meinung einhellig abgelehnt. Nach § 277 Abs. 1 HGB fallen hierunter nur Umsätze, die typisch sind und die eigentliche Betriebsleistung des Unternehmens betreffen. Die Nutzung und Verwaltung von Kapitalbeteiligungen und damit auch Buchgewinne aus deren Veräußerungen fallen selbst bei Holdinggesellschaften nicht hierunter, da sie anders als z. B. zentral erbrachte Dienstleistungen nicht durch den Umsatzbegriff abgedeckt werden.376 Der Ausweis unter den Posten „Erträge aus Beteiligungen“ bzw. „Erträge aus anderen Wertpapieren und Ausleihungen des Finanzanlagevermögens“ ist dem Wortlaut der Gliederungsvorschrift des § 275 Abs. 2 bzw. 3 HGB nach nicht unmittelbar evident. Denn ein konkreter Ausweisort für Buchgewinne aus Abgängen des Finanzanlagevermögens ist im HGB nicht näher definiert. Im Gegensatz zu Dividenden und Zinsen hat der Gesetzgeber im Gliederungsschema der GuV keinen Posten benannt, dem unmissverständlich Buchgewinne aus der Veräußerung von Kapitalbeteiligungen zuzuweisen sind. Dem Wortlaut der Posten „Erträge aus Beteiligungen“ bzw. „Erträge aus anderen Wertpapieren und Ausleihungen des Finanzanlagevermögens“ ist nicht direkt zu entnehmen, dass hierunter auch Buchgewinne zu verstehen sind. Buchgewinne aus Abgängen des Finanzanlagevermögens sind streng genommen keine Erträge aus einer Beteiligung, sondern viel mehr Erträge durch den Abgang einer Beteiligung.377 Dies entspricht der Auffassung des Regierungsentwurfs zum Bilanzrichtlinien-Gesetz, der in § 253 Abs. 4 HGB-E noch vorschrieb, Erträge aus dem Abgang von Wirtschaftsgütern des Anlagevermögens unter bestimmten Voraussetzungen als Unterposten der „Sonstigen betrieblichen Erträge“ auszuweisen. In der näheren Konkretisierung der Vorschriften zu den einzelnen Posten der GuV hieß es zudem in § 255 Abs. 4 S. 2 HGB-E, dass unter den „Sonstigen betrieblichen Erträgen“ auch Abgänge von Wirtschaftsgütern des Anlagevermögens zu subsumieren sind.378 In der später verabschiedeten Gesetzesfassung waren diese Vorschriften allerdings nicht mehr enthalten.

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Vgl. Borchert, D., Budde, A., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 275 HGB Rz. 39, 41; Hachmeister, D., in: HdJ, Abt. II|3 Rn. 589; Hüttemann, R., in: Großkomm. HGB, § 275 Rz. 21; IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. F Rz. 418, 453; Scheffler, E., in: Beck HdR, B 336 Rz. 32; Westermann, W., in: Beck HdR, B331, Rz. 94; Winnefeld, R., Bilanz-Handbuch (2002), S. Kap. G Rz. 186, 285. Im Grundsatz derselben Auffassung jedoch keine Bedenken gegenüber einer Ausgliederung bei Buchgewinnen von hoher Bedeutung ADS (1994), S. § 275 HGB Rz. 148. Soweit eine Nähe zum operativen Geschäft mit der Beteiligung verbunden war oder der Veräußerungsgewinn nicht wesentlich ist ebenso Förschle, G., in: Beck Bil-Komm., § 275 HGB Rz. 180. Die sonstigen betrieblichen Erträge dürften sowohl beim UKV als auch beim GKV weitgehend identisch abgegrenzt sein (vgl. IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. F Rz. 546). Vgl. statt vieler ADS (1994), S. § 277 HGB Rz. 5. So auch Biener, H., Bilanzrichtlinien-Gesetz (1986), S. 210, 214, der nur dann einen Ausweis unter den „Sonstigen betrieblichen Erträgen“ als statthaft ansieht, wenn der Standpunkt vertreten wird, dass ein Veräußerungsgewinn kein Ertrag aus einer Beteiligung ist. BT-Drs. 10/317.

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Dieser Auffassung ist entgegenzusetzen, dass anders als in der Bilanz mit der GuV nicht nur das Vermögen und die Schulden ausgewiesen sowie das Eigenkapital ermittelt, sondern insbesondere das Zustandekommen des Erfolgs nach Art, Höhe und Quellen dargelegt werden sollen. Originäre Aufgabe ist es nicht nur den Erfolg des Unternehmens als absolute Größe zu dokumentieren, sondern vor allem die Ertragslage gegenüber den Jahresabschlussadressaten zu erläutern.379 Der in § 243 Abs. 2 HGB fixierte Grundsatz der Klarheit und Übersichtlichkeit erfordert neben einer angemessenen Aufgliederung nach Wesentlichkeit und Relevanz auch ein informatives, logisches und durchgängiges Konzept, welches die Bildung aussagefähiger Ergebniszwischensummen beinhaltet.380 Daraus lässt sich für die Gliederung der GuV ableiten, dass betriebliche Erträge gegenüber dem Finanzergebnis abzugrenzen sind.381 Da es sich bei Buchgewinnen aufgrund von Veräußerungen von Kapitalbeteiligungen der Art nach um einen Finanzerfolg handelt, ist ein Ausweis innerhalb des Finanzergebnisses zu befürworten.382 Würden signifikante Buchgewinne aus der Veräußerung von Kapitalbeteiligungen unter dem Posten „Sonstige betriebliche Erträge“ und nicht im Finanzergebnis aufgeführt, käme es zu einer verzerrten Darstellung des Betriebsergebnisses.383 Ferner entspricht es dem Prinzip der Klarheit und Übersichtlichkeit, wenn zum einen Abschreibungen auf Finanzanlagen nach § 275 Abs. 2 Nr. 12 bzw. Abs. 3 Nr. 11 HGB innerhalb des Finanzergebnisses auszuweisen sind und zum anderen korrespondierend dazu dort auch Zuschreibungen bzw. Veräußerungen erfasst werden.384 Letztlich sprechen gewichtige Gründe für den Ausweis von Buchgewinnen innerhalb des Finanzergebnisses, gleichwohl mit Blick auf verschiedene Literaturmeinungen fraglich ist, ob dies bei einer engen Auslegung dem Gesetzeswortlaut des § 275 Abs. 2 bzw. 3 HGB entspricht. Soweit Buchgewinne unter dem Posten „Sonstige betriebliche Erträge“ ausgewiesen werden, sollten zumindest wesentliche Beträge gesondert gekennzeichnet oder wie im ursprünglichen Regierungsentwurf zum Bilanzrichtlinien-Gesetz gefordert, als Unterposten ausgewiesen werden.385 Eine weitere Untergliederung wäre insoweit durch § 265 Abs. 5 S. 1

379 380

381

382

383

384 385

Vgl.Baetge, J., Kirsch, H., Thiele, S., Bilanzanalyse (2004), S. 1. Für eine ausführliche Ableitung von Anforderungen aus dem Prinzip der Klarheit und Übersichtlichkeit für die GuV vgl. Borchert, D., Budde, A., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 275 HGB Rn. 3. Vgl. Baetge, J., Kirsch, H., Thiele, S., Bilanzen (2007), S. 626; Borchert, D., Budde, A., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 275 HGB Rn. 4. Vgl. Borchert, D., Budde, A., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 275 HGB Rn. 5. Vgl. Biener, H., Bilanzrichtlinien-Gesetz (1986), S. 210, 214; Kirsch, H., Siefke, K., in: Baetge/Kirsch/Thiele, Bilanzrecht, § 275 HGB Rz. 98. Vgl. Kirsch, H., Siefke, K., in: Baetge/Kirsch/Thiele, Bilanzrecht, § 275 HGB Rz. 98. So auch Borchert, D., Budde, A., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 275 HGB Rz. 40; Förschele Beck’scher Bilanzkommentar § 275 Rz. 98; Westermann, W., in: Beck HdR, B 331, Rz. 94.

126

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

HGB gedeckt. In der für die hiesige Untersuchung verwendeten Jahresabschlussdatenbank Dafne ist eine derartige Untergliederung nicht vorgesehen. Für die Untersuchung kommen schlussendlich nur die Posten „Sonstige betriebliche Erträge“ sowie die Ertragsposten des Finanzergebnisses infrage. Im Hinblick auf die Aussagequalität ist insbesondere für die Ertragsposten des Finanzergebnisses festzuhalten, dass dort eine Reihe an weiteren Geschäftsvorfällen ausgewiesen wird. Unter dem Posten „Erträge aus Beteiligungen“ werden auch laufende Erträge aus Beteiligungen wie Dividenden von Kapitalgesellschaften und Gewinnanteilen von Personengesellschaften verbucht. Gleiches gilt für den Posten „Erträge aus anderen Wertpapieren und Ausleihungen des Finanzanlagevermögens“, in dem die Erträge ausgewiesen werden, die nicht Beteiligungen des Finanzanlagevermögens i. S. d. § 266 Abs. 2 A II Nr. 1 u. 3 HGB zuzuordnen sind.386 Die Körperschaftsteuersystemumstellung bedingte neben einer geänderten Kapitalgesellschaftsanteilsveräußerung auch eine Reform der Dividendenbesteuerung. Bezieht man sich nun bei der Untersuchung auf die Ertragsposten des Finanzergebnisses, würden nicht nur Effekte aus der geänderten Veräußerungsgewinn-, sondern auch aus der reformierten Dividendenbesteuerung387 berücksichtigt. Eine klare Trennung beider Effekte wäre nicht möglich, sodass eine Untersuchung dieser Posten auszuschließen ist. Eine andere Situation ergibt sich hingegen bei der Betrachtung des Postens „Sonstige betriebliche Erträge“. Zwar sind in diesem Sammelposten diverse andere Erträge enthalten388, sie enthalten jedoch keine Dividenden wie in den Ertragsposten des Finanzergebnisses. Zumindest eine Vermengung beider Effekte wäre folglich nicht gegeben.389 Gleichwohl handelt es sich hierbei um einen Sammelposten, in dem die übrigen betrieblichen Erträge subsumiert werden, soweit sie nicht anderen Ertragsposten zuzuordnen sind. Gleiches lässt sich für den Posten der außerordentlichen Erträge anführen, wobei eine empirische Studie von Marx die relative Bedeutung von Beteiligungsverkäufen innerhalb der außerordentlichen Erträge unterstreicht. Untersucht nach der prozentualen Nennungshäufigkeit verschiedener Geschäftsvorfälle in den außerordentlichen Posten, nahmen Verkäufe von Beteiligungen mit 7,98% der Fälle den dritten Rang ein. Nur „Sonstiges“ mit 9,85% und außerordentliche Posten ohne Erläuterung mit 9,38% lagen vor den Verkäufen von Beteiligungen. Bei der Inter386 387 388 389

Vgl. statt vieler IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. F Rz. 451, 464. Vgl. hierzu Hundsdoerfer, J., Lock-in-Effekt (2001), S. 114 ff. Für eine Übersicht siehe z. B. IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. F Rz. 418. Ein indirekter Effekt könnte sich nur dadurch ergeben, wenn Erträge aus an Organgesellschaften weiterbelasteten Steuern in den sonstigen betrieblichen Erträgen ausgewiesen werden (Ausweis strittig; vgl. hierzu ADS (1994), S. § 275 HGB Rz. 192; Förschle, G., in: Beck Bil-Komm., § 275 HGB Rz. 259; IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. F Rz. 418, 463, 494; Kirsch, H., Siefke, K., in: Baetge/Kirsch/Thiele, Bilanzrecht, § 275 Rz. 277; Walz, M., in: Beck HdR, B 338 Rz. 62 ff. ) und dadurch Effekte der Systemumstellung durch eine geänderte Bedeutung der Organschaft zum Tragen kommen (vgl. zur Bedeutung der Organschaft Rödder, T., in: Herzig, Unternehmenssteuerreform, 138 f. ).

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

127

pretation dieser Ergebnisse ist zu beachten, dass die Nennungshäufigkeiten sowohl Aufwendungen als auch Erträge umfassen; der relative Anteil von Beteiligungsverkäufen insgesamt also nicht zwangsläufig gleich dem relativen Anteil innerhalb der außerordentlichen Erträge entsprechen muss. Zudem stellt Marx fest, dass die begrifflichen Variationen der außerordentlichen Aufwendungen größer waren als bei den Erträgen.390 Eine nicht repräsentative Vorabuntersuchung der im Untersuchungsdatensatz enthaltenen außerordentlichen Erträge hat ergeben, dass rund 1/3 auf Gewinne aus Beteiligungsverkäufen zurückzuführen sind. Untersucht wurden hierbei 45 Jahresabschlüsse, in denen außerordentliche Erträge berichtet wurden.391 Erträge aus Beteiligungsverkäufen nehmen somit in den außerordentlichen Erträgen einen maßgeblichen Stellenwert ein. Im Vergleich zu den sonstigen betrieblichen Erträgen dürfte dieser bei den außerordentlichen Erträgen deutlich höher sein.

Erträge aus dem Abgang von Kapitalbeteiligungen des AV untypisch aber regelmäßig

untypisch und unregelmäßig

nicht außerhalb der gewöhnlichen Geschäftstätigkeit

außerhalb der gewöhnlichen Geschäftstätigkeit

strittig

Sonstige betriebliche Erträge Erträge des Finanzergebnisses

wesentliche periodenfremde Teile (Erläuterung im Anhang)

nicht periodenfremde oder unwesentliche periodenfremde Teile (keine Erläuterung im Anhang)

Außerordentliche Erträge

wesentlich (Erläuterung im Anhang)

unwesentliche (keine Erläuterung im Anhang)

Abbildung 15: Systematisierung und Ausweis von Buchgewinnen aus dem Abgang von Kapitalbeteiligungen des Finanzanlagevermögens in der GuV

Die in Abbildung 15 systematisierten Ausweisorte von Geschäftsvorfällen haben nur Ertragsposten aus dem Abgang von Finanzanlagevermögen zum Inhalt. Bei der Veräußerung von Kapitalbeteiligungen können darüber hinaus Veräußerungskosten zum Tragen kommen, die 390 391

Vgl. Marx, T., Ökonomische Analyse des Rechts (1995), S. 476-480. Für den überwiegenden Teil der im Untersuchungsdatensatz enthaltenen Jahresabschlüsse sind keine Anhangsangaben verfügbar, was eine breite repräsentative Stichprobe verhinderte.

128

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

den Veräußerungsgewinn392 mindern. In den Ertragsposten der GuV werden jedoch entsprechend des Grundsatzes der Bruttorechnung nur Buchgewinne393 ausgewiesen. Der Buchgewinn berechnet sich als der positive Unterschiedsbetrag aus dem Veräußerungserlös und dem in der Bilanz fortgeführten Buchwert der Kapitalbeteiligung. Eine Saldierung mit Verlusten aus dem Abgang anderer Kapitalbeteiligungen ist gemäß des Verrechnungsverbots nach § 246 Abs. 2 HGB unzulässig. Etwaige Veräußerungskosten sind separat in den entsprechenden Aufwandsposten auszuweisen und mindern nicht den als Ertrag auszuweisenden Buchgewinn.394 Ist der Veräußerungsvorgang als außerordentlich zu klassifizieren, so sind die diversen mit der Kapitalbeteiligungsveräußerung zusammenhängenden, direkt zurechenbaren Aufwendungen zu erfassen und als außerordentlicher Aufwand auszuweisen.395 Ein mit dem Abgang zusammenfallender Steueraufwand ist gesondert unter dem Posten „Steuern vom Einkommen und vom Ertrag“ bzw. „Sonstige Steuern“ auszuweisen.396 Der sich aus dem Veräußerungserlös abzüglich der Veräußerungskosten und des fortgeführten Buchwerts ergebende Veräußerungsgewinn kann im Endeffekt nur näherungsweise anhand der GuV errechnet werden. Die mit dem Buchgewinn zusammenhängenden Veräußerungskosten ergeben sich nicht direkt aus der GuV. Bei außerordentlichen Beteiligungsabgängen könnte zwar hilfsweise zur Berechnung der Veräußerungskosten auf den Posten des außerordentlichen Aufwands zurückgegriffen werden, jedoch wird diese Vorgehensweise nicht selten zu erheblichen Ungenauigkeiten führen. Innerhalb der außerordentlichen Aufwendungen werden auch diverse andere Geschäftsvorfälle subsumiert.397 Ferner wäre eine weitergehende Analyse der Anhangsangaben denkbar. Eine solche Vorgehensweise ist jedoch aufgrund der zur Verfügung stehenden begrenzten Datenbasis nicht gangbar. Für belastbare und aussagekräftige Ergebnisse ist die Untersuchung daher auf die Ertragsposten zu beschränken. Darüber hinaus sieht § 276 HGB Erleichterungen für kleine und mittelgroße Kapitalgesellschaften und diesen gleichgestellten Gesellschaften vor. Gesellschaften, die die Voraussetzung des § 267 Abs. 1 bzw. 2 HGB erfüllen, können die Posten des § 275 Abs. 2 Nr. 1 bis 5 bzw. Abs. 3 Nr. 1 bis 3 und 6 HGB als Rohergebnis zusammenfassen. Kleine Kapitalgesellschaften brauchen zudem keine Erläuterungen zu den außerordentlichen Posten zu machen. Da unter das Rohergebnis auch die sonstigen betrieblichen Erträge fallen, ist eine Untersuchung bei klein- und mittelgroßen Kapitalgesellschaften, die von der Erleichterung Gebrauch machen, nur eingeschränkt möglich. Würde anstelle der sonstigen betrieblichen Erträge das 392 393 394 395 396 397

Siehe zur Definition des Veräußerungsgewinns im Steuerrecht § 8b Abs. 2 S. 2 KStG. Vgl. Baetge, J., Kirsch, H., Thiele, S., Bilanzen (2007), S. 614. Vgl. Förschle, G., in: Beck Bil-Komm., § 275 HGB Rz. 96. Vgl. Lachnit, L., Ammann, H., in: Bonner Handbuch Rechnungslegung, § 277 HGB Rz. 39. Vgl. IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. F Rz. 493. Vgl. Marx, T., Ökonomische Analyse des Rechts (1995), S. 476-480Marx, T., Ökonomische Analyse des Rechts (1995), S. 478.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

129

Rohergebnis für die Untersuchung herangezogen, käme es unwillkürlich zu einer weiteren Verwässerung der Aussagekraft. Denn innerhalb des Rohergebnisses sind eine Vielzahl weiterer Geschäftsvorfälle abgebildet. Letztlich unterliegt die Untersuchung damit der Einschränkung, dass bei einer Betrachtung des Postens „Sonstige betriebliche Erträge“ in der Mehrzahl nur große Kapitalgesellschaften einbezogen werden. Kleinere und mittlere Kapitalgesellschaften können nur insoweit Berücksichtigung finden, soweit sie freiwillig nicht von der Erleichterung Gebrauch machen. Eine Erleichterung für die außerordentlichen Erträge ist hingegen im HGB nicht vorgesehen. Deren Ausweis ist in der GuV ebenso für kleine und mittelgroße Kapitalgesellschaften verpflichtend. b)

Untersuchungsmodell

(1)

Probit-Modell

Die Untersuchungsfragen 1 und 3 stellen auf die Wahrscheinlichkeit ab, mit der Gewinne aus Beteiligungsveräußerungen in der betreffenden GuV-Position berichtet werden. Grundsätzlich können die Forschungsfragen auf die beiden GuV-Positionen „Sonstige betriebliche Erträge“ und „Außerordentliche Erträge“ bezogen werden. Anders als bei den sonstigen betrieblichen Erträgen werden allerdings unter den außerordentlichen Erträgen nur solche Geschäftsvorfälle subsumiert, die untypisch und unregelmäßig sind.398 Im Gegensatz zu den sonstigen betrieblichen Erträgen, die gewöhnliche und damit auch regelmäßige und typische Geschäftsvorfälle umfassen, eignen sich speziell die außerordentlichen Erträge zur Beantwortung dieser Fragen. Folglich werden allein die außerordentlichen Erträge und nicht die sonstigen betrieblichen Erträge im Rahmen der vorliegenden Untersuchungsfragen betrachtet. Im Mittelpunkt der beiden Untersuchungsfragen steht die Wahrscheinlichkeit eines Komplementärereignisses, ob ein Ertrag in der GuV-Position „Außerordentliche Erträge“ berichtet wird oder nicht. Es steht daher weniger eine metrische als viel mehr eine kategoriale abhängige Variable im Mittelpunkt des Interesses. Gesucht wird die Eintrittswahrscheinlichkeit eines binären abhängigen Ereignisses ‫ݕ‬, wobei gilt: ܲሺ‫ ݕ‬ൌ Ͳሻ ൅ ܲሺ‫ ݕ‬ൌ ͳሻ ൌ ͳ ܲሺ‫ ݕ‬ൌ Ͳሻ ൌ ͳ െ ܲሺ‫ ݕ‬ൌ ͳሻǤ

398

Vgl. Kapitel V.A.3.a)(3).

(24)

130

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Das kategoriale Ereignis, ob ein außerordentlicher Ertrag ausgewiesen wird oder nicht, wird folglich für das Probit-Modell über die nominal skalierte Variable‫ ݕ‬dargestellt.399 Für den Zusammenhang zwischen dem abhängigen Ereignis und den unabhängigen Variablen ‫ݔ‬௜ᇱ wird zunächst von einer nicht beobachtbaren latenten Variablen ‫ݕ‬௜‫ כ‬ൌ ‫ݔ‬௜ᇱ ߚ ൅ ߝ௜

(25)

݉݅‫ߝ ݐ‬௜ ̱ ȨሺͲǡ ߪ ଶ ሻ ausgegangen, die den Grad der Neigung beschreibt, außerordentliche Erträge auszuweisen. Wird mit dem Wert null der kritische Grenzbereich der latenten Variablen ‫ݕ‬௜‫ כ‬beschrieben, der den Ausweis außerordentlicher Erträge bestimmt, lässt sich die Beziehung zur beobachtbaren abhängigen Variablen durch ‫ ݕ‬ൌ Ͳǡ ݂݈݈ܽ‫ݕ ݏ‬௜‫ כ‬൐ Ͳǡ

(26)

‫ ݕ‬ൌ ͳǡ ݂݈݈ܽ‫ݕ ݏ‬௜‫ כ‬൑ Ͳ darstellen. Die Eintrittswahrscheinlichkeit für ܲሺ‫ݕ‬௜ ൌ ͳሻ kann letztlich über die sogenannte Indexfunktion ‫ݔ‬௜ᇱ ߚ wiedergegeben werden. Wird von einer Standardnormalverteilung als symmetrische Wahrscheinlichkeitsverteilung ausgegangen, ist die Eintrittswahrscheinlichkeit für ܲሺ‫ݕ‬௜ ൌ ͳሻ definiert als: ܲሺ‫ݕ‬௜‫ כ‬൐ Ͳሻ ൌ ܲሺ‫ݔ‬௜ᇱ ߚ ൅ ߝ௜ ൐ Ͳሻ ൌ ܲሺߝ௜ ൏ ‫ݔ‬௜ᇱ ߚሻ ൌ Ȱሺ‫ݔ‬௜ᇱ ߚሻǤ

(27)

Das Untersuchungsdesign des Probit-Modells ist zunächst analog zur linearen Regression derart zu modellieren, dass die beobachtbare binär codierte abhängige Variable ‫ ݕ‬der Indexfunktion ‫ݔ‬௜ᇱ ߚ in einem linearen Gleichungssystem gegenübersteht. Da die im Zentrum der Untersuchung stehende Körperschaftsteuersystemumstellung eine qualitative Größe ist und ein nominales Skalenniveau aufweist, wird zur Abbildung nicht-metrisch skalierter Einflussgrößen im Untersuchungsmodell auf die sogenannte Dummy-Technik400 zurückgegriffen und die Systemumstellung als binäre Dummy-Variable modelliert. Zum einen geht die Untersuchungsfrage 1 von einem starken Eventcharakter in 2002 aus. Es wird vermutet, dass im Jahr der Körperschaftsteuersystemumstellung einmalig vermehrt Buchgewinne aus Beteiligungsveräußerungen berichtet werden. Zum anderen hat die Untersuchungsfrage 3 den mittelfristigen Effekt aus der Körperschaftsteuersystemumstellung zum Inhalt. Das Jahr 2002 und die fortfolgenden Jahre sind von den vorhergehenden Jahren im 399

400

Da die abhängige Variable in diesem Fall nur binär codiert ist, kann auch von einem Binary-Choice Modell gesprochen werden. Werden durch die abhängige Variable mehr als zwei Merkmalsausprägungen abgebildet, wird auch von einem Multiple-Choice Modell gesprochen. Vgl. hierzu ausführlich Griffiths, W. E., Hill, R. C., Econometrics (1993), S. 411 ff.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

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Modell abzugrenzen und durch Dummy-Variablen zu indizieren. Da für den Übergangszeitraum der Systemumstellung spezielle Regelungen gelten, ist jedoch nicht auf den Abschlussstichtag, sondern viel mehr auf den Beginn des dem Jahresabschluss zugrunde liegenden Wirtschaftsjahres am beteiligten Unternehmen abzustellen. § 34 Abs. 7 Nr. 2 bestimmt, dass Veräußerungsgewinne nach § 8b Abs. 2 KStG freigestellt sind nach Ablauf des ersten Wirtschaftsjahres der Gesellschaft, an der die Anteile bestehen, das dem letzten Wirtschaftsjahr folgt, das in dem Veranlagungszeitraum endet, in dem das neue Körperschaftsteuergesetz anzuwenden ist. Die Systemumstellung für Veräußerungsgewinne erfolgt folglich erst dann, wenn die Gesellschaft, an der die Anteile bestehen, bereits nach dem neuen Körperschaftsteuergesetz veranlagt wurde. Da jedoch anhand des Untersuchungsdatensatzes nicht ohne Weiteres Rückschlüsse auf die Veranlagungszeiträume der Gesellschaften, an denen Beteiligungen bestehen, gezogen werden können, wird aus Vereinfachungsgründen auf die Berichtszeiträume und daraus abgeleitet auf die Veranlagungszeiträume der Besitzgesellschaften abgestellt.401 Dies erscheint aus folgenden Gründen gerechtfertigt. Zum einen wird die Wahl des Berichtszeitraumes regelmäßig durch branchenspezifische Gegebenheiten bestimmt. Es wird angenommen, dass sich die Berichtszeiträume der Jahresabschlüsse deshalb einander gleichen, weil Besitzunternehmen insbesondere Beteiligungen an Unternehmen desselben Branchenkreises halten. Zum anderen werden aus Gründen der Wirtschaftlichkeit die Berichtszeiträume der Tochterunternehmen innerhalb eines Konzerns oftmals an denen der Mutter angeglichen. So schreibt § 299 Abs. 2 S. 1 HGB vor, dass die Jahresabschlüsse der in den Konzernabschluss einbezogenen Unternehmen auf den Stichtag des Konzernabschlusses aufgestellt werden sollten. Weicht der Stichtag des Tochterunternehmens um mehr als drei Monate vom Konzernabschluss ab, so ist sogar ein Zwischenabschluss aufzustellen. 402 Selbiges gilt auch für die IAS. Die Stichtage der einbezogenen Jahresabschlüsse sollen auf denselben Stichtag wie der Konzernabschluss enden (IAS 27).403

401

402

403

Der handelsrechtliche Abschluss ist zum Schluss eines jeden Geschäftsjahres aufzustellen (§ 242 Abs. 1 S. 1 HGB). Ein vom Kalenderjahr abweichendes Geschäftsjahr für im Handelsregister eingetragene Unternehmen ist grundsätzlich zulässig. Unter bestimmten Umständen ist ein kürzerer Zeitraum als 12 Monate (sogenanntes Rumpfwirtschaftsjahr) zulässig, ein längerer Zeitraum über 12 Monate ist generell nicht rechtmäßig. Grundsätzlich gelten auch im Steuerrecht die im Handelsrecht vorgeschriebenen Regelungen. Vgl. Horschitz, H., Bilanzsteuerrecht und Buchführung (2004), S. 46 f. Der Stichtag des Konzernabschlusses stimmt grundsätzlich aufgrund der Vorgabe des § 299 Abs. 1 HGB mit dem Abschlussstichtag des Mutterunternehmens überein. Vor dem 1.1.2003 war auch ein abweichender Stichtag des Konzernabschlusses möglich. Dies war aber nur dann zulässig, falls eine Angleichung auf die Stichtage der Jahresabschlüsse der bedeutendsten oder der Mehrzahl der einbezogenen Unternehmen sinnvoll erschien (vgl. Krumbholz, M., in: Baetge/Kirsch/Thiele, Bilanzrecht, §299 HGB Rz. 24). Für den überwiegenden Teil der betrachteten Unternehmen kann somit von einer Übereinstimmung der Stichtage von Mutter- und Tochterunternehmen ausgegangen werden. Vgl. Hendler, M., in: Thiele/Keitz/Brücks, IAS 27.22-29 Rz. 172 ff.Hendler, M., in: Thiele/Keitz/Brücks

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V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Zur Abbildung der Systemumstellung nimmt eine Dummy-Variable (E1) bei Jahresabschlüssen den Wert eins an, wenn das zugrunde liegende Wirtschaftsjahr nach dem 1. Januar 2002 beginnt. Beginnt das zugrunde liegende Wirtschaftsjahr davor, nimmt die Dummy-Variable erst für den Jahresabschluss des folgenden Wirtschaftsjahres den Wert eins an. Die Übrigen nicht den Wert eins annehmenden Jahresabschlüsse sind durch die Dummy-Variable mit dem Wert null gekennzeichnet (Untersuchungsfrage 1). Eine andere Dummy-Variable (E2) nimmt wiederum auch bei Jahresabschlüssen der fortfolgenden Jahre den Wert eins an.404 Für die übrigen Jahre ist die Dummy-Variable durch den Wert null gekennzeichnet (Untersuchungsfrage 3). Mit den beiden Dummy-Variablen alleine wird im Modell nur ein pauschaler Effekt der Systemumstellung abgebildet. Die Untersuchungsfragen gehen fernerhin von der Abhängigkeit des Umstellungseffektes vom Umfang des gehaltenen Beteiligungsbesitzes aus. Unternehmen mit einer hohen Finanzanlagenquote und einem entsprechend großen Beteiligungsumfang sind im besonderen Maße von der Systemumstellung betroffen und werden im Zuge der Systemumstellung tendenziell vermehrt Buchgewinne ausweisen.405 Entscheidend ist hierbei allerdings nicht die Finanzanlagenquote der laufenden Periode, denn die in der GuV ausgewiesenen Buchgewinne stellen eine Stromgröße über den Berichtszeitraum dar. Eine Beteiligungsveräußerung führt somit c. p. zu einer Verminderung des Finanzanlagevermögens und -quote der laufenden Periode. Von Interesse für die Untersuchung ist viel mehr die Finanzanlagenquote der Vorperiode, in der die im Laufe der Berichtsperiode veräußerten Beteiligungen noch enthalten sind. Gleichwohl ist zu bedenken, dass das Finanzanlagevermögen, auf Basis dessen die Finanzanlagenquote berechnet wird, zu Buchwerten in den Bilanzen ausgewiesen wird. Sind erhebliche stille Reserven in den Beteiligungen verhaftet, so kann das Finanzanlagevermögen zu Buchwerten nur einen beschränkten Einblick in den tatsächlichen Umfang geben, der sich bei einer Bewertung zu Zeitwerten ergeben würde. Folglich werden gerade diejenigen Beteiligungen unterbewertet, in denen beträchtliche stille Reserven verhaftet sind und der Lock-in-Effekt aufgrund einer Veräußerungsgewinnbesteuerung annahmegemäß hoch ist. Fraglich ist deshalb, ob die auf Grundlage der Buchwerte berechnete Finanzanlagenquote des Vorjahres eine geeignete Größe zur Beschreibung des Umfanges des Beteiligungsbesitzes ist. Wird unterstellt, dass die durch den Beteiligungsverkauf erzielten Erlöse sofort in andere Beteiligungen des Anlagevermögens reinvestiert werden, könnte diesem Umstand durch eine Betrachtung der Finanzanlagenquote der laufenden Periode Rechnung getragen werden. Es erscheint jedoch speziell bei umfangreichen Transaktionen fraglich, inwieweit eine solche sofortige Reinvestition tatsächlich durchgeführt wird.

404 405

Im Jahr der Systemumstellung nehmen die Dummy-Variablen E1 und E2 den Wert eins an. Siehe zur besonderen Relevanz des Finanzanlagevermögens für die Untersuchung Kapitel V.A.3.a)(2).

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

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Zur Abbildung des Beteiligungsumfanges im Modell wird daher trotz der aufgezeigten Einschränkungen auf das Finanzanlagevermögen des Vorjahres zurückgegriffen.406 Die alleinige Abbildung der Finanzanlagenquote des Vorjahres im Modell kontrolliert zunächst nur auf Unterschiede in Bezug auf das Ausmaß gehaltener Beteiligungen. Zur Modellierung des Interaktionseffektes zwischen der Variablen der Finanzanlagenquote des Vorjahres und den Dummy-Variablen werden diese in Kombination in die Modellgleichung aufgenommen. Die oft auch als „Difference-in-Difference“ genannte Methode407 misst die kombinierte Wirkungsbeziehung aus der Systemumstellung und dem Umfang des Beteiligungsbesitzes. Durch die Kombination werden die Untersuchungsfragen 1 und 3 letztlich im Modell abgebildet. Durch die kombinierte Abbildung wird zudem sichergestellt, dass der gemessene Effekt Beteiligungsveräußerungen zuzuschreiben ist. Da in den untersuchten Ertragsposten auch eine Reihe anderer Geschäftsvorfälle berichtet werden können, wird durch die kombinierte Abbildung ein Zusammenhang mit dem gehaltenen Beteiligungsumfang und somit zu möglichen Beteiligungsveräußerungen hergestellt. Die Eintrittswahrscheinlichkeit für ܲሺ‫ݕ‬௜ ൌ ͳሻ in Abhängigkeit von der Indexfunktion ‫ݔ‬௜ᇱ ߚ lässt sich schließlich für die Analyse der Untersuchungsfragen 1 und 3 wie folgt darstellen: Ⱦଵ ൅ Ⱦଶ ͳ ൅ Ⱦଷ ʹ ‫ۇ‬ ‫ۊ‬ ൅Ⱦ  ൅ Ⱦହ ሺ  ‫ͳ כ‬ሻ ൅ Ⱦ଺ ሺ  ‫ʹ כ‬ሻ ‫ۋ‬Ǥ Ȱሺ‫ݔ‬௜ᇱ ߚሻ ൌ Ȱ ‫ ۈ‬ସ ୏ ‫ۈ‬ ‫ۋ‬ ൅ ෍ሾȾ୩ ‘–”‘ŽŽ‰”Ú釐ሿ ‫ی‬ ‫ۉ‬ ୩ୀ଻

(28)

Die Variablen E1 und E2 stellen wie bereits oben erwähnt die Dummys zur Abbildung der Systemumstellung dar. E1 beschreibt das erste Jahr nach Umstellung des Körperschaftsteuersystems zur Anwendung des § 8b KStG bei einer Gesellschaft, E2 beschreibt zusätzlich die fortfolgenden Jahre. Die Variable FAQ bildet wiederum die Finanzanlagenquote des Vorjah406

407

Diese Vorgehensweise deckt sich im Ansatz mit der Edwards et al. Diese setzen für die Berechnung ihre Untersuchungsvariable an dem ausgewiesenen Eigenkapital zu Buchwerten der Tochter als Proxy für den Marktwert der Beteiligung an. Eine Korrelationsanalyse für börsennotierte Unternehmen zeigt eine akzeptable Korrelation auf (vgl. Edwards, C. H. u.a., Equity Market Response (2004), S. 84). Die „Difference-in-Difference“ Methode entstammt der Idee, eine zu untersuchende Änderung von anderen nicht im Mittelpunkt des Interesses stehenden Einflussgrößen abzugrenzen. Danach ist eine TreatmentGruppe von einer zu untersuchenden Änderung betroffen, eine zusätzlich betrachtete Kontrollgruppe hingegen nicht. Beide Gruppen unterliegen sonstigen nicht weiter interessierenden Einflüssen gleichermaßen. Der Unterschied zwischen der Treatment- und der Kontrollgruppe nach Einwirkung der zu untersuchenden Änderung ist jener letztlich zuzurechnen (vgl. Stock, J. H., Watson, M. W., Econometrics (2003), S. 385 ff.). Die Methodik wird lediglich dann zu validen Ergebnissen führen, soweit einerseits sich die Treatment- und Kontrollgruppe unter sonst gleichen Umständen identisch entwickeln würden und andererseits die Auswahl der Treatmentgruppe nach dem Zufallsprinzip erfolgt (und eine endogene Selektion ausgeschlossen werden kann). Vgl. Meyer, B. D., Experiments in Economics (1995), S. 151-161.

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V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

res eines Unternehmens ab. Mithilfe der Multiplikation der Variable FAQ mit den DummyVariablen E1 und E2 wird die „Difference-in-Difference“ Methode in das Modell integriert und die Wechselbeziehung zwischen beiden Variablen dargestellt. Mit den Kontrollgrößen werden im Modell weitere Größen abgebildet, die einen Einfluss auf die Ausweiswahrscheinlichkeit der außerordentlichen Erträge haben können. (2)

Tobit-Modell

Im Mittelpunkt des Interesses bei der Untersuchung der Untersuchungsfragen 2 und 4 steht die Feststellung und Quantifizierung einer Ursachen-Wirkungs-Beziehung. Beide Forschungsfragen haben den mutmaßlichen Kausalzusammenhang und die Wirkungsbeziehung der Körperschaftsteuersystemumstellung auf die abhängige Variable der entsprechenden GuVPosition zum Inhalt. In Abgrenzung zu den Untersuchungsfragen 1 und 3 wird hier nicht vornehmlich auf die Ausweiswahrscheinlichkeit, sondern auf die Höhe der ausgewiesenen Position abgestellt. Damit kommt nicht nur ausschließlich eine Analyse der außerordentlichen Erträge, sondern auch der sonstigen betrieblichen Erträge in Betracht. Sowohl bei den außerordentlichen Erträgen als auch bei den sonstigen betrieblichen Erträgen handelt es sich um auf den Wert null zensierte abhängige Variablen. Soweit Erträge berichtet werden, nehmen die Positionen positive Werte ein, andernfalls werden diese mit dem Wert null im Datensatz angeführt. Aufgrund der Zensur der beiden Variablen kann auch von latenten Variablen gesprochen werden.408 Die Variablen bilden letztlich zwei Informationsebenen ab. Zum einen wird die Information wiedergegeben, ob ein Ertrag berichtet wird. Zum anderen enthalten die Variablen Informationen über die Höhe des ausgewiesenen Ertrages. Die Untersuchungsfragen 2 und 4 stellen zwar in erster Linie nur auf die Höhe der berichteten Erträge ab, sodass letztlich die Information, ob ein Ertrag berichtet wird, von untergeordneter Bedeutung ist. Eine alleinige Betrachtung nur derjenigen Erträge, die berichtet werden, würde allerdings unweigerlich einen erheblichen Informationsverlust bedeuten. Die ökonometrische Modellierung beider Informationsebenen schließt eine Anwendung des linearen Regressionsverfahrens (OLS) aus. Innerhalb der OLS kann die mit der Zensur einhergehende zusätzliche Information nicht verarbeitet werden, was im Ergebnis zu verzerrten und inkonsistenten Schätzungen führt.409 Stattdessen wird für die hiesige Untersuchung auf 408

409

Vgl. auch ausführlich zu latenten, nicht direkt beobachtbaren Variablen Backhaus, K. u.a., Multivariate Analysemethoden (2006), S. 338 ff. Vgl. Baba, V. V., Methodological Issues in Modeling Absence (1990), S. 428-432; Hammer, T. H., Landau, J., Absence Data (1981), S. 574-581; Paarsch, H. J., Censored Rregression Models (1984), S. 197-213. Würden zugleich in die Untersuchung nur diejenigen Datensätze einfließen, in denen ein Ertrag berichtet wird, käme es unweigerlich zu einem Informationsverlust.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

135

das Tobit-Modell zurückgegriffen. Denn anders als das lineare Regressionsverfahren berücksichtigt das auf James Tobin zurückgehende Modell410 den beschränkten Wertebereich der abhängigen Variable bei der Parameterschätzung durch eine Korrektur der Schätzfunktion. Genauso wie bei der OLS geht das Tobit-Modell zunächst von einer linearen Beziehung zwischen der abhängigen und unabhängigen Variablen aus, sodass gilt: ‫ݕ‬௜‫ כ‬ൌ ‫ݔ‬௜ᇱ ߚ ൅ ߝ௜ ǡ

(29)

mit ‫ݔ‬௜ᇱ als unabhängige Variable und ߝ௜ als normal verteilten Fehlerterm, ߝ௜ ̱ȨሺͲǡ ߪ ଶ ሻ. Die in diesem Fall als ‫ݕ‬௜‫ כ‬definierte abhängige Variable ist nur für einen beschränkten Wertebereich ‫ כ ݕ‬൐ Ͳ beobachtbar, sodass der Zusammenhang zur beobachtbaren abhängigen Variablen ‫ݕ‬ durch: ‫ ݕ‬ൌ Ͳǡ ݂݈݈ܽ‫ כ ݕ ݏ‬൑ Ͳǡ ‫ ݕ‬ൌ ‫ כ ݕ‬ǡ ݂݈݈ܽ‫ כ ݕ ݏ‬൐ Ͳ

(30)

beschrieben wird. Auf Basis der beobachtbaren abhängigen Variablen ‫ݕ‬, in diesem Fall also die beobachteten sonstigen betrieblichen und außerordentlichen Erträge, wird nun das Modell mittels einer angepassten Schätzfunktion quantifiziert.411 Analog zum Probit-Modell lassen sich die Untersuchungsfragen 2 und 4 in folgender Gestalt darstellen:  ൌ Ⱦଵ ൅ Ⱦଶ ͳ ൅ Ⱦଷ ʹ ൅Ⱦସ  ൅ Ⱦହ ሺ  ‫ͳ כ‬ሻ ൅ Ⱦ଺ ሺ  ‫ʹ כ‬ሻ

(31)

୏

൅ ෍ሾȾ୩ ‘–”‘ŽŽ‰”Ú釐ሿ ൅ ɂǤ ୩ୀ଻

 stellt hierbei die abhängige Variable sonstige betriebliche Erträge bzw. außerordentliche Erträge dar. Zur Berücksichtigung des Größeneffektes werden diese angepasst, denn große Unternehmen weisen tendenziell auch absolut höhere Ertragsposten aus. Ohne eine Größenanpassung würde es andernfalls zu einer verzerrten Schätzung des Modells kommen. Als Jahresabschlusspositionen zur Beschreibung der Größe eines Unternehmens werden in der Regel die Bilanzsumme, der Umsatz oder die Mitarbeiterzahl betrachtet.412 Fraglich ist, inwieweit die Positionen Umsatz und Mitarbeiterzahl im Hinblick auf den Untersuchungsge410 411

412

Siehe Tobin, J., Limited Dependent Variables (1958), S. 24-36. Für eine ausführliche Herleitung und Beschreibung des Tobit-Modells vgl. statt vieler Greene, W. H., Econometric Analysis (2008), S. 871 ff. Vgl. z. B. die Einteilung in Größenklassen nach § 267 HGB.

136

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

genstand geeignete Größenmaßstäbe sind. Holdingunternehmen mit umfangreichem Beteiligungsbesitz werden regelmäßig keine oder zumindest geringe Umsätze ausweisen.413 Zugleich wird die Mitarbeiterzahl gegenüber operativ tätigen Unternehmen vergleichsweise niedrig sein. Zur Beschreibung der Größe werden diese Merkmale daher ausgeblendet und die Bilanzsumme als Größenmaßstab verwendet. Dass die Bilanzsumme gleichwohl eine Bestandsgröße, die anzupassenden Variablen sonstige betriebliche Erträge bzw. außerordentliche Erträge aber Stromgrößen sind, wird an dieser Stelle vernachlässigt. Die übrigen, unabhängigen Variablen im Tobit-Modell gleichen denen aus dem ProbitModell. Für eine detaillierte Beschreibung der rechten Seite der Gleichung kann insoweit auf das vorhergehende Kapitel verwiesen werden. c)

Kontrollgrößen

(1)

Unternehmensspezifische Variablen

Die in den betreffenden GuV-Posten abgebildeten Beteiligungsveräußerungen werden durch eine Reihe weiterer Einflussgrößen bestimmt, die in Form von Kontrollvariablen in der Untersuchung Berücksichtigung finden. In verschiedenen empirischen Studien wurde die aggregierte M&A Aktivität in Abhängigkeit vom Zinsniveau untersucht. Die Studien hierzu zeichnen ein unterschiedliches Bild. Chung414 und Melicher et al.415 dokumentierten einen negativen Zusammenhang zwischen Zinsniveau und M&A Aktivität, wohingegen Golbe/White416 keinen negativen Effekt nachweisen konnten. Golbe/White begründen dies mit den zuwiderlaufenden Effekten aus Sicht des Veräußerers und Käufers. Ein hohes Zinsniveau kann aufseiten des Veräußerers zu Liquiditätsproblemen führen, sodass dieser eher gewillt ist, Beteiligungen abzustoßen. Umgekehrt sieht es hingegen aufseiten des Käufers aus, für den die Refinanzierungskosten für einen Beteiligungskauf steigen. Für die Untersuchung lässt sich zumindest aus Sicht des Veräußerers daraus ableiten, dass bei Unternehmen mit einem hohen Verschuldungsgrad die Bereitschaft steigt, Beteiligungen zu veräußern. Entsprechend wird als weitere firmenspezifische Kontrollvariable der Verschuldungsgrad der Vorperiode verwendet. Fernerhin können Umstrukturierungszwänge oder auch allgemein das Heben stiller Reserven aufgrund von betrieblich bedingten Missständen vonnöten sein. Weisen Unternehmen ein

413

414 415 416

Nur zentral erbrachte Dienstleistungen fallen unter die Umsatzerlöse. Erträge aus der typischen Geschäftstätigkeit werden hingegen regelmäßig als Finanzerträge zu deklarieren sein (vgl. Förschle, G., in: Beck BilKomm., § 275 Rz. 54; IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. F Rz. 404 f. ). Vgl. Chung, K. S., Investment opportunities (1982), S. 119 ff. Vgl. Melicher, R. W., Ledolter, J., D'Antonio, L. J., Aggregate Merger Activity (1983), S. 423-430. Vgl. Golbe, D. L., White, L. J., in: M&A Aggregate Overview, 43.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

137

defizitäres Betriebsergebnis auf, können sie unter anderem aus liquiditäts- und finanzierungsbedingten oder auch bilanzpolitischen Gründen vermehrt gewillt sein, Umstrukturierungen anzustoßen und stille Reserven zu heben, welche im Falle der Außergewöhnlichkeit als außerordentliche Erträge in der GuV ausgewiesen werden. Zugleich kann das Heben stiller Reserven aber auch aufgrund steuerpolitischer Maßnahmen veranlasst sein. Zur Reduzierung des Steuerbarwerts kann es sich im Einzelfall empfehlen, ein ansonsten negatives steuerliches Ergebnis durch das Heben stiller Reserven auszugleichen. Verschärfend kommt zudem die ab dem Veranlagungszeitraum 2004 geltende Mindestbesteuerung nach § 10d EStG hinzu. Als weitere Kontrollvariable wird daher das Betriebsergebnis im Rahmen der Untersuchung der außerordentlichen Erträge aufgenommen. Ein Einbezug in die Untersuchung der sonstigen betrieblichen Erträge als abhängige Variable erfolgt hingegen nicht, denn die sonstigen betrieblichen Erträge sind Teil des Betriebsergebnisses. Da auch die Position des Betriebsergebnisses eine absolute Größe ist, wird diese wie zuvor die abhängige Variable im Tobit-Modell angepasst und zur Berücksichtigung des Größeneffektes durch die Bilanzsumme dividiert. Zur Berücksichtigung von branchenspezifischen Effekten werden weiterhin Branchenindikatoren in das Modell integriert. Maßgeblich ist hierfür der zweistellige WZ 2003 Code aus der Haupt- und Nebentätigkeit. Die Branchenindikatoren werden im Modell derart modelliert, dass für n-1 Branchen eine Dummy-Variable im Modell enthalten sind. Die BranchenDummies nehmen den Wert eins an, wenn ein Unternehmen der entsprechenden Branche zuzuordnen ist. (2)

Makroökonomische Variablen

Neben den unternehmensspezifischen Kontrollvariablen werden die in den Hypothesen untersuchten Kausalzusammenhänge durch weitere makroökonomische Größen beeinflusst. Im Folgenden werden makroökonomische Einflussfaktoren dargestellt und diskutiert, denen ein Erklärungsgehalt für die aggregierte M&A Aktivität zugeschrieben werden kann. In der Vergangenheit hat es im Zeitablauf auf aggregierter Ebene unterschiedlich starke M&A Aktivitäten gegeben. In der Literatur werden verschiedene Modelle und Theorien zur Erklärung dieses Phänomens diskutiert. Diese lassen sich grundsätzlich in vier Forschungsrichtungen unterteilen.417 Während sich zwei Forschungsrichtungen zum einen auf gesamtwirtschaftliche und zum anderen auf kapitalmarktorientierte Einflussgrößen fokussieren, geht ein dritter Forschungsansatz von regelmäßig wiederkehrenden Mergerwellen aus. Im Zentrum des Interesses steht hier die Frage, ob ein endogener Faktor aggregierte Merger417

Finn, F., Hodgson, A., Takeover activity in Australia (2005), S. 377 f. gehen nur von drei Kategorien aus und blenden den vierten hier vorgestellten Forschungsansatz insofern aus.

138

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

wellen begründet. Da bis dato nur wenig tragfähige Modellansätze für diesen Forschungsansatz vorliegen418, wird dieser Ansatz im Rahmen der hiesigen Untersuchung ausgeklammert. Eine vierte Forschungsrichtung untersucht wiederum den Erklärungsgehalt von Branchenschocks. Dieser Ansatz geht ebenfalls von Mergerwellen aus, sieht jedoch deren Ursache in einer Änderung von branchenspezifischen Fundamentaldaten. Anknüpfungspunkte sind somit weniger endogene, sondern viel mehr exogene Faktoren zur Erklärung der M&A Aktivität. Diese Faktoren werden in der hiesigen Untersuchung weniger durch Kontrollvariablen als viel mehr durch eine Bereinigung des Datensatzes um entsprechende Schockbranchen berücksichtigt. Der überwiegende Teil der Forschungsansätze basiert auf Studien zur M&A Aktivität in den USA. Zwar ist der US-amerikanische M&A Markt nicht unmittelbar auf Europa respektive Deutschland übertragbar, grundlegende Erkenntnisse der Forschungsansätze dürften jedoch in vergleichbarer Weise Gültigkeit besitzen. Als gesamtwirtschaftliche Bestimmungsfaktoren für die aggregierte M&A-Aktivitäten werden zuvorderst das Bruttoinlandsprodukt bzw. Bruttonationaleinkommen, das Zinsniveau oder das als Kennzahl für den Transmissionshebel monetärer Impulse verwandte Tobin’s q diskutiert. Cable et. al. verdeutlichen anhand einer grafischen Darstellung für die 50er und 60er Jahre einen Gleichlauf der relativen Veränderung des Bruttoinlandsproduktes und der Mergeraktivität in der BRD. Nur Anfang der 70er Jahre kommt es zu einem abweichenden Verlauf beider Größen.419 Chung weist in einer empirischen Untersuchung von Mergern in den USA für die Jahre 1957 bis 1977 ein hohes Signifikanzniveau für die erklärende Variable reales Bruttonationaleinkommen nach.420 Zu einem gleichen Ergebnis kommt die Arbeit von Chung/Westin421. In beiden Studien wird ein positiver Zusammenhang zwischen der Akquisitionsaktivität und dem Bruttonationaleinkommen festgestellt. Eine erhöhte volkswirtschaftliche Leistung führt demnach zu einer erhöhten M&A Aktivität. Als Kontrollgröße für die Untersuchung ist daher das Bruttonationaleinkommen naheliegend. Diverse empirische Studien, in denen das Zinsniveau als Einflussgröße auf die Transaktionsaktivität untersucht wird, kommen zu divergierenden Ergebnissen. Neben Chung422 dokumentieren Melicher et al.423 einen negativen Zusammenhang zwischen dem Zinsniveau und der M&A Aktivität. Golbe/White können hingegen keinen signifikanten Zusammenhang fest418

419 420 421 422 423

Siehe Chowdhury, A. R., Univariate Time-Series (1993), S. 61-66, der in einer Erweiterung der Studie von Shugart II, W. F., Tollison, R. D., The Random Character (1984), S. 500-520 zu uneinheitlichen Ergebnissen kommt. Golbe, D. L., White, L. J., Behavior of Mergers (1993), S. 493-499 weisen einen sinusartigen Verlauf der US-Mergerwellen zwischen 1895 und 1989 nach, Pryor, F. L., Worldwide Merger Boom (2001), S. 835 macht jedoch auf den davon abweichenden Boom zwischen 1985 und 2000 aufmerksam. Vgl. Cable, J. R., Palfrey, J. P. R., Runge, J. W., in: Mergers in Germany, 105 f. Vgl. Chung, K. S., Investment opportunities (1982), S. 119 ff. Vgl. Chung, K. S., Weston, F. J., in: Keenan/White, 338 ff. Vgl. Chung, K. S., Investment opportunities (1982), S. 119 ff. Vgl. Melicher, R. W., Ledolter, J., D'Antonio, L. J., Aggregate Merger Activity (1983), S. 423-430.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

139

stellen.424 Ein möglicher Grund für dieses Ergebnis kann nach Golbe/White darin liegen, dass ein erhöhtes Zinsniveau zwei zuwiderlaufende Effekte auslöst. Zum einen verteuert sich der Fremdkapitalstock aus der Sicht der Unternehmen, sodass fremdfinanzierte Akquisitionen erschwert werden. Zum anderen können Unternehmen aufgrund des höheren Zinsniveaus in Liquiditätsprobleme kommen, wodurch Übernahmen durch Dritte begünstigt werden. Chung verweist zudem auf eine mögliche Änderung des unternehmensindividuellen Risikoprofils im Rahmen eines Mergers. Danach kann durch einen Merger das Geschäft weiter diversifiziert werden mit der Folge, dass das Risikoprofil und damit auch die Risikoprämie für die Fremdkapitalbereitstellung sinkt. Ist der Effekt aus dem geminderten Risikoprofil c. p. stärker als aus der Erhöhung des Zinsniveaus, wird die M&A Aktivität in Zeiten hoher Zinsen zunehmen. Diese These wird durch eine Erweiterung seines empirischen Untersuchungsmodells um einen Proxy, der die Risikoprämie als das Verhältnis der Zinsen von BAA und AAA gerateten Anleihen darstellt, unterstützt. 425 Ferner weist Chung einen Zusammenhang zwischen der M&A Aktivität und der Zinsstrukturkurve nach. In Zeiten einer flachen oder sogar inversen Zinsstrukturkurve kommt es mithin zu einer regeren M&A Aktivität. Ein Grund hierfür kann darin liegen, dass in einer Phase abnormer Zinsstrukturkurven insbesondere die Kapitalkosten kleiner, weniger bekannter Unternehmen überdurchschnittlich steigen. Kapitalgeber verlangen von diesen eine höhere Risikoprämie als von großen, bekannten Firmen. Kleinere Unternehmen könnten damit aufgrund ihrer höheren Refinanzierungskosten vermehrt im Fokus von Übernahmen stehen, welches sich in einer erhöhten M&A Aktivität insgesamt ausdrückt.426 Das Zinsniveau, die Zinsstrukturkurve und die Risikoprämie kommen folglich als weitere Kontrollgrößen im Rahmen der Untersuchung infrage. Als ein weiterer Bestimmungsfaktor für die Transaktionsaktivität wird das Tobin’s q in verschiedenen empirischen Studien verwandt.427 Nach der von James Tobin aufgestellten Theorie ist für die Investitionstätigkeit das Verhältnis (q) zwischen dem Marktwert der Aktiva und den Wiederbeschaffungskosten für neue Vermögensgegenstände entscheidend. Ist q > 1, wird eine über den Wiederbeschaffungskosten liegende Kapitalrendite erzielt. Investitionen in neue Vermögensgegenstände sind damit lohnend.428 Übertragen auf den M&A Markt, lässt sich daraus ableiten, dass in Zeiten eines hohen Tobin’s q sich auch die M&A Aktivität 424 425

426 427

428

Vgl. Golbe, D. L., White, L. J., in: M&A Aggregate Overview, 43. Chung unterscheidet in seiner Untersuchung zwischen konglomeraten und horizontalen Mergern. Die empirischen Ergebnisse weisen für beide Gruppen ein voneinander abweichendes Ergebnis auf. Das Signifikanzniveau für den Proxy des Verhältnisses der Zinsen von BAA und AAA gerateten Anleihen ist in beiden Gruppen unterschiedlich, was durch die größeren Diversifikationseffekte aus konglomeraten Mergern erklärt werden kann. Vgl. Chung, K. S., Investment opportunities (1982), S. 119 ff. Siehe beispielsweise Golbe, D. L., White, L. J., in: M&A Aggregate Overview, 25-47; Jovanovic, B., Rousseau, P. L., Q-Theory (2002), S. 198-204. Vgl. Brainard, W. C., Tobin, J., Tobin's q (1968), S. 99-122; Tobin, J., Tobin's q (1969), S. 15-29.

140

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

erhöhen wird. Dies impliziert, dass ein Teil der Unternehmen nicht nur organisch, sondern insbesondere extern wachsen und vermehrt in bereits bestehende Aktiva durch Übernahmen investieren. Jovanovic/Rousseau können diese Implikation empirisch nachweisen.429 Melichers et al. dokumentieren wiederum einen positiven Zusammenhang zwischen der Aktienkurshöhe und der M&A Aktivität. Danach sind hohe Aktienkurse ein Indikator für positive Erwartungen über die zukünftige wirtschaftliche Entwicklung. Die positiven Erwartungen münden zugleich in einer erhöhten M&A Aktivität.430 Bezogen auf die Theorie des Tobin’s q, stützt dies die These der positiven Korrelation zwischen dem Tobin’s q und der M&A Aktivität. Denn höhere Aktienkurse gehen c. p. mit einem höheren Tobin’s q einher.431 Demgegenüber sehen Golbe/White in einem niedrigen Tobin’s q die Möglichkeit, günstig in ein Unternehmen zu investieren. Die M&A Aktivität ist folglich negativ mit dem Tobin’s q korreliert. Einen signifikanten negativen Zusammenhang könne Golbe/White jedoch in ihrer empirischen Untersuchung nicht feststellen.432 Der Standpunkt von Golbe/White deckt sich im Ansatz mit einer Erhebung Andrades et al., wonach Unternehmen mit kleinerem q überwiegend von Unternehmen mit höherem q übernommen werden. Andrade et al. beziehen sich nicht auf das gesamtwirtschaftlich aggregierte Tobin’s q, sondern auf das unternehmensspezifische Marktwert-Buchwert-Verhältnis.433 Entscheidend sind also die voneinander abweichenden Marktwert-Buchwert-Verhältnisse der Unternehmen untereinander und weniger die Höhe des aggregierten Tobin’s q. Andrade/Stafford zeigen in einer weiteren Studie, dass Unternehmen mit einem hohen q signifikant mehr bestrebt sind, einen Merger abzuwickeln, als es Unternehmen mit einem geringeren q sind.434 Eine derartige Unterscheidung einzelner Unternehmen mit ihrem Marktwert-Buchwert-Verhältnis ist in der hiesigen Untersuchung allerdings praktisch nicht möglich. Im Mittelpunkt der Studie stehen insbesondere 429 430 431

432 433 434

Vgl. Jovanovic, B., Rousseau, P. L., Q-Theory (2002), S. 198-204. Vgl. Melicher, R. W., Ledolter, J., D'Antonio, L. J., Aggregate Merger Activity (1983), S. 423-430. Dies unterstellt, dass der Aktienkurs ein Ausdruck des Marktwertes der Aktiva ist. Im Zusammenhang mit dem Marktwert-Buchwert-Verhältnis wird auch der Einfluss von Fehl- bzw. Überbewertungen auf die M&AAktivität diskutiert. Die Theorie des Tobin’s q basiert auf der Annahme einer effizienten Allokation der volkswirtschaftlichen Ressourcen. Sogenannte Börsenblasen bzw. Fehl- und Überbewertungen bleiben insoweit unberücksichtigt. Rhodes-Kropf/Viswanathan sowie Shleifer/Vishny weisen in ihren verhaltensorientierten Modellen auf mögliche Zusammenhänge zwischen der Fehlbewertung am Wertpapiermarkt und Mergern hin (vgl. Rhodes-Kropf, M., Viswanathan, S., Market Valuation (2004), S. 2685-2718; Shleifer, A., Vishny, R. W., Stock Market Valuation (2003), S. 295-311; für einen empirischen Zusammenhang zwischen der aggregierten M&A Aktivität und Überbewertungen am Wertpapiermarkt siehe auch Rhodes–Kropf, M., Robinson, D. T., Viswanathan, S., Empirical Evidence Valuation Waves (2005), S. 561-603 sowie für weitere Studien siehe Ming, D. u.a., Investor Misvaluation (2006), S. 725-762; Ang, J. S., Cheng, Y., Market-Driven Acquisition (2006), S. 199-216). Vgl. Golbe, D. L., White, L. J., in: M&A Aggregate Overview, 25-47. Vgl. Andrade, G., Mitchell, M., Stafford, E., Mergers (2001), S. 106. Vgl. Andrade, G., Stafford, E., Economic Role of Mergers (2004), S. 1-36. Dies wird des Weiteren durch Studien von Lang, L. H. P., Stulz, R., Walkling, R. A., Tobin's Q (1989), S. 137-154; Servaes, H., Tobin's Q (1991), S. 409-419 gestützt, die zeigen, dass Unternehmen mit höherem q als das Übernahmeziel, höhere Nachmerger-Renditen erzielen als im umgekehrten Fall.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

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nicht börsennotierte Unternehmen. Die Berechnung eines firmenspezifischen MarktwertBuchwert-Verhältnisses bliebe somit nur auf einige wenige börsennotierte Unternehmen beschränkt. Als weitere Kontrollvariable kommt ein gesamtwirtschaftliches Tobin’s q in Frage, welches approximativ über das durchschnittliche Marktwert-Buchwert-Verhältnis gelisteter deutscher Unternehmen berechnet werden kann. Die aggregierte M&A Aktivität am Kapitalmarkt ist fernerhin stark abhängig von der vorherrschenden Marktliquidität.435 Studien zum Einfluss der Marktliquidität auf die Desinvestitionstätigkeit von Unternehmen setzen an der Überlegung an, dass Veräußerungen in einem illiquiden Markt, d. h. einem Markt in dem nicht ausreichend Tauschpartner mit genügend Liquidität zur Verfügung stehen, zu einem Illiquiditätsabschlag führen. Ist dadurch ein Veräußerungserlös bedingt, der unter dem zu erwartenden Barwert der Cashflow Rückflüsse liegt, wenn der Vermögensgegenstand im Unternehmen verbleibt, kann es zu einem liquiditätsbedingten Lock-in kommen.436 Der Illiquiditätsabschlag konnte in diversen empirischen Studien bestätigt werden.437 Harford stellt in Bezug auf Merger heraus, dass die Liquidität eine notwendige, nicht jedoch hinreichende Bedingung für einen aggregierten Boom ist.438 Zur Messung der Marktliquidität werden in der Literatur verschiedene Konzepte diskutiert, die im Wesentlichen entweder einem order- oder handelsorientierten Ansatz folgen.439 Bernstein stellt mehrere Liquiditätsmaße überblicksartig gegenüber mit dem Ergebnis, dass letztlich keinem der verwandten Liquiditätsproxies Allgemeingültigkeit zugewiesen werden kann.440 Aitken/Commerton-Forde vergleichen in ihrer Studie order- und handelsorientierte Liquiditätsproxies mit dem Ergebnis, dass in der Tendenz orderbasierte Maße zu bevorzugen sind.441 Als gehaltvolle Kenngröße für die Marktliquidität hat sich der Bid-Ask Spread in di-

435

436

437

438 439

440 441

In der Literatur werden verschiedene Definitionen von Liquidität verwandt. Garbade, K., Securities Markets (1982), S. 419 ff. stellt die Dimensionen Breite, Erneuerungskraft und Tiefe zur Beschreibung der der Liquidität eines Marktes heraus. Harris, L. E., Liquidity (1991) benennt darüber hinaus auch noch die Zeit als weiteres Charakteristikum. Vgl. Shleifer, A., Vishny, R. W., Market Equilibrium Approach (1992), S. 1362. Zu den Kosten fehlender Liquidität siehe auch Amihud, Y., Mendelson, H., Liquidity (1991), S. 56-66. Vgl. Kruse, T. A., Asset Liquidity (2002), S. 107-129; Loderer, C., Roth, L., Pricing Discount for Limited Liquidity (2005), S. 239-268; Officer, M. S., Corporate Liquidity (2007), S. 571-598; Schlingemann, F. P., Stulz, R. M., Walkling, R. A., Divestitures and the Liquidity (2002), S. 117-144. Vgl. Harford, J., Merger Waves (2005), S. 543 f., 547. Vgl. Aitken, M., Comerton-Forde, C., Measure Liquidity (2003), S. 47 f.. Verwandte handelsorientierte Maßgrößen sind z. B. das Handelsvolumen, die Preisbewegung in Abhängigkeit vom Handelsvolumen oder die Handelsfrequenz. Orderbasierte Größen sind hingegen Bid-Ask Spreads, relative Bid-Ask Spreads sowie diverse weitere Abwandlung zur Berechnung von Bid-Ask Spreads. Ferner werden Maßgrößen zur Markttiefe verwandt. Vgl. Bernstein, P. L., Liquidity (1987), S. 54-62. Vgl. Aitken, M., Comerton-Forde, C., Measure Liquidity (2003), S. 45-59.

142

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

versen empirischen Studien hervorgetan.442 Loderer/Roth verwenden beispielsweise als Liquiditätsproxy in ihrer Untersuchung den relative Bid-Ask Spread, definiert als die Differenz zwischen Ask- und Bid-Price dividiert durch den Bid-Price.443 Zur Abbildung der Marktliquidität kommt diese Größe als weitere Kontrollvariable für die Untersuchung in Betracht. Die potenziellen makroökonomischen Kontrollvariablen, denen ein Einfluss auf die aggregierte M&A-Akitvität unterstellt werden kann, umfassen somit das BNE, das Zinsniveau, die Zinsstrukturkurve, die Risikoprämie, das Marktwert-Buchwert-Verhältnis und der Bid-Ask Spread. Allen Variablen ist eine gewisse substanzielle Nähe zu unterstellen. Die Entwicklung des Marktwert-Buchwert-Verhältnisses wird beispielsweise in einem engen Zusammenhang mit der Entwicklung des BNE stehen. Ein Einbezug aller genannten makroökonomischen Kontrollvariablen im Probit- als auch Tobit-Modell kann daher zu einem Problem der Multikollinearität führen. Als problematisch ist eine Kollinearität dann anzusehen, wenn dadurch die Schätzungen des Untersuchungsmodells unzuverlässig und damit verzerrt werden. Enthält das Untersuchungsmodell zwei oder mehrere perfekt kollineare Variablen, ist gar eine Berechnung des Modells nicht möglich. Dies gilt sowohl für das bei der OLS gebräuchliche Schätzverfahren der Methode der kleinsten Quadrate als auch für das hier im Rahmen des Tobit- und Probit-Modells verwandte Maximum-Likelihood Schätzverfahren.444 Da es sich bei den makroökonomischen Variablen um keine kritischen Größen handelt, deren Einbezug zwingend zur Beantwortung der Untersuchungsfragen notwendig ist, wird eine Auswahl einzubeziehender Variablen anhand einer Korrelationsanalyse vorgenommen. Die makroökonomischen Variablen werden mittels der in der GENESIS-Online Datenbank verfügbaren Statistiken des Statistischen Bundesamtes sowie mittels Datastream generiert. Der relative Bid-Ask Spread wird in Anlehnung an Loderer/Roth445 als die Differenz zwischen Ask- und Bid-Price dividiert durch den Bid-Price definiert. Die Datenbasis bilden die im CDAX gelisteten Unternehmen. Zur Berechnung des durchschnittlichen jährlichen relativen Bid-Ask Spread wurde zunächst der durchschnittliche tägliche Spread ermittelt. Die Spreads der einzelnen Gesellschaften wurden hierzu mit ihrer Marktkapitalisierung gewichtet. Anschließend wurde das Jahresmittel aus den täglichen Spreads errechnet. Das Marktwert-BuchwertVerhältnis zur Abbildung des Einflusses des Tobin’s q wird analog zum relativen Bid-Ask

442

443 444

445

Vgl. z. B. Aitken, M., Comerton-Forde, C., Tick Sizes (2005), S. 171-184; Aitken, M., Comerton-Forde, C., Measure Liquidity (2003), S. 45-59; Amihud, Y., Mendelson, H., Bid-Ask Spread (1986), S. 223-249; Conroy, R. M., Harris, R. S., Benet, B. A., Stock Splits (1990), S. 1285-1295; Han, K. C., Reverse Splits (1995), S. 159169; Loderer, C., Roth, L., Pricing Discount for Limited Liquidity (2005), S. 239-268; Madhavan, A., Market Microstructure (2002), S. 29. Vgl. Loderer, C., Roth, L., Pricing Discount for Limited Liquidity (2005), S. 239-268. Vgl. in Bezug auf die Methode der kleinsten Quadrate beispielsweise Hackl, P., Ökonometrie (2005), S. 162 f. Vgl. Loderer, C., Roth, L., Pricing Discount for Limited Liquidity (2005), S. 239-268.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

143

Spread aus den Werten der im CDAX gelisteten Unternehmen ermittelt. Der Proxy für die Risikoprämie bei Unternehmensanleihen wird in Anlehnung an Chung446 als das Verhältnis der Indexkurse von BBB zu AAA gerateten Unternehmensanleihen definiert. Die Datenbasis bilden die Preisindices IBOXX Euro Corporate BBB Rated All Maturities bzw. IBOXX Euro Corporate AAA Rated All Maturities. Die Risikoprämie konnte nur für die Jahre 1999 ff. berechnet werden, da Datastream für 1998 keine Daten zur Verfügung stellte. Beim Zinsniveau wird zwischen dem kurz- und langfristigen Zinssatz unterschieden. Das langfristige Zinsniveau berechnet sich in Form des durchschnittlichen Zinsniveaus von Bundesanleihen mit zehnjähriger Laufzeit. Das kurzfristige Zinsniveau wird über den durchschnittlichen Zinssatz für Tagesgeld abgebildet. Die Zinsstrukturkurve wird über das Verhältnis des durchschnittlichen Zinsniveaus zehnjähriger Bundesanleihen zum Tagesgeldsatz berechnet. In Tabelle 6 wurde eine Korrelationsmatrix für den Zeitraum 1999 bis 2006 berechnet.447 Diese lässt auf eine starke Kollinearität448 verschiedener makroökonomischer Kontrollvariablen schließen. Dabei muss die geringe Signifikanz auf Basis der t-Statistik in manchen Fällen nicht zwingend bedeuten, dass keine Kollinearität vorliegt.449 Ferner lässt die Kollinearität der dargestellten Kontrollvariablen nicht notwendigerweise auf einen Ursache-Wirkungszusammenhang schließen. Aufgrund des kurzen Untersuchungszeitraumes – er umfasst acht Jahre und damit lediglich acht Datenpunkte je Variable – können die Korrelationen zudem rein zufälliger Art sein, gleichwohl die inhaltliche Nähe der Variablen einen gemeinsamen Trend vermuten lässt.

Bid-Ask

BNE

Price to Book

Risikoprämie

446 447

448 449

Bid-Ask

BNE

Price to Book

0.00 1 -----0.16 -0.60 -1.85 0.00 0.26 0.65

12257.30 1 -----85.82 -0.76* -2.84

1.05 1 -----

0.00 0.05 0.13

-2.08 -0.75* -2.81

0.02 0.91** 5.25

Risikoprämie

Langfr. Zins

Kurzfr. Zins

Zinsstruktur

0.00 1 -----

Vgl. Chung, K. S., Investment opportunities (1982), S. 119 ff. Eine Berechnung für den Zeitraum 1998 ff. war aufgrund der fehlenden Daten zur Berechnung der Risikoprämie für 1998 nicht möglich. Die Berechnung einer Korrelationsmatrix ohne der Risikoprämie über den Zeitraum 1998 bis 2006 ließ jedoch auf eine ähnlich hohe Kollinearität schließen. Vgl. zum Begriff der Kollinearität statt vieler Schneider, H., in: Multikollinearität, 183 ff. Vgl. Schneider, H., in: Multikollinearität, 186.

144 Langfr. Zins

Kurzfr. Zins

Zinsstruktur

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland 0.00 0.77* 2.94 0.00 0.57 1.70 0.00 -0.27

-51.10 -0.79* -3.21 -47.13 -0.51 -1.45 5.29 0.18

0.47 0.79* 3.16 0.57 0.67 2.21 -0.12 -0.45

0.01 0.59 1.77 0.01 0.45 1.22 0.00 -0.21

0.34 1 ----0.40 0.82** 3.57 -0.08 -0.49

0.70 1 -----0.20 -0.88**

0.07 1

-0.68

0.45

-1.24

-0.53

-1.39

-4.54

-----

Die erste Zeile gibt die Kovarianz an, in den folgenden Zeilen werden die Korrelation nach Pearson und das Signifikanzniveau auf Basis der t-Statistik abgebildet. Korrelationskoeffizienten mit absolutem Betrag  0,8 sind durch ** bzw. falls  0,7 durch * gekennzeichnet.450 Tabelle 6: Korrelation der einzelnen Kontrollvariablen

Die in Tabelle 6 abgebildeten Korrelationskoeffizienten können schließlich nur erste Hinweise auf das Vorliegen von Kollinearität geben. Die dortigen Ergebnisse beziehen sich durchgängig auf ein Variablenpaar. Eine Kollinearitätsbeziehung zwischen drei und mehr Variablen kann mithilfe der Korrelationsmatrix nicht ergründet werden. Die deshalb vorgenommenen Hilfsregressionen können jedoch die zuvor aufgestellten Kollinearitätsvermutungen bestätigen. Dazu wurde jede einzelne Variable auf die übrigen Variablen regressiert. Um eine verbesserte Vergleichbarkeit zwischen den einzelnen Ergebnissen herzustellen, wurden die Variablen zuvor standardisiert. Die so berechneten Hilfsregressionen weisen zum einen niedrige Werte von zum Teil deutlich unter 0,03 bei den Summen der quadrierten Abweichungen auf und die berechneten R2 liegen regelmäßig mit Werten von 0,99 deutlich nahe eins. Einzig die Variable Bid-Ask-Spread weist im Vergleich ein mit 0,978 etwas niedrigeres R2 und mit 0,16 eine etwas höhere Summe der quadrierten Abweichungen auf. Der Wert von 0,978 liegt dennoch nahe bei eins, sodass unvermindert von einem hohen Maß an Kollinearität ausgegangen werden kann.451 Allen Variablen ist letztlich eine hohe Korrelation untereinander zu unterstellen. Die Auswahl der makroökonomischen Kontrollvariablen geschieht daher anhand folgender Überlegung. Um zum einen das Marktumfeld für die Bewertung von Unternehmensanteilen in die Untersuchung einfließen zu lassen, soll das Price to Book Verhältnis weiter Verwendung finden. Zum anderen wird mit dem durchschnittlichen Zinssatz für Tagesgeld als Proxy für das kurz-

450

451

Eckey, H., Kosfeld, R., Türck, M., Deskriptive Statistik (2005), S. 176 gehen bei einem absoluten Betrag der Korrelationskoeffizienten  0,8 von einem starken Zusammenhang aus. So auch Griffiths, W. E., Hill, R. C., Econometrics (1993), S. 435 der von einem üblichen Niveau für einen starken Zusammenhang von 0,8 oder 0,9 spricht. Da bereits geringere Korrelationswerte ein Indiz für eine Kollinearität sein können, wurden auch Werte  0,7 gekennzeichnet. Vgl. zur Methodik Griffiths, W. E., Hill, R. C., Econometrics (1993), S. 436 f.. Details zu den Regressionsergebnissen sind im Anhang abgebildet.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

145

fristige Zinsniveau die Finanzierungsseite auf makroökonomischer Ebene in der Untersuchung berücksichtigt. 4.

Untersuchungsgesamtheit

a)

Generierung der Datenbasis

Für die Gewinnung der Datenbasis wird auf die vom Bureau van Dijk herausgegebene Datenbank Dafne452 zurückgegriffen. Dafne liefert detaillierte historische Jahresabschlussinformationen zu über 150.000 deutschen und österreichischen Unternehmen. Schwerpunkt der Datenbank bildet nicht nur die Erfassung börsennotierter, sondern insbesondere auch nicht gelisteter, vornehmlich mittelständischer Unternehmen. Gegenstand der Untersuchung sind die Einzelbilanzen von in Deutschland ansässigen Körperschaften.453 Für die Untersuchung sind grundsätzlich nur Körperschaften i. S. d. § 1 Abs. 1 KStG relevant. Aufgrund der besonderen Rechnungslegungsvorschriften für Wirtschaftsbetriebe der öffentlichen Hand, die nicht in privatrechtlicher Rechtsform betrieben werden, bleiben diese jedoch von der Untersuchung ausgeschlossen.454 Des Weiteren werden Vereine, Anstalten, Stiftungen und andere Zweckvermögen des privaten Rechts sowie als gGmbH geführte Unternehmen nicht in die Untersuchungsgesamtheit aufgenommen, da hier vielfach das Gemeinnützigkeitsrecht oder besondere Besteuerungsvorschriften zum Tragen kommen.455 Des Weiteren erfolgt neben der Rechtsform eine Selektion anhand der Branchenzugehörigkeit.456 Das HGB schreibt branchenspezifische Bilanzierungsvorschriften für Kreditinstitute (§ 340 Abs. 1 S. 1 HGB), Finanzdienstleistungsinstitute (§ 340 Abs. 4 S. 1 HGB) und Versicherungsunternehmen (§ 341 Abs. 1 S. 1 HGB) vor, die einen Einbezug problematisch erscheinen lassen. Die Regelungen betreffen insbesondere die Verordnung über die Rechnungslegung der Kreditinstitute und Finanzdienstleistungsinstitute (RechKredV) und die Verordnung über die Rechnungslegung von Versicherungsunternehmen (RechVersV). Fernerhin sind bei Unternehmen dieser Branchen steuerliche Sondervorschriften gemäß § 8b KStG zu beachten.

452

Dafne Windows Version 24.0, Update 132, Februar 2008. Siehe zur Eingrenzung relevanter handelsrechtlicher Abschlüsse Kapitel V.A.3.a)(1). Vgl. IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. L Rz. 8). Das Eigenbetriebsrecht wird regelmäßig auf Kommunalunternehmen angewandt, die eine Anstalt des öffentlichen Rechts darstellen. 455 Vertiefend zur Gemeinnützigkeit von Vereinen, Verbänden und Stiftungen siehe statt vieler Boochs, W., Kühr, C., Steuerhandbuch für Vereine, Verbände und Stiftungen (2001), S. 18 ff., 331 ff. Siehe zu den Besonderheiten der Besteuerung anderer Zweckvermögen nach § 1 Abs. 1 Nr. 5 KStG Graffe, I., in: Dötsch/Jost/Pung/Witt, § 1 KStG Rz. 50 f. 456 Als Ausschlusskriterium dient sowohl die Haupt- als auch Nebentätigkeit. 453 454

146

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

(1) Für Kredit- und Finanzdienstleistungsinstitute sieht die RechKredV abweichend von der in § 247 Abs. 1 HGB vorgesehenen Bilanzgliederung auf der Aktivseite einen Ausweis nach abnehmender Liquidität vor.457 Eine Unterteilung nach Anlage- und Umlaufvermögen findet nicht statt, sodass infolgedessen regelmäßig Gegenstände des Anlage- als auch Umlaufvermögens in einer Bilanzposition ausgewiesen werden. Grundsätzlich könnte jedoch eine Einteilung gemäß der Einteilung des § 340e Abs. 1 HGB vorgenommen werden, der eine Abgrenzung zum Zwecke der Bewertung vornimmt.458 Eine unmittelbare Vergleichbarkeit von Kredit- und Finanzdienstleistungsinstituten mit Unternehmen anderer Branchen – ohne darüber hinaus auf weitere Besonderheiten zu Ansatz- und Bewertungsvorschriften einzugehen459 – wird dennoch im Einzelfall auf Basis der Bilanz schwerlich möglich sein. Ferner unterscheidet sich nicht nur der Aufbau der Bilanz, sondern auch der der GuV mitunter erheblich von dem in § 275 HGB vorgegebenen Gliederungsschemata. Darüber hinaus sind die steuerrechtlichen Sonderreglungen für Kredit- und Finanzdienstleistungsinstitute im Rahmen des § 8b KStG zu bedenken. Danach gelten die Regelungen des § 8b Asb. 1 bis 6 KStG nicht für Kredit- und Finanzdienstleistungsinstitute, bei denen die Anteile dem Handelsbuch zuzurechnen sind (§ 8b Abs. 7 S. 1 KStG), bzw. bei Anteilen, denen ein Anteilserwerb mit dem Ziel eines kurzfristigen Eigenhandelserfolges zugrunde liegt (§ 8b Abs. 7 S. 2 KStG). 460 Zwar ist der Eigenhandelserfolg nach Handelsrecht separat im Posten „Nettoertrag/Nettoaufwand aus Finanzgeschäften“ auszuweisen461, sodass Erfolge aus dem Handelsbestand grundsätzlich separiert werden könnten. In der Literatur ist jedoch strittig, ob unter dem Eigenhandel i. S. d. § 8b Abs. 7 S. 2 KStG allein börsengehandelte Wertpapiere oder auch GmbH-Anteile und nicht börsennotierte Aktien fallen können.462 Letztgenannte fallen aber nicht unter das Nettoergebnis aus Finanzgeschäften laut handelsrechtli-

457 458

459 460

461

462

Vgl. Wiedmann, H., in: Ebenroth/Boujong/Joost, § 340a HGB Rdnr. 19. Vgl. Scharpf, P., Handbuch Bankbilanz (2004), S. 94. Darüber hinausgehend wäre eine Einteilung über den Anlagenspiegel möglich. Wertpapiere, die wie Anlagevermögen gehalten werden, sind darin aufzuführen. Vgl. IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. J Rz. 51. Ausführlich hierzu Bieg, H., in: Beck HdR, B 900 Rz. 221 ff..IDW, WP-Handbuch (2006). Finanzunternehmen haben nach dem KWG keine Handelsbücher zu führen, sodass anstelle des Handelsbuches auf den Eigenhandelserfolg abgestellt wird. Vgl. Scharpf, P., Handbuch Bankbilanz (2004), S. 218. Als Finanzgeschäfte gelten Geschäfte mit Wertpapieren des Handelsbestandes, mit Finanzinstrumenten sowie Devisen und Edelmetallen. Das Ergebnis aus Finanzanlagen weist hingegen gesondert das Ergebnis aus Beteiligungen oder wie Anlagevermögen gehaltene Wertpapiere aus. Vgl. IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. J Rz. 95. Zustimmend Dötsch, E., Pung, A., in: Dötsch/Jost/Pung/Witt, § 8b KStG Rz. 140a; Gosch, D., § 8b KStG Rz. 577; Watermeyer, H. J., in: H/H/R, § 8b KStG Rz. 165 Frotscher, G., in: Frotscher/Maas, Rz. 111b. Ablehnend Eilers, S., Schmidt, R., Steuerbefreiung von Dividenden und Veräußerungsgewinnen (2003), S. 613, 640; Milatz, J. E., Vermögensverwaltende Beteiligungsgesellschaften (2001), S. 1066, 1072; Schwedhelm, R., Olbing, K., Binnewies, B., Gestaltungsüberlegungen zum Jahreswechsel (2002), S. 1157, 1160.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

147

cher GuV.463 Tendenziell dürften diese Kapitalbeteiligungen zwar eher langfristiger Natur und regelmäßig nicht unter dem Eigenhandel zu subsumieren sein464, davon abweichende Sachverhalte sind aber durchaus denkbar. (2) Auch die Besonderheiten des Geschäftsbetriebs bei Versicherungsunternehmen macht eine von den §§ 266 und 275 HGB abweichende Gliederungsvorschrift, geregelt in der RechVersV, erforderlich. Anders als z. B. bei Industrie- und Handelsunternehmen nehmen güterliche Prozesse und Transaktionen einen geringen, immaterielle Leistungsvorgänge und Transfers dagegen einen hohen Stellenwert ein. Das Geschäft beschränkt sich im Kern auf ein Risiko- und Vermögensanlagegeschäft. Dementsprechend ist auch hier eine Trennung von Anlage- und Umlaufvermögen nicht vorgesehen. Die GuV sieht eine Untergliederung nach speziellen Funktionsbereichen vor und nimmt eine Aufspaltung in eine versicherungstechnische und nichtversicherungstechnische Rechnung vor.465 In § 8b Abs. 8 KStG ist zudem wie für Kredit- und Finanzdienstleistungsinstitute eine Ausnahmeregelung vorgesehen. Danach sind bei Lebens- und Krankenversicherungsunternehmen § 8b Abs. 1 bis 7 KStG nicht auf Anteile, die den Kapitalanlagen zugeordnet sind, anzuwenden. Diese Besonderheit ließe sich zwar insofern im handelsrechtlichen Jahresabschluss leicht nachvollziehen, als dass die Kapitalanlagen i. S. d. § 8b Abs. 8 KStG direkt dem gleichlautenden handelsrechtlichen Bilanzposten zu entnehmen sind und Erträge aus deren Abgang gesondert in der GuV auszuweisen sind.466 Die Regelung ist jedoch erst für den Veranlagungszeitraum 2004 anzuwenden. Mittels eines unwiderruflichen Antrages konnte die Regelung (zu 80%) für die Wirtschaftsjahre 2001 bis 2003 rückwirkend angewandt werden. Aufgrund der dargelegten Unklarheiten, den im handelsrechtlichen Jahresabschluss nur schwer nachvollziehbaren speziellen Besteuerungsvorschriften sowie der besonderen Rechnungslegungsvorschriften bei Kredit- und Finanzdienstleistungsinstituten und Versicherungsunternehmen wird im Rahmen der Untersuchung auf deren Einbezug verzichtet. Eine Vergleichbarkeit mit Unternehmen anderer Branchen ist nur bedingt möglich. Im Einzelfall sind Ergebnisverzerrungen denkbar, die die Aussagequalität negativ beeinflussen.

463

464

465 466

Unter das Finanzgeschäft fallen nur börsennotierte Wertpapiere (vgl. IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. J Rz. 48, 93). So wohl auch die Auffassung der Finanzverwaltung, vgl. Düll, A., Fuhrmann, G., Eberhard, M., Mittelständische Kapitalgesellschaften (2002), S. 1980. Vgl. ausführlich dazu Hesberg, D., in: Beck HdR, B 910 Rz. 34 ff.; IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. K. Vgl. IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. K Rz. 605.

148

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Neben den besonderen Vorschriften für Kredit und Finanzdienstleistungsinstitute sowie Versicherungsunternehmen werden des Weiteren durch Rechtsverordnungen, die auf Grundlage des § 330 HGB erlassen werden können, Branchenspezifika in der Rechnungslegung für bestimmte andere Wirtschaftszweige aufgegriffen. Deren wesentliche Inhalte sind in der nachfolgenden Tabelle 7 aufgeführt. Sie umfassen insbesondere spezielle Regelungen zur Bilanz- und GuV-Gliederung. Wirtschaftszweig

Sondervorschriften

Verkehrsbereich:

x

Detaillierte Aufgliederung des Sachanlagevermögens

Versorgungsbereich:

x

Beachtung der ergänzenden Vorschriften für Kapitalgesellschaften unabhängig von Rechtsform und Eigentumsverhältnissen

Entsorgungsbereich:

x

Ergänzende Gliederungsvorschriften in bestimmten Bundesländern

Krankenhäuser und Pflegeein- x

Anwendung der Krankenhaus-

richtungen:

Buchführungsverordnung bzw. Pflegebuchführungsverordnung unabhängig von der Rechtsform x

Keine Anwendung der handelsrechtlichen Gliederungsvorschriften unter bestimmten Voraussetzungen

Tabelle 7: Besonderheiten in der Rechnungslegung bei Unternehmen bestimmter Wirtschaftszweige467

Da sich bei den in der Tabelle 7 aufgezeigten Wirtschaftszweigen mit Ausnahme der speziellen Regelungen für Krankenhäuser und Pflegeeinrichtungen keine Besonderheiten für die Untersuchung ergeben, können diese ohne Ausnahme und weitere Anpassungen in die Untersuchungsgesamtheit übernommen werden. Krankenhäusern und Pflegeeinrichtungen bleiben hingegen aufgrund der spezifischen Vorschriften im Einzelfall insgesamt von der Untersuchung ausgeschlossen. Die ergänzenden Vorschriften im HGB zu eingetragenen Genossenschaften sehen vornehmlich verschärfte Bestimmungen vor, die einem Einbezug in die Untersuchung nicht entgegenstehen. So sind für eingetragene Genossenschaften die meisten ergänzenden Vorschriften für Kapitalgesellschaften verpflichtend. Darüber hinaus sind spezielle Regelungen für Anhang und Lagebericht vorgesehen, die im Rahmen der Untersuchung unerheblich sind.468 Der Ein-

467 468

Vgl. IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. J Rz. 34 ff. Siehe ausführlich IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. G.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

149

bezug der eingetragenen Genossenschaften besteht jedoch vorbehaltlich spezieller Regelungen für bestimmte Geschäftszweige. Neben den Besonderheiten bei der Rechnungslegung bestimmter Branchen erfolgt außerdem ein Ausschluss von sogenannten Schockbranchen. Eine Reihe empirischer Studien zeigen auf, dass sogenannte Branchenschocks Restrukturierungswellen innerhalb einer Branche auslösen, welche sich in Form einer erhöhten M&A Aktivität bemerkbar machen. Branchenschocks können grundsätzlich alle Einflussgrößen sein, die zu einer Änderung der Branchenstruktur führen. Jensen weist beispielsweise für die USA in einer überblicksartigen Zusammenfassung auf verschiedene Faktoren und Trends wie technologische Revolutionen, Finanzinnovationen oder Deregulierungen hin, die einen Erklärungsansatz für Restrukturierungen innerhalb einer Branche bieten.469 Chung/Weston stellen für die Phase von 1948 bis 1977 einen positiven Zusammenhang zwischen der M&A Aktivität und abnormalen Börsenrenditen in der Zielbranche fest.470 In einer Studie über die Mergerwelle der 80er Jahre in den USA zeigen Mitchell/Mulherin wiederum die empirische Evidenz von sowohl allgemeinen Branchenschocks in Form von ungewöhnlichen Branchenumsätzen als auch spezifischen Branchenschocks aufgrund von Deregulation oder Finanzinnovationen auf.471 Für die 90er Jahre weisen Mulherin/Boone gleichfalls einen positiven Zusammenhang in Bezug auf branchenspezifische Deregulierungen nach.472 In zahlreichen vor allem netzgebundenen Wirtschaftsbereichen kam es seit Ende der 80er Jahre in Deutschland zu einer meist stufenweisen Marktderegulierung und Privatisierung ehemals öffentlicher Monopolunternehmen: x

Der Markt für Telekommunikation wurde mit den sogenannten drei Postreformen dereguliert und für den Wettbewerb stufenweise geöffnet. Die Postreform I aus dem Jahre 1989 hatte zunächst eine Marktöffnung im Bereich der Endgeräte, der Mehrwertdienste und der Firmennetze sowie eingeschränkt auch im Bereich des Mobil-

469 470 471 472

Vgl. Jensen, M. C., Modern Industrial Revolution (1993), S. 831-880. Vgl. Chung, K. S., Weston, F. J., in: Keenan/White, 329 ff. Vgl. Mitchell, M. L., Mulherin, J. H., Industry Shocks (1996), S. 193-229. Vgl. Mulherin, J. H., Boone, A. L., Acquisitions and Divestitures (2000), S. 117-139. Darüber hinaus dokumentieren Andrade/Stafford einen Zusammenhang zwischen der Branchenauslastung und der Mergeraktivität. Während in den 70er und 80er Jahren jedoch eine negative Korrelation festgestellt wird, ergibt sich in den 90er Jahren eine positive Beziehung. Zudem stellen Andrade/Stafford einen empirischen Zusammenhang zwischen Branchenschocks in Form von über- oder unterdurchschnittlichem Branchenwachstum und der Mergeraktivität her. Die Wirkungsbeziehung kann jedoch nur für Merger innerhalb einer Branche nachgewiesen werden, bei branchenfremden bzw. -übergreifenden Mergern besteht kein signifikanter Zusammenhang (vgl. Andrade, G., Stafford, E., Economic Role of Mergers (2004), S. 1-36.). Eine solch detaillierte Differenzierung von brancheninternen und -externen Mergern ist an dieser Stelle auf Basis der gegebenen Daten nicht möglich. Im Weiteren beschränken sich die Ausführungen auf den in den empirischen Studien allgemein als robust erwiesenen Einflussfaktor der Marktderegulierung.

150

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

und Satellitenfunks zur Folge. Eine Öffnung der Märkte für Funkanlagen, Netzinfrastruktur und Sprachtelefondienste erfolgte erst mit der dritten Stufe der Postreform durch das Telekommunikationsgesetz. Während die meisten der verbliebenen Monopolrechte im Telekommunikationssektor bereits mit dem Inkrafttreten 1996 wegfielen, wurde der Markt für die Sprachtelefondienste 1998 für den Wettbewerb geöffnet. 473 Ab 1999 kam es zudem mit dem Verkauf des Breitbandkabelnetzes durch die Telekom zu einem weiteren Abbau von Wettbewerbsbeschränkungen im Telekommunikationsmarkt.474 x

Die staatlich garantierte Monopolstellung der Deutschen Bundespost im Bereich der Postdienstleistungen wurde seit 1989 in mehreren Schritten aufgehoben. 1989 wurde zunächst der Markt für Briefsendungen über 10,- DM geöffnet sowie Wettbewerb bei grenzüberschreitenden Kurierdiensten zugelassen. Die Marktöffnung wurde 1995 auf Massensendungen bis 250g und anschließend 1996 auf Massensendungen bis 100g ausgeweitet. Mit dem Postgesetz kam es 1998 zu einer weiteren Öffnung im Bereich der Postdienstleistungen. Für einen Kernbereich des Briefdienstes erhielt die aus der Deutschen Bundespost hervorgegangene Deutsche Post AG jedoch weiterhin ein Exklusivrecht, welches in 2001 bis Ende 2007 verlängert wurde.475

x

Eine Liberalisierung der Energieversorgungsmärkte in Deutschland wurde mit dem Energiewirtschaftsgesetz 1998 eingeleitet, dessen Ziel eine weitgehende Aufhebung der Wettbewerbsbeschränkungen auf den Strommärkten war. Eine Neufassung des Energiewirtschaftsgesetzes in 2005 sollte den Wettbewerb auf den Strommärkten weiter beschleunigen und fördern. Des Weiteren wurde in der Gesetzesnovelle der Zugang zu den Gasversorgungsnetzen ähnlich zu den Elektrizitätsversorgungsnetzen geöffnet und wettbewerbsfördernde Rahmenbedingung festgelegt.476

x

Die Neuorganisation und Deregulierung des Schienenverkehrs wurde durch die verschiedenen Stufen der Bahnstrukturreform in Deutschland vorangetrieben. Mit der Bahnstrukturreform von 1994 wurde der Markt für Bahnverkehrsdienstleistungen

473

474

475

476

Vgl. Luttmann, J., in: Liberalisierung der Netzsektoren, 38. Zur Geschichte und Entwicklung des Telekommunikationsgesetzes siehe auch Schuster, F., in: BeckTKG-Komm, A. Rn. 1 ff. Dem Verkauf ging eine Forderung der EU-Kommission der strukturellen Trennung von Telekommunikationsund Breitbandkabelnetzen voran (vgl. Hefekäuser, H., Ausgliederung Breitbandkabelgeschäft (1999), S. VIIVIII). Nach der Ausgliederung des Breitbandgeschäftes in die zwei Gesellschaften Kabel Deutschland GmbH als Netzbetreiber und MediaServices GmbH als Dienstleister zum 1.1.1999 und der regionalen Strukturierung des Kabelgeschäfts wurden die Regionalnetze verschiedenen Investoren angedient. Vgl. Bundesministerium für Wirtschaft und Technologie, Postwesen im Umbruch 2008. Für Details zur Regulierung des Briefmarktes nach dem Postgesetz in Deutschland siehe auch Christmann, C., Monopolmärkte (2004), S. 37 ff. Sowohl das Energiewirtschaftsgesetz von 1998 als auch von 2005 setzen EU-Richtlinien zur Liberalisierung der Energiemärkte um. Vgl. ausführlich zum Energiewirtschaftsgesetz 1998 Kühne, G., Scholtka, B., Energiewirtschaftsrecht (1998), S. 1902-1909 und zum Energiewirtschaftsgesetz 2005 Scholtka, B., Energiewirtschaftsgesetz (2005), S. 2421-2426; Stumpf, C., Gabler, A., Energierechtsnovelle (2005), S. 3174-3179.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

151

weitgehend geöffnet und die staatlich garantierte Monopolstellung der in die Deutsche Bahn AG überführten Deutschen Bundesbahn bzw. Reichsbahn aufgehoben. Vor allem die besonderen ökonomischen Umstände im Eisenbahnsektor führen bis heute zu einer langsamen Wettbewerbsentwicklung im Schienenverkehr.477 x

Eine Liberalisierung des Luftverkehrs auf EU Ebene erfolgte bereits seit 1988 in drei Schritten. Mit dem dritten und letzten Liberalisierungspaket kam es 1993 zu einer weitgehenden Marktöffnung und Deregulierung innerhalb der EU.478

Um die durch die Deregulierung hervorgerufenen Störeffekte in der Untersuchung abzufangen, werden die genannten Branchen von der Untersuchungsgesamtheit gänzlich ausgeschlossen. Die Deregulierungen vollzogen sich zum einen über einen längeren Zeitraum und waren zum anderen in ihrer Intensität stark unterschiedlich. Weder lässt sich ein Zeitraum für einen wahrnehmbaren Branchenschock genauer spezifizieren noch ist mit vergleichbaren Ausmaßen der Branchenschocks zu rechnen. Von einer entsprechenden Integration in das Untersuchungsmodel wird daher aus Gründen der Klarheit abgesehen. Andernfalls könnten die Effekte aus der im Mittelpunkt des Interesses stehenden Körperschaftsteuersystemumstellung durch andere Umstände überlagert werden. Eine Trennung der Effekte wäre nicht möglich und die Aussagequalität der Untersuchung entsprechend gemindert.479 Aufgrund der getroffenen Einschränkungen werden schlussendlich folgende Branchen auf der Grundlage des WZ Code 2003 ausgeschlossen480: x

Energie- und Wasserversorgung (EA),

x

Verkehr- und Nachrichtenübermittlung: Eisenbahnverkehr (IA601), Luftfahrt (IA62) und Nachrichtenübermittlung (IA64),

x

Kredit- und Versicherungsgewerbe (JA),

x

Öffentliche Verwaltung, Verteidigung, Sozialversicherung (LA) sowie

x

Gesundheits-, Veterinär-, Sozialwesen (NA).

In Bezug auf die Untersuchung der sonstigen betrieblichen Erträge steht kleineren und mittleren Kapitalgesellschaften nach § 276 S. 1 HGB eine größenabhängige Erleichterung in der Form zu, dass sie bestimmte Posten der GuV zum Rohergebnis zusammenfassen dürfen.

477 478 479

480

Vgl. Luttmann, J., in: Liberalisierung der Netzsektoren, 50 ff. Vgl. Button, K., European Air Transport Markets (2001), S. 258 ff. Eine solcher Branchenschock ließe sich im Zeitablauf nur bedingt allein über die Branchendummies im Modell abbilden. Im Einzelnen werden in den Branchen auch Unternehmen enthalten sein, die nicht unter die spezifischen Rechnungslegungs- und Steuervorschriften fallen bzw. als sogenannte Schockbranche zu klassifizieren sind. Der Ausschluss wurde jedoch weit gefasst, um möglichst alle Unternehmen zu erfassen, die den in den vorhergehenden Kapiteln erörterten Einschränkungen unterliegen.

152

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Gleiches wird nach herrschender Meinung auch kleinen und mittleren Personengesellschaften und Einzelkaufleuten zugestanden. Die Zusammenfassung steht im Konflikt zur Untersuchung des Postens „Sonstige betriebliche Erträge“, der im Rohergebnis enthalten ist. Soweit Gesellschaften von der Erleichterung Gebrauch machen, fallen diese bei der Analyse der sonstigen betrieblichen Erträge aus der Untersuchungsgesamtheit. Des Weiteren werden Unternehmen mit einem Rumpfwirtschaftsjahr aus der Untersuchung genommen. Zur Sicherstellung der Vergleichbarkeit werden nur Jahresabschlüsse untersucht, denen ein zwölfmonatiges Wirtschaftsjahr zugrunde liegt. Für einige Jahresabschlüsse im Untersuchungsdatensatz liegen keine Vorjahreswerte vor. Da sowohl der Vorjahreswert der Finanzanlagenquote als auch des Verschuldungsgrades als unabhängige Variablen in die Untersuchungsmodelle einfließt, werden die betreffenden Abschlüsse aus dem Untersuchungsdatensatz genommen. Der derart angepasste Datensatz umfasst insgesamt 14.502 Firmenjahre von Körperschaften mit Sitz in Deutschland. Im Datensatz werden in fünf Jahresabschlüssen negative sonstige betriebliche Erträge und in einem Jahresabschluss negative außerordentliche Erträge berichtet. Diese Abschlüsse bleiben bei der Untersuchung der betreffenden Posten unberücksichtigt. Zur Prüfung der Robustheit der Testergebnisse wird neben dem Untersuchungspanel ein weiteres Kontrollpanel mit Jahresabschlüssen von Personengesellschaften erstellt.481 Sowohl die Schätzungen des Untersuchungspanels aus dem Probit- als auch aus dem Tobit-Modell werden mit den Schätzungen auf Basis des Kontrollpanels verglichen, um Rückschlüsse auf die Robustheit der Testergebnisse ziehen zu können. Anders als bei Körperschaften brachte 481

Als Personenunternehmen werden in diesem Zusammenhang solche Unternehmen umschrieben, die Gewerbetreibende i. S. d. § 15 EStG sind. Unternehmen in der Rechtsformen der GmbH & Co. KG sowie der GmbH & Co. OHG sind hybride Gesellschaftsformen, deren Gesellschafter grundsätzlich eine Mitunternehmerstellung i. S. d. § 15 Abs. 1 S. 1 Nr. 2 EStG einnehmen. Sie fallen damit auch unter die hier betrachteten Gewerbebetriebe nach § 15 EStG. Nicht für die Untersuchung geeignet sind hingegen Unternehmen in der Rechtsform der KGaA, da der duale Charakter der Rechtsstruktur im Gesellschaftsrecht auch für deren Besteuerung relevant ist (vgl. Schaumburg, H., Schulte, C., Die KGaA (2000), S. 67). Während bei Kommanditaktionären das Trennungsprinzip angewandt wird, gilt bei den Komplementären im Ergebnis das Transparenzprinzip. Im Rahmen der Datenbankanalyse kann diese Besonderheit jedoch nicht nachvollzogen werden, sodass sich ein genereller Ausschluss empfiehlt. Im Übrigen stünde einem Einbezug trotz der Kenntnis der Gewinnverteilung auf Kommanditaktionäre und Komplementäre mögliche interessentheoretische Überlegungen entgegen. Trotz geringer Kapitalbeteiligung und Gewinnpartizipation können die Komplementäre eine dominierende Machtstellung inne haben (vgl. zu Organen und Kompetenzverteilungen Schaumburg, H., Schulte, C., Die KGaA (2000), S. 9 ff.). Ungeeignet sind auch bestimmte Unterformen der KGaA. So kann bei einer GmbH & Co. KGaA als Komplementär sowohl eine GmbH oder aber GmbH & Co. KG installiert sein (vgl. hierzu ausführlich Arnold, A., GmbH & Co. KGaA (2001), S. 17 ff.). Diese Feinheit geht jedoch nicht aus deren Bezeichnung als GmbH & Co. KGaA hervor. Da die steuerrechtlichen Konsequenzen bei einer GmbH oder einer GmbH & Co. KG als Komplementär aber grundverschieden sind, wäre eine Unterscheidung im Rahmen der Untersuchung zwingend. Gleiches lässt sich auch für die AG & Co. KGaA anführen (denkbar wäre hier eine AG oder eine AG & Co. KG als Komplementärin). Folgerichtig sind somit alle in Dafne geführten Unternehmen in der Gesellschaftsform der GmbH & Co. KGaA sowie AG & Co. KGaA für die Untersuchung ungeeignet.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

153

die Körperschaftsteuersystemumstellung bei Personengesellschaften keine vollständige Steuerbefreiung von Beteiligungsveräußerungen mit sich. Bei im Betriebsvermögen einer Personengesellschaft gehaltenen Kapitalgesellschaftsbeteiligungen ist nach der Systemumstellung das Halbeinkünfteverfahren anzuwenden. Der Veräußerungsgewinn ist – mit Ausnahme des § 6b Abs. 10 EStG482 – nach § 3 Nr. 40 EStG nur hälftig und nicht zur Gänze steuerfrei. Für einen Überblick über die Entwicklung der Steuerbelastung von Beteiligungsveräußerungen bei im Betriebsvermögen einer Personengesellschaft und bei einer Körperschaft gehaltenen Kapitalgesellschaftsanteilen siehe Kapitel 0. Die Systemumstellung ging mit einer unterschiedlichen Belastungsänderung bei Personen- und Kapitalgesellschaften einher. Entsprechend wird von einem unterschiedlichen Reaktionsmuster von Personen- und Kapitalgesellschaften ausgegangen. Von geringeren Schwankungen der Grenzsteuerbelastung aufgrund geänderter Spitzensteuersätzen wird im Rahmen der hiesigen Untersuchung abstrahiert. Gleiches gilt im Übrigen auch für die ab 2004 geltende Fiktion der 5%igen nicht abzugsfähigen Betriebsausgaben bei Körperschaften (§ 8b Abs. 3 KStG). Die Fiktion führt zu einer marginalen Änderung der Grenzsteuerbelastung bei Körperschaften, die im Vergleich zu den Änderungen der Körperschaftsteuersystemumstellung allerdings zu vernachlässigen ist.483 Für die Erstellung des Kontrollpanels aus Personengesellschaften ist die Gesellschafterstruktur von entscheidender Bedeutung. Besteuerungssubjekt für die Einkommensteuer ist weniger die Personengesellschaft als solche, sondern viel mehr nach dem Transparenzprinzip der dahinter stehende natürliche Gesellschafter.484 Infrage kommen vornehmlich solche Personengesellschaften, an denen mindestens zu mehr als 50% natürliche Personen beteiligt

482

483

484

§ 6b Abs. 10 EStG erlaubt eine steuerneutrale Übertragung stiller Reserven auf bestimmte Wirtschaftsgüter übertragen. Dies ist jedoch nur bis zu einem Gewinn i. H. v. 500.000 EUR möglich. Große Beteiligungen mit erheblichen stillen Reserven dürften damit regelmäßig nicht unter diese Vergünstigung fallen. Als alternative Kontrollgruppe ist ein grenzüberschreitender Vergleich mit nicht in Deutschland ansässigen Körperschaften denkbar. Dies erfordert eine Vergleichbarkeit der Rechnunglegungsvorschriften insbesondere über den Ausweis von Beteiligungsveräußerungen in der GuV. Ferner sind länderspezifische Einflussfaktoren in das Kalkül mit einzubeziehen, die zu einer Verzerrung der Ergebnisse führen können. Fand im Untersuchungszeitraum beispielsweise eine vergleichbare Steuersystemumstellung statt, so würde dies den Vergleich als Kontrollgruppe unterlaufen. Gleiches gilt für weitere institutionelle Rahmenbedingungen. Sind diese fundamental von denjenigen in Deutschland verschieden, ist ein Vergleich nur eingeschränkt möglich. Darüber muss auch ein ausreichend großer Datensatz als Kontrollgruppe vorliegen. Ist dieser zu klein, kann es zu statistischen Inferrenzen kommen. Voruntersuchungen haben die Schwierigkeiten eines grenzüberschreitenden Vergleichs gezeigt. Während Österreich beispielsweise im Hinblick auf die Vergleichbarkeit der Rechnungslegung eine gute Kontrollgruppe böte, scheitert dies an einer hinreichend großen Verfügbarkeit von Jahresabschlussdaten. Eine Kontrollgruppe französischer Körperschaften ist hingegen aufgrund der deutlich weiter gefassten Definition der außerordentlichen Erträge nur bedingt geeignet. Die Beispiele zeigen die Schwierigkeiten eines länderübergreifenden Vergleichs auf, weshalb in der hiesigen Untersuchung von einer derartigen Kontrollgruppe Abstand genommen wurde. Vgl. Hey, J., in: Tipke/Lang, § 18 Rz. 9.

154

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

sind.485 Untersuchungsobjekt innerhalb des Kontrollpanels bilden zudem die Gesamthandsbilanzen von Personengesellschaften. Die das Sonderbetriebsvermögen betreffenden Transaktionen werden nicht erfasst. Das Kontrollpanel wird analog zum Untersuchungspanel erstellt, d. h., dieselben Branchen werden ebenfalls von der Untersuchung ausgeschlossen.486 Das derartig angepasste Kontrollpanel umfasst insgesamt 12.783 Firmenjahre von Personengesellschaften mit Sitz in Deutschland. Davon werden in nur 10.363 Abschlüssen die sonstigen betrieblichen Erträge separat ausgewiesen, sodass sich der Datensatz bei der Untersuchung der sonstigen betrieblichen Erträge als abhängige Variable entsprechend vermindert.487 Die Verknüpfung der makroökonomischen mit den firmenspezifischen unabhängigen Variablen erfolgt grundsätzlich anhand des Jahres, in das der Bilanzstichtag fällt. Fällt der Bilanz485

486

487

Dafne bietet hierzu die Eingrenzungsmöglichkeit nur Unternehmen zu wählen, an denen bekannte Privatpersonen oder Familien, Angestellte, Manager oder Geschäftsführer, Gruppen von nicht namentlich genannten natürlichen Personen gemeinsam Beteiligungen zwischen 51 und 100% halten. Grundsätzlich wären als Kontrollgruppe auch doppelstöckige Personengesellschaften mit entsprechender Gesellschafterstruktur relevant. Aufgrund der durch Dafne gegebenen Einschränkungen lässt sich dies allerdings nicht ohne weiteres darstellen. Weitere Einschränkungen im Vergleich zu den im Untersuchungspanel enthaltenen Körperschaften sind im Übrigen nicht zu treffen. Die Gliederungsschematik innerhalb der Bilanz und GuV von Personengesellschaften ist grundsätzlich mit der von Kapitalgesellschaften vergleichbar. Personengesellschaften sind zwar - abgesehen von bestimmten branchenbezogenen Vorschriften wie bei Kredit- und Versicherungsunternehmen - lediglich an die GoB gebunden, die u. a. eine klare und übersichtliche Aufstellung gem. § 243 Abs. 2 HGB fordern und das Vollständigkeits- und Saldierungsverbot gem. § 246 Abs. 1 u. 2 HGB festschreiben (vgl. Borchert, D., Budde, A., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 275 HGB Rz. 10). Trotz des Fehlens eines gesetzlich vorgeschriebenen Gliederungsschemas wird aber allgemein eine Mindestgliederung der GuV gefordert. So wird nach herrschender Meinung u. a. ein Ausweis der außerordentlichen Erträge eingefordert (vgl. ADS (1994), S. § 247 HGB Rz. 95; Baetge, J., Fey, D., Fey, G., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 243 HGB Rz. 63; Castan, E., in: Beck HdR, B 300 Rz. 47 f.; IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. E Rz. 465; Winnefeld, R., Bilanz-Handbuch (2002), S. Kap. G Rz. 92). Strittig ist hingegen der Ausweis des Postens „Sonstige betriebliche Erträge“. Als Mindestanforderung steht zur Diskussion, diese innerhalb eines Postens „Betriebliches Ergebnis“ bzw. wie i. S. d. § 276 HGB innerhalb des Rohergebnisses auszuweisen und somit mit anderen betrieblichen Aufwands- und Ertragsposten zu summieren (vgl. IDW, WP-Handbuch (2006), S. Kap. E Rz. 465; Winnefeld, R., Bilanz-Handbuch (2002), S. Kap. G Rz. 92; je nach Offenlegungspflichten differenzierend Baetge, J., Fey, D., Fey, G., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 243 HGB Rz. 62; soweit dies dem Grundsatz der Klarheit und Übersichtlichkeit entspricht und den Kontrollrechten der Gesellschafter nicht entgegensteht auch ADS (1994), S. § 247 HGB Rz. 90). Die vereinfachte Darstellung innerhalb des betrieblichen Ergebnisses bzw. des Rohergebnisses soll jedoch nur für kleine und mittlere Gesellschaften gelten. Die von Kußmaul vertretene Auffassung, die Vereinfachung auch großen, nicht unter das PublG fallenden Personengesellschaften zu gewähren (vgl. Kußmaul, H., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 246 HGB Rz. 24), wird weitestgehend abgelehnt. Die in § 276 HGB vorgesehenen größenabhängigen Erleichterungen sind hier nach herrschender Meinung analog anzuwenden (vgl. ADS (1994), S. § 247 HGB Rz. 92; Baetge, J., Fey, D., Fey, G., in: Küting/Weber, Handbuch der Rechnungslegung Einzelabschluss, § 243 HGB Rz. 62; Castan, E., in: Beck HdR, B 141 Rz. 21; so im Grundsatz auch IDW, Rechnungslegung bei Personenhandelsgesellschaften (2002), S. S. 1262). Für die Untersuchung gelten damit die gleichen Einschränkungen, wie sie bereits für Kapitalgesellschaften und bestimmte Personengesellschaften geschildert wurden. Während eine Untersuchung des sonstigen betrieblichen Ergebnisses für kleine und mittlere Unternehmen nur eingeschränkt möglich ist, gilt diese Beschränkung für das außerordentliche Ergebnis nicht. In den übrigen Jahresabschlüssen wird von der Ausweiserleichterung für kleine und mittelgroße Gesellschaften Gebrauch gemacht und nur das Rohergebnis ausgewiesen. Siehe hierzu auch Fn. 486.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

155

stichtag jedoch in das erste Quartal eines Jahres, werden die firmenspezifischen Variablen mit den makroökonomischen Variablen des Vorjahres verknüpft. b)

Beschreibung der Datenbasis

Im Untersuchungspanel sind insgesamt 14.502 Jahresabschlüsse enthalten. Mehrheitlich fallen die Jahresabschlüsse in den Zeitraum nach der Körperschaftsteuersystemumstellung. 13.555 Abschlüsse fallen in die Veranlagungsjahre nach der Systemumstellung, wohingegen 947 Abschlüsse dem Steuerregime vor dem Systemwechsel zuzuordnen sind. Eingeteilt in die Größenklassen nach § 267 HGB488, sind insgesamt 4.687 Jahresabschlüsse großen Kapitalgesellschaften zuzurechnen. 5.638 Jahresabschlüsse entsprechen hingegen der Größenklasse mittelgroßer und 4.177 der Größenklasse kleiner Kapitalgesellschaften.489 Mittelgroße und große Kapitalgesellschaften stellen somit den überwiegenden Anteil im Datensatz. Tabelle 8 veranschaulicht die Struktur des Datensatzes der unabhängigen Variablen. Die mitunter großen Abweichungen zwischen dem Durchschnitt490 und dem Median bei den firmenspezifischen unabhängigen Variablen deuten auf extreme Merkmalsausprägungen hin.491 Die hohen Standardabweichungen zeugen von einer erheblichen Heterogenität der Daten. Bei einer näheren Betrachtung der Daten zeigt sich bei allen Variablen eine rechtsschiefe Verteilung492. Gut erkennbar ist zudem die sich im Zeitablauf ändernde Zusammensetzung hinsichtlich der Unternehmenscharakteristika. So weisen die Durchschnittswerte und Mediane vor und nach der Systemumstellung mitunter große Unterschiede auf. Während die durchschnittliche Bilanzsumme vor der Systemumstellung 83.994 TEUR beträgt, beläuft sich diese im Durchschnitt nach der Systemumstellung auf 104.626 TEUR. Zugleich sinkt der Median der Bilanzsumme von 20.265 TEUR vor der Systemumstellung auf 18.477 TEUR nach der Systemumstellung. Des Weiteren ergibt sich eine erhebliche Veränderung des Medians der Finanzanlagenquotet-1. Während dieser vor der Systemumstellung 0,9% betrug, ergibt sich für den Zeitraum nach der Systemumstellung ein Median von 1,5%. Ferner kommt es zu einem stetigen Anstieg des durchschnittlichen Verschuldungsgradest-1, wohingegen der Median des Verschuldungsgradest-1 während des gesamten Untersuchungszeitraumes relativ stabil bleibt.

488 489

490 491

492

Als Größenmerkmale wurden die nach dem BilMoG geänderten Größenmerkmale verwandt. Inbegriffen in der Klasse kleiner Kapitalgesellschaften sind auch solche Abschlüsse, bei denen die entscheidenden Größenmerkmale nicht im Jahresabschluss berichtet werden. Mit dem Durchschnitt wird das arithmetischen Mittel bezeichnet. Das arithmetische Mittel reagiert auf Ausreißer empfindlich wohingegen der Median gegenüber Extremwerten als resistentes bzw. robustes Lagemaß gilt (vgl. Fahrmeir, L. u.a., Statistik (2007), S. 55). Alternativ wird dies auch als linkssteilen Verteilung bezeichnet (vgl. Fahrmeir, L. u.a., Statistik (2007), S. 291).

493

3.738

t3

14.502

76.414

3.147

t2

Gesamt

100.184

2.362

t1

2.784

103.898

1.524

t0

13.555

121.982

947

t-4 - t-1

t4

92.688

630

t-1

t0 - t4

70.228

238

t-2

103.278

104.626

141.659

83.994

46.501

60

t-3

86.550

19

Durchschnit t

t-4

Anzahl Jahresabsc hlüsse

18.590

18.477

15.694

17.261

18.764

20.850

24.435

20.265

21.449

18.879

13.350

62.469

Median

Bilanzsumme (in TEUR)

480.083

491.890

282.840

422.818

436.262

649.271

720.040

256.707

296.215

158.399

92.949

169.374

Standardab weichung

9,5%

9,5%

9,2%

10,1%

9,5%

9,3%

8,8%

9,2%

9,5%

9,3%

7,2%

5,8%

1,5%

1,5%

1,6%

1,6%

1,5%

1,5%

1,3%

0,9%

0,9%

0,9%

0,9%

1,9%

Median

18,7%

18,7%

18,3%

19,7%

18,7%

18,1%

17,5%

19,2%

19,6%

19,6%

15,7%

9,9%

Standardabw eichung

Finanzanlagenquote t-1 Durchschnitt

1.129

1.175

1.090

1.083

1.192

1.401

1.168

477

517

435

349

87

3

3

3

3

3

3

3

3

3

3

3

2

Median

15.262

15.746

19.056

15.605

13.783

16.301

11.874

4.177

4.695

3.252

1.489

330

Standardab weichung

Verschuldungsgrad t-1 Durchschnitt

0,080

0,074

0,122

0,072

0,063

0,056

0,046

0,157

0,038

0,500

0,078

0,044

0,048

0,049

0,058

0,052

0,049

0,044

0,040

0,039

0,040

0,037

0,042

0,042

Median

1,311

0,969

2,101

0,214

0,187

0,180

0,219

3,592

0,208

7,155

0,300

0,083

Standardabw eichung

Betriebsergebnis / Bilanzsumme Durchschnit t

156 V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Tabelle 8: Beschreibung der firmenspezifischen unabhängigen Variablen im Untersuchungspanel 493

t0 kennzeichnet das Abschlussjahr, auf das das neue Steuerregime für Veräußerungsgewinne anzuwenden ist. Dieses gilt als Referenzjahr für die weiteren Abschlüsse eines Unternehmens.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

157

Im Kontrollpanel sind insgesamt 12.783 Jahresabschlüsse von Personengesellschaften enthalten, wovon 263 dem Zeitraum vor der Systemumstellung und 12.520 Abschlüsse nach der Systemumstellung zuzurechnen sind. Im Gegensatz zum Untersuchungspanel sind im Kontrollpanel deutlich weniger große und mittelgroße Gesellschaften enthalten. Bei einer Einteilung der Gesellschaften i. S. d. § 267 HGB fallen 756 Abschlüsse in die Größenklasse großer Gesellschaften, 2.620 Abschlüsse in die Klasse mittelgroßer Gesellschaften und 9.407 Abschlüsse in die Klasse kleiner Gesellschaften. Die Größenklasse der kleinen Gesellschaften bildet damit den überwiegenden Anteil im Untersuchungspanel. Die Tabelle 9 verdeutlicht analog zum Untersuchungspanel die sich im Zeitablauf ändernde Zusammensetzung des Kontrollpanels. Für den Zeitraum vor der Systemumstellung beträgt die durchschnittliche Bilanzsumme 13.294 TEUR. Demgegenüber beläuft sich diese im Durchschnitt nach der Systemumstellung auf nur noch 7.908 TEUR. Analog zu dem Untersuchungspanel kommt es fernerhin im Kontrollpanel mitunter zu großen Abweichungen zwischen den Durchschnittswerten und den Medianen der unabhängigen Variablen, entsprechend groß sind auch die Standardabweichungen. Am auffälligsten ist hierbei der Verschuldungsgradt-1, wo der Durchschnitt deutlich über dem Median liegt. Zur Verdeutlichung der Unterschiede zwischen dem Untersuchungs- und Kontrollpanel sind in Tabelle 10 die Differenzen der Mittelwerte zwischen beiden Panels abgebildet. Im Durchschnitt beinhaltet das Untersuchungspanel Unternehmen mit einer deutlich höheren Bilanzsumme. Dieser Unterschied ist über die Gesamtperiode nach dem t-Test und dem Welch tTest494 signifikant auf einem Niveau von 1%. Gleiches gilt für die Finanzanlagenquotet-1. Die im Kontrollpanel enthaltenen Personengesellschaften weisen gegenüber den Körperschaften im Untersuchungspanel eine signifikant niedrigere Finanzanlagenquotet-1 auf. Über den gesamten Untersuchungszeitraum beträgt der Unterschied 5,6 Prozentpunkte.

494

Der Welch t-Test kann alternativ zum t-Test bei zwei unverbundenen Stichproben eingesetzt werden. Im Gegensatz zu dem t-Test setzt der Welch t-Test keine Gleichheit der Varianz der Grundgesamtheiten voraus. Liegen die Voraussetzungen des t-Tests der gleichen Varianz vor, liefert dieser im Vergleich zum Welch t-Test eine größere Power. Vgl. Weiß, C., Rzany, B., Basiswissen (2008), S. 210 f.

495

16.470 12.685

9.815 7.246 6.718 8.403

60

189

263

517

1,319

2,555

3,656

4,473

12,520

12,783

t-2

t-1

t-4 - t-1

t0

t1

t2

t3

t4

t0 - t4

Gesamt

8.019

7.908

10.451

13.294

8.484

6.447

4

10

t-4

Durchschnit t

t-3

Anzahl Jahresabsc hlüsse

2.826

2.812

3.583

2.289

2.324

2.901

3.333

4.631

4.461

5.155

4.820

7.413

Median

Bilanzsumme (in TEUR)

26.438

26.402

23.343

19.780

21.455

50.816

22.677

27.629

27.333

31.197

10.442

4.231

Standardab weichung

3,9%

3,9%

4,0%

4,0%

3,8%

3,6%

3,3%

4,1%

4,3%

3,9%

0,9%

2,8%

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

Median

11,6%

11,6%

12,1%

12,6%

10,9%

9,4%

9,3%

11,0%

11,1%

11,6%

1,5%

2,6%

Standardab weichung

Finanzanlagenquote t-1 Durchschnitt

2.014

2.054

2.089

1.274

2.432

3.868

786

60

78

20

5

4

5.38

5.37

5.57

5.43

5.08

5.14

5.45

6.26

7

6

3

3

Median

63.925

64.587

49.411

46.637

78.304

115.418

16.388

700

826

52

4

3

Standardab weichung

Verschuldungsgrad t-1 Durchschnit t

0,146

0,147

0,157

0,155

0,132

0,130

0,118

0,101

0,100

0,108

0,088

0,112

0,094

0,094

0,100

0,094

0,092

0,089

0,081

0,068

0,074

0,068

0,029

0,098

Median

0,590

0,596

0,448

0,960

0,208

0,187

0,224

0,159

0,164

0,154

0,123

0,062

Standardabw eichung

Betriebsergebnis / Bilanzsumme Durchschnit t

158 V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Tabelle 9: Beschreibung der firmenspezifischen unabhängigen Variablen im Kontrollpanel495

t0 kennzeichnet das Abschlussjahr, auf das das neue Steuerregime für Veräußerungsgewinne anzuwenden ist. Dieses gilt als Referenzjahr für die weiteren Abschlüsse eines Unternehmens.

4,14*** 6,27*** 11,19*** 13,35*** 15,99*** 21,97*** 22,40***

112.167

96.652

93.466

68.011

96.718

95.259

t1

t2

t3

t4

t0 - t4

Gesamt

23,85***

22,86***

12,66***

13,50***

12,41***

8,35***

7,10***

8,30***

6,68***

4,87***

3,05***

2,06**

Welch ttest

5,6%

5,6%

5,2%

6,1%

5,7%

5,7%

5,5%

5,1%

5,2%

5,4%

6,3%

3,0%

Durchschnitt

29,22***

28,89***

14,76***

15,75***

13,66***

10,72***

6,83***

4,16***

3,46***

2,05**

1,25

0,61

t-test

30,05***

29,40***

13,46***

15,82***

14,39***

12,63***

9,06***

5,60***

4,59***

2,75***

3,00***

1,17

Welch ttest

Finanzanlagenquote t-1

Differenz

-885

-879

-999

-191

-1.240

-2.467

382

417

439

415

344

83

Durchschnitt

-1,61

-1,54

-1,02

-0,24

-0,87

-1,02

0,57

1,61

1,28

0,99

0,73

0,5

t-test

-1,53

-1,48

-1,22

-0,24

-0,79

-0,77

0,49

2,92 ***

2,24 **

1,97 *

1,79 *

1,11

Welch ttest

Verschuldungsgrad t-1

Differenz

-0,066

-0,073

-0,035

-0,083

-0,069

-0,074

-0,072

0,056

-0,062

0,392

-0,010

-0,068

Durchschnitt

-5,26 ***

-7,21 ***

-1,07

-5,15 ***

-13,23 ***

-11,89 ***

-6,45 ***

0,25

-3,75 ***

0,42

-0,11

-1,54

t-test

-5,48 ***

-7,34 ***

-0,87

-5,10 ***

-13,09 ***

-11,75 ***

-6,37 ***

0,47

-4,25 ***

0,84

-0,19

-1,87

Welch ttest

Betriebsergebnis / Bilanzsumme

Differenz

Der t-Test und der Welch t-Test zeigt die Signifikanz der Differenz an: * signifikant auf einem 10% Niveau, ** auf einem 5% Niveau und *** auf einem 1% Niveau.

4,46***

80.003

t-1

70.700

3,71***

53.758

t-2

131.208

2,61***

38.017

t-3

t0

0,93 1,28

80.103

t-4

t-4 - t-1

t-test

Bilanzsumme (in TEUR)

Durchschnit t

Differenz

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 159

Tabelle 10: Differenzen der arithmetischen Mittelwerte der unabhängigen Variablen des Untersuchungs- und Kontrollpanels

0,037

0,033 0,032

0,091

0,075

0,080

0,070

0,075

0,080

0,078

0,121

0,086

0,085

t-2

t-1

t-4 - t-1

t0

t1

t2

t3

t4

t0 - t4

Gesamt

0,032

0,032

0,026

0,036

0,036

0,034

0,033

0,030

0,093

t-3

0,031

0,049

Median

t-4

Durchschnitt

1,530

1,581

3,427

0,326

0,418

0,313

0,152

0,245

0,210

0,315

0,306

0,056

Standardabweichu ng

0,008

0,008

0,006

0,009

0,006

0,008

0,013

0,008

0,010

0,006

0,004

0,002

Durchschnitt

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

Median

0,078

0,079

0,057

0,097

0,047

0,069

0,118

0,076

0,080

0,078

0,026

0,010

Standardabweic hung

Außerordentliche Erträge / Bilanzsumme

Untersuchungspanel

Sonstige betriebliche Erträge / Bilanzsumme

0,077

0,077

0,062

0,104

0,068

0,065

0,066

0,062

0,064

0,058

0,049

0,064

Durchschnitt

0,033

0,033

0,031

0,033

0,035

0,034

0,035

0,034

0,036

0,032

0,018

0,017

Median

1,202

1,216

0,152

2,159

0,123

0,111

0,091

0,074

0,073

0,075

0,070

0,103

Standardabweichu ng

0,004

0,004

0,003

0,005

0,003

0,002

0,004

0,002

0,003

0,000

0,000

0,000

Durchschnitt

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

0,000

Median

0,052

0,053

0,033

0,082

0,039

0,024

0,030

0,017

0,020

0,001

0,000

0,000

Standardabweichu ng

Außerordentliche Erträge / Bilanzsumme

Kontrollpanel Sonstige betriebliche Erträge / Bilanzsumme

160 V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Tabelle 11: Beschreibung der abhängigen Variablen

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

161

Die Tabelle 11 beschreibt die abhängigen Variablen sonstige betriebliche Erträge und außerordentliche Erträge in den einzelnen Panels.496 Gut erkennbar ist der zensierte Wertebereich für die außerordentlichen Erträge sowohl im Untersuchungs- als auch Kontrollpanel. Hier nimmt der Median in jeder Periode den Wert null an. Die Zensur der sonstigen betrieblichen Erträge ist bei einer näheren Betrachtung des Datensatz in den beiden Panels ebenfalls erkennbar. Zur besseren Veranschaulichung sind in Abbildung 16 und Abbildung 17 die Verteilungen der abhägigen Variablen für die beiden Panels nochmals graphisch dargestellt. Bei einer Gegenüberstellung der beiden abhängigen Variablen ist die vergleichsweise extreme Häufung des Wertes null bei den außerordentlichen Erträgen evident. Nur knapp 8% des Datensatzes im Untersuchungs- und knapp 7% im Kontrollpanel sind unzensiert. Dagegen sind bei den sonstigen betrieblichen Erträgen knapp 93% im Untersuchungs- und 97% im Kontrollpanel unzensiert. Dies unterstreicht die Außergewöhnlichkeit der in den außerordentlichen Erträgen abgebildeten Geschäftsvorfälle. Nur unregelmäßige und untypische Geschäftsvorfälle werden innerhalb dieses Postens berichtet. Nicht zuletzt aufgrund der unterschiedlich starken Zensierung beider Variablen weichen die arithmetischen Mittelwerte in beiden Panels erheblich voneinander ab. Ferner ist bei einer Betrachtung der Abbildungen die kleinere Häufung an Extremwerten sowohl bei den sonstigen betrieblichen Erträge als auch bei den außerordentlichen Erträgen in den beiden Panels augenfällig. Ganz besonders tritt dies im Untersuchungs- und Kontrollpanel bei den sonstigen betrieblichen Erträgen zutage. Der aus dem Durchschnitt und der Standandardabweichung abgeleitete Variationskoeffizient nimmt für das Untersuchungs- und Kontrollpanel insgesamt einen Wert von zehn bzw. 13 bei den außerordentlichen Erträgen an. Bei den sonstigen betrieblichen Erträgen weist der Koeffizient im Untersuchungspanel sogar einen Wert von 18 auf. Dieser fällt im Kontrollpanel mit einem Wert von 16 geringfügig niedriger aus. Inwieweit einzelne Extremwerte Einfluss auf die Untersuchung haben, wird in einem Robustheitstest näher untersucht.

496

In den Statistiken sind nur die Jahresabschlüsse mit positiven sonstigen betrieblichen Erträgen bzw. außerordentlichen Erträgen enthalten.

162

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Abbildung 16: Häufigkeiten der mit der Bilanzsumme ins Verhältnis gesetzten sonstigen betrieblichen Erträge und außerordentlichen Erträge im Untersuchungspanel (sowohl die Skalen der X- als auch der Y-Achsen sind radiziert mit dem Exponenten 0,25)

Abbildung 17: Häufigkeiten der mit der Bilanzsumme ins Verhältnis gesetzten sonstigen betrieblichen Erträge und außerordentlichen Erträge im Kontrollpanel (sowohl die Skalen der X- als auch der Y-Achsen sind radiziert mit dem Exponenten 0,25)

Zur genauen Darstellung der Unterschiede in den beiden Panels sind in Tabelle 12 die Differenzen zwischen den Mittelwerten der abhängigen Variablen abgebildet. Körperschaften im Untersuchungspanel weisen danach durchschnittlich mehr sonstige betriebliche Erträge aus als Personengesellschaften im Kontrollpanel. Gleichwohl ist diese Differenz nicht signifikant. Weder der t-Test noch der Welch t-Test weisen Signifikanzen auf einem 10%-Niveau auf. Nur für die Gesamtperiode vor der Systemumstellung deutet der Welch t-Test auf signifikant höhere sonstige betriebliche Erträge im Untersuchungspanel hin. Gleiches gilt für die Periode t2. Bei den außerordentlichen Erträgen sind signifikante Differenzen insbesondere in der Periode nach der Systemumstellung erkennbar. Für die Periode vor der Systemumstellung deutet der Welch t-Test ausschließlich in 2001 auf eine signifikant höhere Durchschnittsgrö-

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

163

ße hin. In der Periode t0 fortfolgende sind die durchschnittlichen außerordentlichen Erträge stets signifikant höher als im Kontrollpanel. Die höchste Differenz wird in t0 ausgewiesen. Während diese nach dem t-Test auf einem Niveau von 10% signifikant ist, weist der Welch tTest ein Signifikanzniveau von 1% auf. Die Höhe des Unterschieds zwischen den Durchschnittswerten beider Panels vermindert sich in den darauf folgenden Perioden, sie ist jedoch stets signifikant auf einem Niveau von mindestens 5%. Da im Kontrollpanel in den ersten beiden Perioden t-3 und t-4 keine außerordentlichen Erträge berichtet werden, kann kein Welch t-Test berechnet werden. Sonstige betriebliche Erträge / Bilanzsumme

Differenz Durchschnitt

t-test

Welch t-test

Außerordentliche Erträge / Bilanzsumme

Differenz Durchschnitt

t-test

Welch t-test -

t-4

-0,015

0,44

0,29

0,002

0,45

t-3

0,044

0,45

0,97

0,004

0,45

-

t-2

0,033

0,77

1,46

0,006

0,56

1,12

t-1

0,011

0,69

1,12

0,007

1,12

1,88*

t-4 - t-1

0,018

1,11

1,93*

0,006

1,25

2,20 **

t0

0,004

0,81

1,05

0,009

1,73*

2,74***

t1

0,010

1,19

1,57

0,006

2,68***

3,35***

t2

0,012

1,52

1,77*

0,003

1,99**

2,03**

t3

-0,026

-0,67

-0,62

0,004

1,97**

1,97**

t4

0,059

0,99

0,93

0,003

2,91***

2,59***

t0 - t4

0,009

0,58

0,60

0,004

5,06 ***

5,14 ***

Gesamt

0,008

0,60

0,62

0,004

5,23***

5,36***

Differenzen zwischen den Mittelwerten des Untersuchungs- und Kontrollpanels. Unterschiede auf Basis des t-Tests bzw. Welch t-Tests signifikant bei 10% gekennzeichnet durch *, bei Signifikanz von 5% durch ** und bei Signifikanz von 1% durch ***. Tabelle 12: Differenzen der arithmetischen Mittelwerte der abhängigen Variablen des Untersuchungs- und Kontrollpanels

Ein Eventeffekt auf Basis der deskriptiven Statistiken ist dennoch nicht evident. Die abhängige Variable außerordentliche Erträge erreicht in t0 zwar ein signifikant höheres Durchschnittsniveau als im Kontrollpanel. Tabelle 12 verdeutlicht aber zugleich, dass die Differenzhöhe zwischen beiden Panels scheinbar im Zeitablauf einem Trend folgt, welcher in t0 ein Maximum erreicht. Ein vergleichbarer Trend ist in Tabelle 13 ersichtlich. Die durchschnittlichen außerordentlichen Erträge steigen auch hier zunächst bis t0 kontinuierlich an. Ein anderes Bild ergibt sich hingegen, wenn nicht die angepassten, d. h. die durch die Bilanzsumme dividierten außerordentlichen Erträge betrachtet werden, sondern die durchschnittliche absolute Höhe der außerordentlichen Erträge. In Tabelle 13 ist bei den außerordentlichen Erträgen im Untersuchungspanel in t0 eine deutliche Spitze erkennbar. Der hohe

164

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Durchschnittswert in t-4 im Untersuchungspanel ist vor dem Hintergrund der zu diesem Zeitpunkt geringen Anzahl an Jahresabschlüssen zu interpretieren. Eine vergleichbare Spitze bei den außerordentlichen Erträgen ist hingegen im Kontrollpanel nicht augenscheinlich. Dergleichen ergibt sich für die sonstigen betrieblichen Erträge eine leichte Spitze in t0 im Untersuchungspanel. Diese ist bei Weitem nicht so ausgeprägt wie bei den außerordentlichen Erträgen. Ein vergleichbarer erhöhter Durchschnittswert im Kontrollpanel ergibt sich hingegen nicht. Dort erreichen die durchschnittlichen sonstigen betrieblichen Erträge bereits in t-1 ein Maximum. Der Wert in t0 hebt sich gegenüber t-1 nur unwesentlich von diesem ab. Ein klarer Eventeffekt im Jahr der Systemumstellung ist somit nicht ersichtlich. Außerordentliche Erträge (in TEUR)

Sonstige betriebliche Erträge (in TEUR)

Untersuchungspanel

Kontrollpanel

Untersuchungspanel

Kontrollpanel

t-4

1.789

0

7.489

138

t-3

59

0

2.097

187

t-2

130

6

4.213

521

t-1

685

67

7.565

799

t-4 - t-1

528

49

6.382

699

t0

2.977

45

10.003

716

t1

1.130

13

7.812

507

t2

279

23

6.100

390

t3

449

32

5.167

352

t4

468

56

4.251

335

t0 - t4

817

37

6.200

389

Gesamt

798

38

6.212

396

Tabelle 13: Durchschnittliche berichtete außerordentliche Erträge und sonstige betriebliche Erträge im Untersuchungs- und Kontrollpanel.

5.

Multivariate Analyseergebnisse

a)

Probit-Modell

(1)

Schätzung des Modells

Die Schätzung des Probit-Modells erfolgt mittels der Maximum-Likelihood-Methode. Diese basiert auf der Idee, die für die Grundgesamtheit unbekannten Parameter ߚ und ߪ ଶ mittels der Likelihood-Funktion derart zu schätzen, dass das beobachtete Stichprobenergebnis mit der größten Wahrscheinlichkeit eintritt. Dazu wird die Likelihood-Funktion, die aus Vereinfachungsgründen durch Logarithmieren zuvor monoton transformiert wird, maximiert.497 Die

497

Vgl. Hackl, P., Ökonometrie (2005), S. 51.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

165

logarithmierte Likelihood-Funktion bildet im Probit-Modell die Wahrscheinlichkeit für ‫ ݕ‬ൌ ͳ als auch ‫ ݕ‬ൌ Ͳ ab und nimmt die Form Ž ‫ ܮ‬ൌ ෍ ݈݊ሾͳ െ Ȱሺ‫ݔ‬௜ᇱ ߚሻሿ ൅ ෍ ݈݊Ȱሺ‫ݔ‬௜ᇱ ߚሻ ௬೔ ୀ଴

(32)

௬೔ ୀଵ

an.498 Zur Gewährleistung effizienter Schätzungen trotz etwaiger Modelldefekte wird das Probit-Modell mit robusten Standardfehlern geschätzt, welche sich auf die Arbeiten von Huber499 und White500 stützen. Der als Sandwich Estimator bezeichnete Schätzer liefert selbst bei einer Verletzung der Modellannahmen effiziente Schätzungen.501 Wird das Modell mittels Maximum-Likelihood-Methode trotz nicht normalverteilter Störterme geschätzt, wird allgemein von einer Quasi-Maximum-Likelihood Schätzung gesprochen. Als Optimierungsalgorithmus wird das Quadratic Hill Climbing Verfahren verwandt. Die Schätzungen des Probit-Modells für das Untersuchungs- als auch Kontrollpanel werden in der Tabelle 14 dargestellt. Die Branchenindikatoren sind in den Modellgleichungen enthalten, gleichwohl die Schätzergebnisse nicht einzeln aufgelistet werden. Besonderheiten in Bezug auf die einzelnen Branchenindikatoren ergaben sich nicht.

498 499 500 501

Vgl. Greene, W. H., Econometric Analysis (2008), S. 778. Huber, P. J., in: Maximum Likelihood Estimates, 221-223. White, H., Covariance Matrix Estimator (1980), S. 817-838. Der Einsatz von Sandwich Estimators ist nicht unumstritten. Insbesondere deren Sinn und Zweck steht in der Kritik (vgl. Freedman, D. A., Huber Sandwich Estimator (2006), S. 299-302; Greene, W. H., Econometric Analysis (2008), S. 514 f.; Verweis auf deren differenzierten Einsatz auch Eckey, H., Kosfeld, R., Türck, M., Deskriptive Statistik (2005), S. 259 f. ). Bei der Schätzung des Modells soll dennoch der Sandwich Estimator verwandt werden, da weniger von einer grundsätzlichen Fehlspezifikation des Untersuchungsmodells ausgegangen wird als viel mehr die Heterogenität des Datensatz dessen Einsatz sinnvoll erscheinen lässt. Die im Modell getroffenen Annahmen approximieren die Charakteristika des Datensatzes bestmöglich.

166

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Probit-Modell

Außerordentliche Erträge / Bilanzsumme Untersuchungspanel

Kontrollpanel

Differenz Koeffizienten

Konstante

-1,403148 0,3254282 (-4,31)***

-1,100891 0,3338392 (-3,30)***

(0.37)

Dummy E1

-0,0003919 0,0691371 (-0,01)

0,0879885 0,1520421 (0,58)

(0.30)

Dummy E2

0,1622956 0,1316644 (1,23)

-0,1908937 0,1588757 (-1,20)

(2.98)*

Finanzanlagenquotet-1

0,2552823 0,3016983 (0,85)

0,1019714 0,9471719 (0,11)

(0.02)

Finanzanlagenquotet-1* Dummy E1

0,7786626 0,229056 (3,40)***

0,3999162 0,6847791 (0,58)

(0.29)

Finanzanlagenquotet-1* Dummy E2

-0,2849417 0,3148326 (-0,91)

-0,0682172 0,9604959 (-0,07)

(0.05)

Betriebsergebnis/Bilanzsumme

-0,3292147 0,101649 (-3,24)***

-0,2106837 0,0822123 (-2,56)***

(0.59)

2,24e-06 6,91e-07 (3,25)***

-9,59e-07 5,42e-07 (-1,77)*

(13.87)***

Price to Book

-0,0349923 0,0706774 (-0,50)

-0,0519058 0,0802336 (-0,65)

(0.03)

Kurzfristiger Zinssatz

0,0582232 0,0491002 (1,19)

-0,0229887 0,0490377 (-0,47)

(1.49)

Verschuldungsgradt-1

Branchen

enthalten

Log Likelihood

-3.910

Likelihood Ratio ߯ ଶ 2

McFadden korrigiertes R

-3313

117

88

0.006

0.004

McKelvey/Zaviona R2

0.172

0.038

Anzahl Beobachtungen

14.501

12.786

davon mit ‫ ݕ‬ൌ Ͳ

13.371

11.846

davon mit ‫ ݕ‬ൌ ͳ

1.130

940

In normaler Schreibweise ist der Wert des Koeffizienten vermerkt, kursiv der robuste Standardfehler und in Klammern der t-Wert. *** geben eine Signifikanz bei einem Niveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an.

Tabelle 14: Schätzergebnisse für das Probit-Modell

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

(2)

167

Robustheit des geschätzten Modells

Das Probit-Modell reagiert empfindlich auf die Verletzung bestimmter Annahmen. Ist die Transformationsfunktion Ȱሺ‫ݔ‬௜ᇱ ߚሻ fehlspezifiziert, sind inkonsistente Schätzungen die Folge. Die nicht beobachtbare latente Variable ‫ݕ‬௜‫ כ‬ൌ  ‫ݔ‬௜ᇱ ߚ ൅ ߝ௜  geht von einem normal verteilten, homoskedastischen Fehlerterm aus. Verschiedene empirische Studien zeigen, dass insbesondere heteroskedastische Störgrößen nicht nur zu ineffizienten, sondern vor allem verzerrten und inkonsistenten Schätzungen führen.502 Die Verwendung robuster Standardfehler in der hiesigen Untersuchung liefert zwar effiziente Schätzungen, diese können aber Verzerrungen aufgrund der Verletzung bestimmter Modellannahmen nicht verhindern. Greene verweist insbesondere auf die Homoskedastie des Fehlerterms als zentrale Annahme im Probit-Modell.503 Der Spezifikationstest zur Prüfung der Modellannahme der Homoskedastizität wird auf Basis eines Lagrange Multiplier Tests durchgeführt. Dazu wird mithilfe der Hilfsregression ሺ‫ݕ‬௜ െ ‫݌‬Ƹ ௜ ሻ ඥ‫݌‬Ƹ ௜ ሺͳ െ ‫݌‬Ƹ ௜ ሻ

ൌ

݂ሺെ‫ݔ‬௜ᇱ ߚሻ ඥ‫݌‬Ƹ ௜ ሺͳ െ ‫݌‬Ƹ ௜ ሻ

‫ݔ‬௜ᇱ ܾଵ ൅

݂ሺെ‫ݔ‬௜ᇱ ߚሻሺെ‫ݔ‬௜ᇱ ߚሻ ඥ‫݌‬Ƹ ௜ ሺͳ െ ‫݌‬Ƹ ௜ ሻ

‫ݖ‬௜ᇱ ܾଶ ൅ ‫ݒ‬௜

(33)

die Nullhypothese homoskedastischer Störgrößen gegen die Alternative heteroskedastischer Störgrößen der Form ‫ݎܽݒ‬ሺߝ௜ ሻ ൌ ݁‫݌ݔ‬ሺʹ‫ݖ‬௜ᇱ ߛሻ

(34)

getestet. Mit ߛ wird ein unbekannter Parameter und ‫ݖ‬௜ᇱ ein Vektor von Variablen beschrieben, durch die die Heteroskedastizität bestimmt wird. Unter der Nullhypothese ߛ ൌ Ͳ folgt die Hilfsregression einer Chiquadrat-Verteilung ɖଶ , wobei innerhalb der Hilfsregression mit ‫݌‬Ƹ ௜ die gefitteten Wahrscheinlichkeiten und im vorliegenden Fall mit ݂ eine normal verteilte Verteilungsfunktion beschrieben werden.504 Die durchgeführten Tests liefern keine signifikanten Hinweise auf einen heteroskedastischen Fehlerterm. In beiden Panels wurde die Nullhypothese auf einem Signifikanzniveau von 10% nicht verworfen.505

502

503 504

505

Vgl. beispielsweise Powell, J. L., Stock, J. H., Stoker, T. M., Index Coefficients (1989), S. 1403-1430; Klein, R. W., Spady, R. H., Binary Response Models (1993), S. 387-421; Horowitz, J. L., Work-trip (1993), S. 49-70; Ruud, P. A., Misspecification of Distribution (1983), S. 225-228. Durch den Einsatz robuster Standardfehler können zumindest effiziente Schätzungen berechnet werden. Vgl. Greene, W. H., Econometric Analysis (2008), S. 787. Für eine Herleitung der Hilfsregression und der Ausgestaltung des Spezifikationstest vgl. Davidson, R., MacKinnon, J. G., Econometrics (2004), S. 461 f., 464 f.. Die hier verwendeten Notationen lehnen sich an denen im Eviews 6 User Guide II, S. 225 f. an. Getestet wurde in ‫ݖ‬௜ᇱ mit jeder einzelnen Variablen als auch zusammengenommen mit allen Variablen. In allen Tests wurde die Nullhypothese auf einem Signifikanzniveau von 10% nicht verworfen.

168

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Eine anschließende Ausreißeranalyse506 in Bezug auf die unabhängigen Variablen stellt das grundsätzliche Ergebnis des Probit-Modells im Untersuchungs- und Kontrollpanel nicht infrage. Während ein Ausschluss von Ausreißern der unternehmensspezifischen Kontrollvariablen keine signifikanten Änderungen bei den relevanten Koeffizienten Finanzanlagenquotet-1 * E1 und Finanzanlagenquotet-1 * E2 mit sich brachte, wird in Tabelle 15 der Einfluss von Ausreißern der Finanzanlagenquotet-1 auf die Schätzwerte verdeutlicht. Die Variable Finanzanlagenquotet-1 * E1 steigt hier ohne Ausreißer deutlich von ursprünglich 0,79 auf 1,53 im Untersuchungspanel an. Dergleichen steigt der Koeffizientenwert für Finanzanlagenquotet-1 * E1 im Kontrollpanel an, ist jedoch im Gegensatz zum Untersuchungspanel nach wie vor nicht signifikant.

506

Siehe statt vieler für den Einfluss von Ausreißern auf die Schätzergebnisse am Beispiel der OLS Kennedy, P., A guide to econometrics (2008), S. 346 f..

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

169

Ohne Ausreißer von Finanzanlagenquotet-1 Untersuchungspanel

Kontrollpanel

Konstante

-1,408632 0,3312688 (-4,25)***

-1,094092 0,3406779 (-3,21)

Dummy E1

-0,0430116 0,0726438 (-0,59)

0,0687802 0,1549337 (0,44)

Dummy E2

0,1712108 0,1355882 (1,26)

-0,1706581 0,167811 (-1,02)

Finanzanlagenquotet-1

0,3560373 0,4952813 (0,72)

1,626798 1,853249 (0,88)

Finanzanlagenquotet-1* Dummy E1

1,532468 0,3607349 (4,25)***

0,9175068 1,326118 (0,69)

Finanzanlagenquotet-1* Dummy E2

-0,4744953 0,5176772 (-0,92)

-1,673634 1,87695 (-0,89)

Betriebsergebnis/Bilanzsumme

-0,3150675 0,0984444 (-3,20)***

-0,1926705 0,0814062 (-2,37)**

2,26e-06 6,89e-07 (3,27)***

-9,62e-07 5,42e-07 (-1,78)*

Price to Book

-0,0276162 0,0718562 (-0,38)

-0,0591111 0,0813741 (-0,73)

Kurzfristiger Zinssatz

0,052052 0,0499755 (1,04)

-0,0260514 0,0495211 (-0,53)

Verschuldungsgradt-1

Branchen

enthalten

Log Likelihood

-3.774

Likelihood Ratio ߯ ଶ 2

McFadden korrigiertes R 2

-3.238

111

86

0,006

0,003

McKelvey/Zaviona R

0,165

0,037

Anzahl Beobachtungen

13.977

12.476

davon mit ‫ ݕ‬ൌ Ͳ

12.886

11.557

davon mit ‫ ݕ‬ൌ ͳ

1.091

919

In normaler Schreibweise ist der Wert des Koeffizienten vermerkt, kursiv der robuste Standardfehler und in Klammern der t-Wert. *** geben eine Signifikanz bei einem Niveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an. Die Panels wurden ohne Ausreißer der unabhängigen Variablen Finanzanlagenquotet-1 geschätzt. Als Ausreißer gelten Werte, die mehr als das Dreifache der Standardabweichung vom jeweiligen Mittelwert abweichen.

Tabelle 15: Ausreißeranalyse Probit-Modell

170

(3)

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Interpretation der Schätzergebnisse

Die Schätzergebnisse des Probit-Modells weisen auf Basis des korrigierten McFadden R2 nur eine geringe Güte des Gesamtmodells auf. Im Untersuchungspanel wird lediglich ein Wert von 0,006 erzielt. Das Bestimmtheitsmaß nach McKelvey/Zavoina deutet hingegen mit 0,172 auf eine wesentlich bessere Güte hin. Veall/Zimmermann zeigen auf Basis einer Monte Carlo Simulation, dass im Vergleich zum McFadden R2 das Bestimmtheitsmaß nach McKelvey/ Zavoina grundsätzlich besser geeignet ist zur Beschreibung der Güte von Probit-Modellen.507 Die Likelihood Ratio-Statistik gibt einen Chi-Quadrat-Wert von 117 aus, was einem Signifikanzniveau von 0% entspricht. Demnach kann die Nullhypothese, dass alle Regressionskoeffizienten gleich null sind, eindeutig verworfen werden. Die Bestimmtheitsmaße im Kontrollpanel deuten auf eine deutlich geringere Gesamtgüte des Modells hin. Das McKelvey/Zaviona R2 nimmt einen Wert von nur 0,038 ein. Die Likelihood-Ratio Statistik gibt mit 88 einen Chi-Quadrat-Wert an, der einem Signifikanzniveau von 0% entspricht, sodass die Nullhypothese eindeutig verworfen wird. Ein anschließend durchgeführter Hosmer-Lemeshow-Test zur Beschreibung der Gesamtgüte bestätigt die hohe Anpassungsgüte des Modells im Untersuchungspanel. Die grundlegende Idee des Tests ist der gruppenweise Vergleich der beobachteten und erwarteten Wahrscheinlichkeiten. Liegen diese Wahrscheinlichkeiten weit auseinander, so ist dem Modell eine geringe Aussagekraft beizumessen.508 Die Nullhypothese, dass die Abweichungen zwischen beobachteten und erwarteten Wahrscheinlichkeiten zufallsbedingt sind, kann im Untersuchungspanel mit einem Signifikanzniveau der Teststatistik von 0,2607 nicht abgelehnt werden. Gleichermaßen indiziert die Teststatistik in Tabelle 16 für das Kontrollpanel eine hohe Anpassungsgüte im Kontrollpanel. Mit einem Signifikanzniveau von 0,4516 wird auch hier die Nullhypothese nicht abgelehnt. Untersuchungspanel Hosmer-Lemeshow ߯ Signifikanzniveau

ଶ

Kontrollpanel

10

8

0,2607

0,4516

Tabelle 16: Hosmer-Lemeshow-Test geschätzt mit Dezilen

Werden die einzelnen Regressionskoeffizienten im Probit-Modell betrachtet, so ist im Untersuchungspanel der Variable Finanzanlagenquotet-1 * E1 ein maßgeblicher Einfluss zuzu507 508

Vgl. Veall, M. R., Zimmermann, K. F., Probit R (1994), S. 151-164. Vgl.Hosmer, D. W., Lemeshow, S., Logistic regression (2000), S. 150.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

171

schreiben. Die Ergebnisse decken sich mit den in der Untersuchungsfrage 1 formulierten Erwartungen. Die Variable Finanzanlagenquotet-1 * E1 nimmt einen deutlich positiven signifikanten Wert ein. Die Wahrscheinlichkeit eines Ausweises außerordentlicher Erträge nimmt demnach in Abhängigkeit von der Finanzanlagenquote des Vorjahres im Eventjahr zu. Der signifikante Effekt wird zusätzlich durch die Ausreißeranalyse bekräftigt. In Tabelle 15 nimmt der Koeffizient der Variablen Finanzanlagenquotet-1 * E1 im Untersuchungspanel einen noch höheren Wert ein. Dies lässt vermuten, dass Unternehmen mit einer hohen Finanzanlagenquote des Vorjahres zwar grundsätzlich vermehrt durch die Systemumstellung profitieren, der gemessene Effekt jedoch nicht durch Unternehmen mit einer extrem hohen Finanzanalgenquotet-1 verzerrt ist. Zudem wird die Robustheit der Ergebnisse durch einen Vergleich mit den Schätzwerten des Kontrollpanels betont. Für das Kontrollpanel wird für die Variable Finanzanlagenquotet-1 * E1 kein signifikanter Koeffizientenwert ausgegeben. Gleiches gilt für das um Ausreißer der Variablen Finanzanlagenquotet-1 bereinigte Kontrollpanel. Die Nullhypothese, dass die Variable Finanzanlagenquotet-1 * E1 nicht unterschiedlich von null ist, kann demnach nicht verworfen werden. Dies stützt die These, dass die Systemumstellung primär Auswirkungen auf Körperschaften, nicht aber Personengesellschaften hat. Ein t-Test, inwieweit der Unterschied zwischen den Koeffizientenwerten für die Variable Finanzanlagenquotet-1 * E1 im Untersuchungs- und Kontrollpanel signifikant ist, weist einschränkend nur ein geringes Signifikanzniveau auf. Ein signifikanter Unterschied zwischen dem Koeffizientenwert im Untersuchungs- und Kontrollpanel kann auf einem Signifikanzniveau von 10% nicht bestätigt werden. Folglich kann die Untersuchungsfrage 1 nur unter dieser Einschränkung bestätigt werden, dass die Systemumstellung mit einem positiven Effekt auf die Ausweiswahrscheinlichkeit außerordentlicher Erträge im Eventjahr einhergeht. Für die fortfolgenden Jahre kann ein signifikanter Effekt, indiziert durch die Variable Finanzanlagenquotet-1 * E2, weder im Untersuchungs- noch im Kontrollpanel festgestellt werden. Der Koeffizient nimmt in beiden Panels zwar einen negativen Wert ein, was auf eine zurückgehende Wahrscheinlichkeit eines Ausweises außerordentlicher Erträge in den fortfolgenden Jahren hindeutet. Der negative Koeffizientenwert ist jedoch nicht signifikant. Ein von null unterschiedlicher Wert kann auf einem Signifikanzniveau von 10% nicht bestätigt werden. Demzufolge kann für die Untersuchungsfrage 3 keine eindeutige Aussage getroffen werden. Die unternehmensspezifische Kontrollvariable des Betriebsergebnisses ist in beiden Panels signifikant negativ. Unternehmen mit einem negativen Betriebsergebnis weisen demzufolge

172

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

mit einer höheren Wahrscheinlichkeit außerordentliche Erträge aus. Für die Kontrollvariable des Verschuldungsgrades des Vorjahres wird hingegen ein deutlich signifikanter Wert nur für das Untersuchungspanel ausgewiesen. Der Verschuldungsgrad hat hier somit einen positiven Effekt auf die Wahrscheinlichkeit des Ausweises außerordentlicher Erträge. Im Kontrollpanel wird für die Kontrollvariable keine Signifikanz auf einem Niveau von 10% ausgewiesen. Demnach hat die Variable des Verschuldungsgrades des Vorjahres bei Personengesellschaften keinen signifikanten Einfluss auf die Ausweiswahrscheinlichkeit von außerordentlichen Erträgen. b)

Tobit-Modell

(1)

Schätzung des Modells

Die Parameterschätzung im Tobit-Modell erfolgt genauso wie im Probit-Modell unter Rückgriff auf die Maximum-Likelihood-Methode. Da das Tobit-Modell sowohl mit unzensierten als auch zensierten Beobachtungen operiert und somit eine Kombination aus stetigen und diskreten abhängigen Variablen gegeben ist, wird die reguläre Log-Likelihood-Funktion um einen weiteren Funktionsterm ergänzt. Die Log-Likelihood-Funktion für die unzensierten Beobachtungen entspricht mit ሺ›୧ െ š୧ᇱ Ⱦሻଶ ͳ Ž ‫ ܮ‬ൌ ෍ െ ቈŽ‘‰ሺʹɎሻ ൅ Ž ɐଶ ൅ ቉ ʹ ɐଶ

(35)

௬೔ வ଴

der normalen Log-Likelihood-Funktion. Hingegen ergibt sich für die zensierten Beobachtungen eine Log-Likelihood-Funktion der Form Ž ‫ ܮ‬ൌ ෍ ݈݊ ቈͳ െ Ȱ ቆ ௬೔ ୀ଴

‫ݔ‬௜ᇱ ߚ ቇ቉ ǡ ߪ

(36)

sodass die zensierten und unzensierten Beobachtungen zusammengenommen durch die Log-Likelihood-Funktion ሺ›୧ െ š୧ᇱ Ⱦሻଶ ͳ ‫ݔ‬௜ᇱ ߚ Ž ‫ ܮ‬ൌ ෍ െ ቈŽ‘‰ሺʹɎሻ ൅ Ž ɐଶ ൅ ൅ ෍ ݈݊ െ Ȱ ቆ ቇ቉ ቉ ቈͳ ʹ ߪ ɐଶ ௬೔ வ଴

(37)

௬೔ ୀ଴

beschrieben werden.509 Die Maximum-Likelihood-Methode liefert unter sehr allgemeinen Bedingungen konsistente und asymptotisch erwartungstreue Schätzergebnisse. Aufgrund der asymptotisch minimalen 509

Für eine ausführliche Herleitung und Beschreibung der Schätzung des Tobit-Modells vgl. Greene, W. H., Econometric Analysis (2008), S. 871 ff.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

173

Varianz der Schätzergebnisse wird auch von asymptotisch effizienten Schätzungen gesprochen.510 Hierbei ist zu bedenken, dass die Maximum-Likelihood-Methode auf bestimmten Verteilungsannahmen gründet. Im vorliegenden Fall wird von einer Normalverteilung des Störterms, ߝ௜ ̱ȨሺͲǡ ߪ ଶ ሻ, ausgegangen. Wird diese Annahme verletzt, führt die MaximumLikelihood-Methode zu verzerrten Schätzergebnissen. Entsprechend empfindlich kann das Tobit-Modell auf nicht normal verteilte oder heteroskedastische Fehlerterme reagieren.511 Zur Begegnung von Modelldefekten wird das Tobit-Modell mit robusten Standardfehlern geschätzt, welche sich auf den Arbeiten von Huber512 und White513 stützen. Als Optimierungsalgorithmus wird das Quadratic Hill Climbing Verfahren verwandt. Die Schätzungen des Tobit-Modells werden in der Tabelle 17 und Tabelle 18 dargestellt. Die Branchenindikatoren sind in den Modellgleichungen enthalten, gleichwohl die Schätzergebnisse nicht einzeln aufgelistet werden. Besonderheiten in Bezug auf die Branchenindikatoren ergaben sich nicht.

510

511

512 513

Siehe zu den Eigenschaften der Maximum Likelihood Schätzer Greene, W. H., Econometric Analysis (2008), S. 486 f. Vgl. Arabmazar, A., Schmidt, P., Tobit Estimator to Heteroscedasticity (1981), S. 253-258; Arabmazar, A., Schmidt, P., Tobit Estimator to Non-Normality (1982), S. 1055-1063; Hurd, M., Truncated Samples (1979), S. 247-258; Maddala, G. S., Nelson, F. D., Specification Errors (1975); Paarsch, H. J., Censored Rregression Models (1984), S. 197-213; Vijverberg, W. P. M., Non-Normality (1987), S. 417-430. Huber, P. J., in: Maximum Likelihood Estimates, 221-223. White, H., Covariance Matrix Estimator (1980), S. 817-838.

174

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Tobit-Modell

Außerordentliche Erträge / Bilanzsumme Untersuchungspanel

Kontrollpanel

Differenz Koeffizienten

Konstante

-0,4294105 0,1203345 (-3,57)***

-0,2708539 0,0794529 (-3,41)***

-0,1585566 (1,04)

Dummy E1

0,0106503 0,0294645 (0,36)

0,0208886 0,0345575 (0,60)

-0,0102383 (0,05)

Dummy E2

0,0098346 0,0506017 (0,19)

-0,0442633 0,0375544 (-1,18)

0,0540979 (0,74)

Finanzanlagenquotet-1

0,0255808 0,1001721 (0,26)

0,0322209 0,2069558 (0,16)

-0,0066401 (0,00)

Finanzanlagenquotet-1* Dummy E1

0,3337764 0,1262004 (2,64)***

0,0078285 0,14199 (0,06)

0,3259479 (3,02)*

Finanzanlagenquotet-1* Dummy E2

-0,0307826 0,1055834 (-0,29)

0,0314631 0,2146416 (0,15)

-0,0622457 (0,07)

Betriebsergebnis / Bilanzsumme

-0,1485689 0,050523 (-2,94)***

-0,0687355 0,025148 (-2,73)***

-0,0798334 (1,47)

9,74e-07 3,01e-07 (3,24)***

-1,86e-07 1,14e-07 (-1,64)

0,00000116 (9,89)***

Price to Book

-0,0354005 0,0256796 (-1,38)

-0,0111247 0,0181902 (-0,61)

-0,0242758 (0,61)

Kurzfristiger Zinssatz

0,0204939 0,0176803 (1,16)

-0,0096607 0,0115158 (-0,84)

0,0301546 (2,14)

Verschuldungsgradt-1

Branchen

enthalten

Log Likelihood

-2.837

-1.956

Likelihood Ratio ߯ ଶ

133***

77***

2

McFadden korrigiertes R

0,011

0,002

McKelvey/Zaviona

0,240

0,056

Anzahl Beobachtungen

14.501

12.783

davon zensiert

13.371

11.843

davon unzensiert

1.130

940

In normaler Schreibweise ist der Wert des Koeffizienten vermerkt, kursiv der robuste Standardfehler und in Klammern der t-Wert. *** geben eine Signifikanz bei einem Niveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an.

Tabelle 17: Ergebnisse des Tobit-Modells außerordentliche Erträge

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 Tobit-Modell

175

Sonstige betriebliche Erträge / Bilanzsumme Untersuchungspanel

Kontrollpanel

Differenz Koeffizienten

Konstante

-0,2871599 0,5730085 (-0,50)

0,3065502 0,1604873 (1,91)*

-0,5937101 (1,00)

Dummy E1

0,0363244 0,0538961 (0,67)

-0,0123188 0,0162486 (-0,76)

0,0486432 (0,76)

Dummy E2

-0,076402 0,0886179 (-0,86)

-0,092305 0,0709487 (-1,30)

0,015903 (0,02)

Finanzanlagenquotet-1

-0,3778161 0,4622867 (-0,82)

0,0702391 0,0629135 (1,12)

-0,4480552 (0,92)

Finanzanlagenquotet-1* Dummy E1

-0,0441445 0,0981689 (-0,45)

-0,0248383 0,1906031 (-0,13)

-0,0193062 (0,01)

Finanzanlagenquotet-1* Dummy E2

0,2645676 0,431052 (0,61)

-0,1371567 0,1077675 (-1,27)

0,4017243 (0,82)

1,49e-07 1,48e-07 (1,01)

-1,11e-08 7,99e-09 (-1,39)

1,601e-07 (0,86)

Price to Book

0,2929108 0,3110043 (0,94)

-0,0229643 0,0174296 (-1,32)

0,3158751 (1,03)

Kurzfristiger Zinssatz

-0,1478664 0,1028345 (-1,44)

-0,0290084 0,0243141 (-1,19)

-0,118858 (1,27)

Verschuldungsgradt-1

Branchen

enthalten

Log Likelihood Likelihood Ratio ߯ ଶ 2

-30.251

-16.299

42

154***

McFadden korrigiertes R

-0,000

0,003

McKelvey/Zaviona

0,003

0,015

Anzahl Beobachtungen

14.496

10.362

davon zensiert

1.069

267

davon unzensiert

13.427

10.095

In normaler Schreibweise ist der Wert des Koeffizienten vermerkt, kursiv der robuste Standardfehler und in Klammern der t-Wert. *** geben eine Signifikanz bei einem Niveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an.

Tabelle 18: Ergebnisse des Tobit-Modells sonstige betriebliche Erträge

176

(2)

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Robustheit des geschätzten Modells

Als Spezifikationstest zur Überprüfung der Annahmen des Tobit-Modells eines normal verteilten Fehlerterms und das Vorliegen von Homoskedastizität werden in der Literatur verschiedene Testverfahren vorgestellt. So wird beispielsweise für den Test auf Homoskedastizität ein Likelihood-Ratio Test oder ein Lagrange Multiplier Test vorgeschlagen. Zur Überprüfung der Normalverteilungsannahme werden dagegen insbesondere der Hausman Test und der Lagrange Multiplier Test angeführt.514 Ein weiteres Testverfahren, welches sowohl die Prüfung der Homoskedastizitäts- als auch Normalverteilungsannahme zum Inhalt hat, stellt der Conditional Moment Test dar. Dieser von Pagan/Vella weiterentwickelte Ansatz515 besticht neben seiner einfachen Anwendbarkeit insbesondere durch seine hohe Aussagekraft. Empirische Tests unterstreichen die Zuverlässigkeit des Conditional Moment Tests.516 Im Gegensatz zum Probit-Modell führt der Conditional Moment Test im TobitModell zu validen Testergebnissen. Skeels/Vella weisen auf dessen hohe Aussagekraft im Gegensatz zum Probit-Modell hin.517 Drukker demonstriert zudem eine weitere Verbesserung des Conditional Moment Test durch einen Rückgriff auf die Bootstrapping-Methodik. Im Hinblick auf die Prüfung der Normalverteilungsannahme zeigt Drukker, dass die Güte des Testverfahrens durch Bootstrapping deutlich gesteigert werden kann.518 Zur Prüfung der Normalverteilungsannahme stellt der Conditional Moment Test auf die Momentebedingungen ‫ܧ‬ሾ‫ݑ‬௜ଷ ȁ‫ݔ‬௜ ሿ ൌ Ͳǡ ‫ܧ‬ሾ‫ݑ‬௜ସ െ ͵ߪ ସ ȁ‫ݔ‬௜ ሿ ൌ Ͳ

(38)

für die latente abhängige Variable ‫ כ ݕ‬ab. Da ‫ כ ݕ‬nicht beobachtbar ist, werden die Momentebedingungen für die Untersuchung des Tobit-Modells der Form angepasst, dass gilt: ‫ܧ‬ሾߞଷ௜ ȁ‫ݔ‬௜ ሿ ൌ Ͳǡ ‫ܧ‬ሾߞସ௜ െ ͵ߪ ସ ȁ‫ݔ‬௜ ሿ ൌ Ͳ

(39)

mit:

514

515 516

517 518

Vgl. für eine erste Einführung in Spezifikationstests bei Tobit-Modellen Greene, W. H., Econometric Analysis (2008), S. 875. Siehe Pagan, A., Vella, F., Diagnostic Tests (1989), S. S29-S59. Vgl. Ericson, P., Hansen, J., Simple Specification Tests (1999), S. 121-127; Skeels, C. L., Vella, F., Conditional Moment Tests (1999), S. 275-294. Für Hinweise auf eine gewisse Überbewertung siehe m. w. N. Wilhelm, M. O., Considerations for Model-Choosing (2008), S. 560. Vgl. Skeels, C. L., Vella, F., Conditional Moment Tests (1999), S. 292. Vgl. Drukker, D. M., Bootstrapping (2002), S. 125-139.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

177

ߞଷ௜ ൌ ‫ܫ‬௜ ‫ݑ‬௜ଷ െ ሺͳ െ ‫ܫ‬௜ ሻሺ‫ݖ‬௜ଶ ൅ ʹሻߪ ଷ ߣ௜ ǡ

(40)

ߞସ௜ ൌ ‫ܫ‬௜ሺ ‫ݑ‬௜ସ െ ͵ߪ ସ ሻ ൅ ሺͳ െ ‫ܫ‬௜ ሻሾ‫ݖ‬௜ଶ ൅ ͵ሿߪ ସ ߣ௜ ‫ݖ‬௜ Ǥ Die Variable ߣ௜ stellt den inversen Mills Ratio dar, ‫ݑ‬௜ ൌ ‫ݕ‬௜ െ ‫ݔ‬௜ᇱ ߚund ‫ݖ‬௜ ൌ ‫ݔ‬௜ᇱ ߚΤߪ. Dergleichen wird die Momentenbedingung zur Prüfung auf Heteroskedastizität aufgestellt. Für die latente unabhängige Variable ‫ כ ݕ‬gilt: ‫ܧ‬ሾ‫ݓ‬௜ ሺ‫ݑ‬௜ଶ െ ߪ ଶ ሻȁ‫ݔ‬௜ ሿ ൌ Ͳ

(41)

und in Bezug auf das Tobit-Modell angepasst: ‫ܧ‬ሾ‫ݓ‬௜ ߩ௜ ȁ‫ݔ‬௜ ሿ ൌ Ͳ

(42)

ߩ௜ ൌ ‫ܫ‬௜ሺ ‫ݑ‬௜ଶ െ ߪ ଶ ሻ ൅ ሺͳ െ ‫ܫ‬௜ ሻߪߣ௜ ‫ݔ‬௜ᇱ ߚ Ǥ

(43)

mit:

Die Conditional Moment Tests auf Basis der Bootstrapping-Methodik deuten für die außerordentlichen Erträge im Untersuchungspanel auf Probleme mit einem nicht normal verteilten Fehlerterm sowie auf das Vorliegen von Heteroskedastizität hin. Die Nullhypothesen werden im Rahmen eines ߯ ଶ -Tests auf einem Signifikanzniveau von 1% abgelehnt. Zu den gleichen Ergebnissen kommen die Conditional Moment Tests beim Kontrollpanel. Im Hinblick auf die sonstigen betrieblichen Erträge deuten die Conditional Moment Tests bei den Panels sowohl auf nicht normal verteilte Fehlerterme als auch auf Heteroskedastizität hin. In Tabelle 19 sind die ermittelten Prüfgrößen für die jeweiligen Panels nochmals dargestellt. Diese übersteigen den ߯ ଶ -Schwellenwert deutlich.519 Conditional Moment Tests

Außerordentliche Erträge / Bilanzsumme

Sonstige betriebliche Erträge / Bilanzsumme

Untersuchungspanel

Kontrollpanel

Untersuchungspanel

Kontrollpanel

Prüfgröße zur Normalverteilung

261,73***

333,75***

10.873***

10.058***

Prüfgröße zur Homoskedastizität

243,9***

1.468,9***

931***

9.426***

߯ ଶ Wert des Conditional Moment Test, gekennzeichnet mit: * signifikant auf einem Niveau von 10%, ** signifikant auf einem Niveau von 5% und *** signifikant auf einem Niveau von 1%

Tabelle 19: Conditional Moment Tests zur Prüfung der Nullhypothese der Normalverteilung und Homoskedastizität im Tobit-Modell

519

Die hier durchgeführten Conditional Moment Tests sind unter der Einschränkung der starken Zensierung des Datensatzes zu interpretieren und können somit nur als erstes Indiz gewertet werden. Skeels/Vella weisen auf die sinkende Aussagekraft von Conditional Moment Tests mit zunehmender Zensierung des Datensatzes hin (vgl. Skeels, C. L., Vella, F., Conditional Moment Tests (1999), S. 292).

178

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Zur Absicherung gegenüber inkonsistenten und verzerrten Schätzungen werden die Ergebnisse des Tobit-Modells zusätzlich den Schätzungen weiterer ökonometrischer Modelle gegenübergestellt. Insbesondere das Modell der Censored Least Absolute Deviation (CLAD)520 und der Symmetrical Censored Least Squares (SCLS)521 werden in der Literatur häufig als Alternativen zum Tobit-Modell genannt. Beide Modelle liefern in empirischen Untersuchungen gute Schätzergebnisse trotz nicht normal verteilten Fehlertermen und Heteroskedastizität im Datensatz.522 Das SCLS-Modell bedient sich einer künstlichen Zensierung des Datensatzes, um darauf aufbauend die Modellgleichung mittels der Methode der kleinsten Quadrate zu schätzen. Die künstliche Zensierung führt dazu, dass eine symmetrische Verteilung der abhängigen Variable hergestellt wird. Die durch die Zensierung hervorgerufene Asymmetrie in der Verteilung wird behoben und der Weg für konsistente Schätzungen mittels der Methode der kleinsten Quadrate geebnet. Diese Methodik ist insbesondere dann problembehaftet, wenn der zugrunde liegende Datensatz stark zensiert ist. Denn die Wahrscheinlichkeit, dass eine Beobachtung künstlich zensiert wird, nimmt mit der Wahrscheinlichkeit zu, mit der der zugrunde liegende Datensatz tatsächlich zensiert ist. Bleibt aber ein Großteil der Beobachtung aufgrund der künstlichen Zensierung unberücksichtigt, geht dies mit einem entsprechenden Informationsverlust einher.523 Für die Schätzung des Modells mit den außerordentlichen Erträgen als abhängige Variable ist das SCLS-Modell ungeeignet. Das SCLS Schätzverfahren wird nur als Vergleichsschätzung für die sonstigen betrieblichen Erträge als abhängige Variable verwandt. Ausgehend von einem bei null zensierten Datensatz basiert das CLAD-Modell hingegen auf der Methodik der Minimierung der Summe der absoluten Residuen. Entsprechend wird von einem Fehlerterm mit dem Wert null als Median ausgegangen. Der Einsatz von CLADModellen ist jedoch problematisch, wenn die überwiegende Anzahl der Beobachtungen im zensierten Bereich liegt. Das Modell liefert ausschließlich eindeutige Schätzergebnisse, wenn der Median der Schätzfunktion zugleich positiv ist und somit nicht in den zensierten Bereich fällt. Dies ist bei einem stark zensierten Datensatz – wie in der hiesigen Untersuchung bei

520 521 522

523

Vgl. Powell, J. L., Least Absolute Deviations (1984), S. 303-325. Vgl. Powell, J. L., Symmetrically Trimmed Least Squares (1986), S. 1435-1460. Vgl. für diverse empirische Studien beispielsweise Brunner, E., Sonstelie, J., Voluntary Fiscal Federalism (2003), S. 2157-2185; Chay, K. Y., Honore, B. E., Black-White Earnings (1998), S. 4-38; Chay, K. Y., Powell, J. L., Semiparametric Models (2001), S. 29-42; Czarnitzki, D., Kraft, K., Innovative Activity (2004), S. 1-24; Falkenstein, E. G., Stock Characteristics (1996), S. 111-135; Hochguertel, S., Portfolio Decisions (2003), S. 61-77; Yoo, S., Kwak, S., Kim, T., Zero Response Data (2000), S. 181-184; Yoo, S., Mobile Communications (2003), S. 757-760. Vgl. Horowitz, J. L., Asymptotic Efficiency (1988), S. 134.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

179

den außerordentlichen Erträgen – regelmäßig nicht der Fall.524 Durch eine Erweiterung des CLAD-Modells konnte Powell diese Modellannahme weniger restriktiv gestalten, sodass neben dem Median auch jegliches andere Quantil zur Schätzung der Funktion herangezogen werden kann.525 Horowitz konnte in einem Experiment zeigen, dass bei einem stark zensierten Datensatz das erweiterte Modell mit Quantilen oberhalb des Medians zufriedenstellende Ergebnisse liefert.526 Die in Abgrenzung zum ursprünglichen CLAD-Modell im Folgenden genannte Censored Quantile Regression (CQREG) wird bei den außerordentlichen Erträgen, wo der Datensatz einen Zensierungsgrad von über 90% aufweist, mit dem 95% Quantile geschätzt. Für die sonstigen betrieblichen Erträge wird dagegen das Modell mit dem Median geschätzt. Hier liegt der Zensierungsgrad beider Panels unter 10%. Eine Konvergenz des Schätzverfahrens kann im CQREG-Modell nur nach einem Ausschluss der Branchenindikatoren erzielt werden. Sowohl im Modell mit den außerordentlichen Erträgen als auch den sonstigen betrieblichen Erträgen als abhängige Variable sind Branchen-Dummies nicht enthalten. Eine Vergleichsschätzung des Tobit-Modells ohne Branchen-Dummies verdeutlicht deren untergeordnete Bedeutung. Zu nennenswerten Abweichungen zwischen dem Modell mit und ohne Branchenindikatoren kommt es nicht. Die Ergebnisse der Schätzungen für die außerordentlichen Erträge werden in Tabelle 20 dargestellt. Zusätzlich zum CQREG-Modell sind die Schätzergebnisse zweier OLS-Modelle aufgelistet. Während im OLS 1-Modell alle Beobachtungen des Datensatzes enthalten sind, fließen in das OLS 2-Modell nur unzensierte Beobachtungen ein. Die Ergebnisse beider Modelle unterstreichen die beschränkte Eignung der OLS für zensierte Datensätze. Sie können nur ein erstes Indiz für einen Einfluss der Systemumstellung geben, liefern jedoch keine verlässlichen Vergleichswerte. Zwar bekräftigt das OLS 2-Modell den tendenziellen Einfluss der Körperschaftsteuersystemumstellung im Untersuchungspanel, im Gegensatz zum Tobit-Modell ist jedoch die Variable Finanzanlagenquotet-1*Dummy E1 auf einem Niveau von 5% nicht signifikant, wohl aber die Variable Finanzanlagenquotet-1* Dummy E2. Indessen liefert das CQREG-Modell in beiden Panels gute Schätzergebnisse. Die Schätzwerte des CQREG-Modells für das Untersuchungspanel zeigen, dass es zu keinen grundlegenden Abweichungen bei den für die Untersuchung relevanten Koeffizienten kommt. Der Schätzwert für die Variable Finanzanlagenquotet-1* Dummy E1 fällt zwar mit 0,27 etwas geringer als im Tobit-Modell aus, ist aber auch hier signifikant auf einem Niveau von 1%. Zugleich wird dem Koeffizienten der Variable Finanzanlagenquotet-1* Dummy E2 keine Signifikanz zugesprochen. Bei den unternehmensspezifischen Kontrollvariablen ist der Schätzwert für 524 525 526

Vgl. Chen, S., Khan, S., Censored Regression Models (2000), S. 304 f. Vgl. Powell, J. L., Censored Regression Quantiles (1986), S. 143-155. Vgl. Horowitz, J. L., Asymptotic Efficiency (1988), S. 123-140.

180

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

die Variable des Betriebsergebnisses nicht signifikant. Die Signifikanz des Koeffizienten für den Verschuldungsgradt-1 auf einem Niveau von 1% wird durch das CQREG-Modell bestätigt. Gleichwohl fällt der Koeffizientenwert geringer aus als im Tobit-Modell. Für das Kontrollpanel sticht bei einem Vergleich der Schätzwerte des Tobit- und CQREGModell die Signifikanz der Variablen Finanzanlagenquotet-1* Dummy E1 im CQREG-Modell hervor. Diese ist abweichend zum Tobit-Modell signifikant auf einem Niveau von 1%. Mit einem Koeffizientenwert von 0,03 liegt dieser deutlich unter dem geschätzten Wert von 0,27 im Untersuchungspanel. Die Systemumstellung brachte demnach einen leicht positiven Eventeffekt auch für Personengesellschaften mit sich, dieser fällt jedoch wie erwartet im weit geringeren Maße aus als bei Körperschaften. Die Variable Finanzanlagenquotet-1* Dummy E2 ist im Tobit-Modell als auch im CQREG-Modell insignifikant. Ein signifikanter Umstellungseffekt in den fortfolgenden Jahren kann ebenso auf Basis des CQREG-Modells nicht dokumentiert werden. Bei den Kontrollvariablen fällt auf, dass im Tobit-Modell die Variable des Betriebsergebnisses signifikant ist, nicht jedoch im CQREG-Modell. Genau entgegengesetzt verhält es sich mit der Variable Price to Book. Diese ist im CQREG-Modell signifikant, nicht aber im Tobit-Modell. Der signifikante Wert im CQREG-Modell indiziert einen negativen Effekt des Price to Book Verhältnisses auf die berichteten außerordentlichen Erträge. Bisherige Studien geben hingegen Anlass zur Erwartung, dass dieser einen positiven Einfluss auf die M&A-Aktivität hat. Der hier dokumentierte Effekt könnte jedoch durch die Ergebnisse Andrade et al.527 und den Erwartungen von Golbe/White528 bestätigt werden. Golbe/White gehen davon aus, dass ein niedriges Tobin’s q (hier ausgedrückt durch das durchschnittliche Price to Book Verhältnis des CDAX) eine günstige Gelegenheit bietet, Unternehmen auf einem niedrigen Bewertungsniveau zu kaufen.

527 528

Andrade, G., Mitchell, M., Stafford, E., Mergers (2001), S. 103-120. Golbe, D. L., White, L. J., in: M&A Aggregate Overview, 25-47.

0,0101932 0,0504844 (0,20) 0,0105684 0,0993796 (0,11) 0,3417359 0,1288369 (2,65)*** -0,0421794 0,1052096 (-0,40) -0,1385932 0,048082 (-2,88)*** 9,62e-07 2,91e-07 (3,31)*** -0,0367881 0,0257742 (-1,43) 0,0194423 0,0176325 (1,10)

Dummy E2

Finanzanlagenquotet-1

Finanzanlagenquotet-1* Dummy E1

Finanzanlagenquotet-1* Dummy E2

Betriebsergebnis/Bilanzsumme

Verschuldungsgradt-1

Price to Book

Kurzfristiger Zinssatz

-0,0089214 0,0115486 (-0,77) 0,0090667 0,0260812 (0,35)

0,0008283 0,0020895 (0,40)

0,0015814 0,0022392 (0,71)

-0,0173239 0,0156228 (-1,11) -0,0015385 0,0012342 (-1,25) 0,0009019 0,0009467 (0,95)

Im CQREG-Modell sind keine Branchen-Dummies enthalten, da ansonsten keine Konvergenz bei der Optimierung der Schätzfunktion erzielt werden konnte. Zum Vergleich werden auch Schätzwerte aus dem Tobit-Modell ohne Branchenindikatoren abgebildet. Das Tobit-Modell, OLS 1-Modell und OLS 2-Modell wurden mit robusten Standardfehlern geschätzt. Die Toleranz bei dem der Iterationsprozess stoppt, beträgt bei allen Modellen 0,0001. D. h. ändern sich die Schätzwerte im Iterationsprozess um nicht mehr als 0,0001, wird der Prozess gestoppt. Der erste Wert einer Zeile ist der geschätzte Koeffizientenwert, der zweite der Standardfehler und der Dritte der t-Wert. *** geben eine Signifikanz bei einem Niveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an.

enthalten

-0,0071777 0,023049 (-0,31) -0,0001361 0,001839 (-0,07) -0,0044484 0,0018518 (-2,40)**

-0,1114228 0,0397825 (-2,80)*** 4,83e-07 9,83e-07 (0,49)

-0,0011353 0,0008493 (-1,34) -7,06e-10 5,06e-10 (-1,39)

-4,60e-09 1,42e-08 (-0,32)

-0,0026212 0,0018187 (-1,44)

nicht enthalten

-0,0090451 0,0182176 (-0,50)

-0,0910103 0,0340584 (-2,67)***

-1,96e-07 1,23e-07 (-1,60)

-0,0064221 0,0023523 (-2,73)***

6,66e-07 5,70e-07 (1,17)

-0,4146683 0,1693533 (-2,45)**

-0,0662613 0,0239808 (-2,76)***

0,2069632 0,2218756 (0,93) 0,0129611 0,0167693 (0,77) -0,0692747 0,1136134 (-0,61)

0,0428174 0,2104172 (0,20)

0,2399593 0,1127778 (2,13)**

-0,2108512 0,1921456 (-1,10)

-0,0156475 0,0148927 (-1,05)

0,0191339 0,1332972 (0,14)

-0,020082 0,046558 (-0,43)

-0,0040751 0,0424974 (-0,10)

0,0308197 0,0107341 (2,87)***

0,0038404 0,0103402 (0,37)

-0,0019263 0,0031699 (-0,61)

0,0018065 0,0039788 (0,45)

OLS 2 0,0965498 0,1095627 (0,88)

0,0657894 0,1492615 (0,44)

-0,0023472 0,003045 (-0,77)

enthalten

OLS 1 0,0060463 0,007405 (0,82)

0,3016283 0,3096576 (0,97)

0,0769059 0,1135838 (0,68)

-0,0032655 0,0037296 (-0,88)

-0,0024394 0,0032846 (-0,74)

0,0137738 0,006081 (2,27)**

-0,0093561 0,2027028 (-0,05)

-0,0372711 0,0370505 (-1,01)

0,0232004 0,0353034 (0,66)

-0,2667542 0,0736658 (-3,62)***

Kontrollpanel CQREG

-0,2417494 0,1018413 (-2,37)**

-0,1641894 0,0950077 (-1,73)*

0,0264895 0,0649305 (0,41)

0,4577154 0,1952815 (2,34)**

Tobit

2,38e-07 1,14e-07 (2,10)**

-0,0005835 0,0004449 (-1,31)

0,0134438 0,0065497 (2,05)**

0,0526653 0,0420207 (1,25)

-0,0117008 0,0058103 (-2,01)**

-0,0103144 0,0069387 (-1,49)

0,0032323 0,0052661 (0,61)

0,0329284 0,0151003 (2,18)**

OLS 2

Außerordentliche Erträge / Bilanzsumme

3,25e-06 2,12e-08 (153,11)***

-1,67e-07 0,0001182 (-0,00)

-0,0022256 0,0127291 (-0,17)

0,26702 0,0127631 (20,92)***

0,0061256 0,0120233 (0,51)

0,0003319 0,0061342 (0,05)

0,0036842 0,0034131 (1,08)

0,0054432 0,0129599 (0,42)

OLS 1

Untersuchungspanel CQREG

nicht enthalten

0,0080629 0,029308 (0,28)

Dummy E1

Branchen

-0,4974134 0,1071669 (-4,64)***

Tobit

Konstante

Koeffizient Standardfehler (t-Wert)

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 181

Tabelle 20: Schätzergebnisse für das CQREG-, SCLS, OLS 1- und OLS 2-Modell für die außerordentlichen Erträge im Untersuchungs- und Kontrollpanel

182

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Für das Modell mit den sonstigen betrieblichen Erträgen als abhängige Variable wurden wie zuvor zwei OLS-Regressionen mit und ohne zensierte Beobachtungen geschätzt. Da die sonstigen betrieblichen Erträge gegenüber den außerordentlichen Erträgen nicht derart stark zensiert sind, fallen die Abweichungen der OLS-Schätzungen gegenüber den Tobit Schätzungen deutlich geringer aus. Im Untersuchungspanel weisen die OLS-Schätzungen keine signifikanten Koeffizientenwerte aus. Dergleichen sind mit Ausnahme des Verschuldungsgradest-1 alle Koeffizienten im Tobit-Modell insignifikant. Demgegenüber sind sowohl im CQREG- als auch SCLS-Modell die beiden Dummy-Variablen E1 und E2 sowie die Kontrollvariable kurzfristiger Zinssatz signifikant auf einem Niveau von 1%. Im CQREG-Modell ist darüber hinaus die Variable Finanzanalgenquotet-1 * Dummy E2 signifikant auf einem Niveau von 1%. Das CQREG-Modell indiziert damit einen leicht negativen Effekt auf die berichteten sonstigen betrieblichen Erträge im Verhältnis zur Bilanzsumme für die fortfolgenden Jahre nach der Systemumstellung. Weder das SCLS- noch das Tobit- und die OLS-Modelle können allerdings einen solchen Effekt bestätigen. Für das Kontrollpanel weisen das CQREG- und das SCLSModell für den Dummy E2 einen leicht negativen signifikanten Wert auf einem Niveau von 5% aus. Darüber hinaus ist die Kontrollvariable kurzfristiger Zinssatz signifikant auf einem Niveau von 5% und indiziert einen leicht negativen Effekt auf die berichteten sonstigen betrieblichen Erträge. In den beiden OLS-Modellen wird fernerhin ein signifikanter Koeffizient für den Verschuldungsgradt-1 ausgewiesen. Alle übrigen Variablen sind in den OLS-Modellen insignifikant. Die Alternativmodelle geben im Hinblick auf die Untersuchungsfrage letztlich keine eindeutige Antwort. Zwar weist das CQREG-Modell im Untersuchungspanel einen signifikanten leicht negativen Wert für die Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E2 aus, dies kann durch die weiteren Modelle allerdings nicht bestätigt werden, sodass Zweifel hinsichtlich der Belastbarkeit dieses Schätzergebnisses verbleiben. Viel mehr deuten die Ergebnisse der Alternativmodelle darauf hin, dass signifikante Effekte aufgrund der geänderten Veräußerungsgewinnbesteuerung anhand des Modells mit den sonstigen betrieblichen Erträgen als abhängige Variable nicht dokumentiert werden können. Die Signifikanzen der Dummy-Variablen indizieren nur einen pauschalen Effekt im Jahr der Systemumstellung bzw. in den fortfolgenden Jahren. Ein Zusammenhang mit dem Umfang der gehaltenen Beteiligungen besteht nicht, sodass daraus keine robusten Ergebnisse mit Blick auf die Untersuchungsfragen abgeleitet werden können.

-0,0748138 0,0899205 (-0,83) -0,3778527 0,4441148 (-0,85) -0,0590449 0,0970214 (-0,61) 0,2804683 0,4337805 (0,65) 1,99e-07 1,18e-07 (1,69)* 0,2948934 0,3108459 (0,95) -0,1453749 0,1033578 (-1,41)

Dummy E2

Finanzanlagenquotet-1

Finanzanlagenquotet-1* Dummy E1

Finanzanlagenquotet-1* Dummy E2

Verschuldungsgradt-1

Price to Book

Kurzfristiger Zinssatz

-0,0072048 0,001321 (-5,45)***

-0,0014578 0,0017949 (-0,81)

3,55e-08 2,39e-08 (1,48)

-0,0321289 0,0088416 (-3,63)***

0,0104179 0,0077184 (1,35)

enthalten

-0,0416528 0,0898122 (-0,46)

enthalten

-0,0366133 0,0982481 (-0,37)

-0,0307859 0,0247234 (-1,25)

-0,0234715 0,0192267 (-1,22)

-1,17e-08 1,07e-08 (-1,10)

-1,82e-07 1,56e-07 (-1,17) 0,3555484 0,3380216 (1,05)

-0,1431627 0,1213258 (-1,18)

-0,0127766 0,1946114 (-0,07)

0,0295372 0,068444 (0,43)

0,2731585 0,4368198 (0,63)

0,0810995 0,0619491 (1,31)

-0,3236241 0,4558405 (-0,71)

nicht enthalten

-0,0038464 0,0014481 (-2,66)***

enthalten

-0,0253979 0,0220228 (-1,15)

-0,004343 0,001926 (-2,25)**

enthalten

-0,0266808 0,0233293 (-1,14)

-0,0258138 0,0182006 (-1,42)

-8,94e-09 4,65e-09 (-1,92)*

-9,10e-09 4,62e-09 (-1,97)** -0,0249898 0,0174919 (-1,43)

-0,0130051 0,0812656 (-0,16)

0,0461447 0,0843788 (0,55)

0,0340029 0,0773931 (0,44) -0,0186516 0,0774649 (-0,24)

-0,0046385 0,0731688 (-0,06)

-0,0806208 0,0658458 (-1,22)

-0,0781965 0,0626019 (-1,25) 0,0005336 0,0714217 (0,01)

-0,0117348 0,0113575 (-1,03)

-0,011979 0,0111781 (-1,07)

-0,0064046 0,0052065 (-1,23)

-2,66e-09 1,80e-08 (-0,15)

-5,38e-09 6,28e-09 (-0,86) -0,0019557 0,0024622 (-0,79)

-0,0051753 0,1257373 (-0,04)

0,0130133 0,0587004 (0,22)

-0,0062932 0,0284432 (-0,22)

-0,015422 0,0261351 (-0,59)

-0,0006811 0,1252848 (-0,01)

-0,0222156 0,0088726 (-2,50)**

-0,0124704 0,0049195 (-2,53)** -0,0127858 0,028101 (-0,45)

-0,0009982 0,0084767 (-0,12)

0,0025026 0,0046166 (0,54)

Das Tobit-Modell, OLS 1-Modell und OLS 2-Modell wurden mit robusten Standardfehlern geschätzt. Die Toleranz bei dem der Iterationsprozess stoppt, beträgt bei allen Modellen 0,0001. D. h. ändern sich die Schätzwerte im Iterationsprozess um nicht mehr als 0,0001, wird der Prozess gestoppt. Der erste Wert einer Zeile ist der geschätzte Koeffizientenwert, der zweite der Standardfehler und der Dritte der t-Wert. *** geben eine Signifikanz bei einem Niveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an.

enthalten

-0,0088543 0,0013881 (-6,38)***

0,3268544 0,3133009 (1,04)

-1,59e-07 1,44e-07 (-1,10)

3,12e-08 3,36e-08 (0,93) -0,0009264 0,0018641 (-0,50)

0,2636178 0,410682 (0,64)

0,0626748 0,0520251 (1,20)

-0,3134477 0,4303034 (-0,73)

-0,0138647 0,015726 (-0,88)

-0,0045712 0,0079413 (-0,58)

0,004156 0,0156581 (0,27)

-0,0853579 0,0630488 (-1,35)

0,2497011 0,1971941 (1,27)

0,2099765 0,1757521 (1,19)

-0,0187001 0,004154 (-4,50)***

-0,0153102 0,0035206 (-4,35)*** 0,0124981 0,0085017 (1,47)

-0,0227803 0,0248393 (-0,92)

-0,1535202 0,1174165 (-1,31)

-0,1312147 0,1057164 (-1,24)

0,0143717 0,0022096 (6,50)***

0,010915 0,001937 (5,63)***

OLS 2 0,3012802 0,159408 (1,89)*

OLS 1 0,293449 0,1514713 (1,94)*

SCLS 0,1312909 0,0205421 (6,39)***

0,0584765 0,0095439 (6,13)***

0,2657299 0,1645235 (1,62)

-0,8533876 0,761773 (-1,12)

-0,747611 0,6964168 (-1,07)

0,1167816 0,0114778 (10,17)***

0,0684298 0,0073831 (9,27)***

Kontrollpanel CQREG

Tobit

OLS 2

OLS 1

Sonstige betriebliche Erträge / Bilanzsumme SCLS

Untersuchungspanel CQREG

nicht enthalten

0,0373916 0,0532318 (0,70)

Dummy E1

Branchen

-0,2810439 0,5677353 (-0,50)

Tobit

Konstante

Koeffizient Standardfehler (t-Wert)

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

Tabelle 21: Schätzergebnisse für das CQREG-, SCLS, OLS 1- und OLS 2-Modell für die sonstigen betrieblichen Erträge als abhängige Variable

183

184

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Um den Einfluss von Ausreißern auf die im Untersuchungspanel dokumentierten Effekte bei Körperschaften detaillierter zu ergründen, wurden verschiedene Ausreißertests für das Tobit- und CQREG-Modell durchgeführt. Beobachtungen wurden als Ausreißer definiert, falls der Wert einer Variablen um mehr als das Dreifache der Standardabweichung vom jeweiligen Mittelwert abweicht. Für die abhängige Variable wurde nur der Mittelwert bzw. die Standardabweichung der unzensierten Datensätze verwendet. Die makroökonomischen Variablen wurden von der Ausreißeranalyse ausgenommen. Da diese nur firmenunabhängige Jahreswerte umfassen, würde ein Ausschluss letztlich dazu führen, dass bezogen auf den kurzfristigen Zinssatz die Jahre 2000 und 2001 und bezogen auf das Price to Book Verhältnis die Jahre 1999 und 2000 komplett auszuschließen wären. Im Modell mit den außerordentlichen Erträgen als abhängige Variable zeigt sich ein besonderer Einfluss auf die für die Untersuchungsfrage 1 relevante Variable Finanzanalagenquotet1

* Dummy E1 durch Ausreißer der abhängigen Variablen und der unabhängigen Variablen

Finanzanalagenquotet-1. Der Ausschluss von Ausreißern der abhängigen Variablen führt, wie in Tabelle 22 abgebildet, zu einem deutlichen Absinken des Koeffizientenwertes für die nach wie vor hoch signifikante unabhängige Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E1. Der Wert sinkt im Tobit-Modell von 0,33 auf 0,16 und im CQREG-Modell von 0,27 auf 0,20. Werden hingegen die Ausreißer der unabhängigen Variablen Finanzanlagenquotet-1 ausgeschlossen, erhöht sich dieser Koeffizientenwert drastisch. Während im Tobit-Modell der Wert für die Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E1 auf 0,50 steigt, erhöht sich dieser im CQREG-Modell auf 0,45. Die Ausreißeranalyse zeigt ferner, dass die Variable Finanzanalagenquotet-1 * Dummy E2 unabhängig von einem Ausschluss von Ausreißern insignifikant ist. Weder im Tobit- noch im CQREG-Modell wird bei einem Ausschluss von Ausreißern der abhängigen und unabhängigen Variablen ein Signifikanzniveau von 10% erreicht. Des Weiteren ist ein signifikanter Einfluss von Ausreißern der firmenspezifischen Kontrollvariablen Verschuldungsgradt-1 und Betriebsergebnis auf die Variablen Finanzanalagenquotet-1 * Dummy E1 und Finanzanalagenquotet-1 * Dummy E2 nicht feststellbar. Werden Ausreißer der firmenspezifischen Kontrollvariablen ausgeschlossen, ändert sich weder das Signifikanzniveau noch der Koeffizientenwert beider Variablen im Tobit- und CQREG-Modell signifikant. Die Ausreißeranalyse im Modell mit den sonstigen betrieblichen Erträgen als abhängige Variable führt zu einer geänderten Signifikanz der Dummy-Variablen E1 und E2 bei einem Ausschluss von Ausreißern der abhängigen Variablen. Tabelle 23 verdeutlicht, dass beide sowohl im Tobit- als auch CQREG-Modell signifikant sind. Dabei wird im Tobit-Modell mit einem

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

185

Signifikanzniveau von 1% ein deutlich höheres Niveau ausgewiesen als im CQREG-Modell. Hier ist die Dummy-Variable E1 auf einem Niveau von 5% und die Dummy-Variable E2 auf einem Niveau von 10% signifikant. Die Koeffizientenwerte der Dummy-Variablen sind in beiden Modellen annähernd gleich. Im Modell ohne Ausschluss von Ausreißern hat bereits das CQREG-Modell signifikante Werte für die beiden Dummy-Variablen ausgewiesen (Tabelle 20). Diese weichen von den in Tabelle 23 dargestellten Ergebnissen ab. Während der Dummy E1 zuvor einen negativen Wert annahm, ist dieser nun mit 0,05 positiv. Ferner deuten beide Modelle auf einen negativen Effekt des kurzfristigen Zinssatzes hin. Sowohl im Tobit- als auch CQREG-Modell ist der negative Koeffizientenwert signifikant auf einem 1% bzw. 5% Niveau. Der ausgewiesene Effekt ist dabei deutlich stärker als im CQREG-Modell ohne Ausschluss von Ausreißern. Dort lag der Koeffizientenwert unter 0,01, während er nun einen Wert von 0,3 annimmt. Überdies ist die Variable Verschuldungsgradt-1 im CQREG-Modell gegenüber den ursprünglichen Schätzungen nicht mehr signifikant. Diese war im Modell ohne Ausschluss von Ausreißern noch signifikant auf einem Niveau von 5%. Zu einem deutlich voneinander abweichenden Ergebnis kommt das Tobit- und CQREGModell in Bezug auf die Variablen Finanzanlagenquotet-1 und Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E2. Im Tobit-Modell wird beiden Variablen keine Signifikanz auf einem Niveau von 10% zugesprochen. Anders hingegen im CQREG-Modell, wo beide Variablen signifikant auf einem Niveau von 1% sind. Der negative Koeffizientenwert für die Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E2 deutet darauf hin, dass in den fortfolgenden Jahren nach der Systemumstellung insbesondere Unternehmen mit einer hohen Finanzanlagenquotet-1 weniger sonstige betriebliche Erträge im Verhältnis zur Bilanzsumme berichten. Die Belastbarkeit dieser Ergebnisse erscheint vor dem Hintergrund fraglich, dass bei einem gleichzeitigen Ausschluss von Ausreißern der unabhängigen Variablen Finanzanlagenquotet-1 solche Signifikanzen nicht erzielt werden. In einem derart geschätzten CQREG-Modell sind die Variablen Finanzanlagenquotet-1 und Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E2 mit einem deutlich niedrigeren tWert nicht signifikant auf einem Niveau von 10%. Dies wird durch die in Tabelle 23 dargestellten Schätzergebnisse bei einem alleinigen Ausschluss von Ausreißern der unabhängigen Variablen Finanzanlagenquotet-1 unterstrichen. Die t-Werte sinken gegenüber dem ursprünglichen Modell ohne Ausschluss von Ausreißern ab. Der Ausschluss von Ausreißern der abhängigen Variablen und der unabhängigen Variablen Finanzanlagenquotet-1 führt offensichtlich zu einem gegenläufigen Effekt hinsichtlich der Signifikanz der Variablen Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E2. Ferner wird bei den Schätzungen unter Ausschluss von Ausreißern der Variablen Finanzanlagenquotet-1 deutlich, dass es insbesondere im Vergleich zu den ursprünglichen

186

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Ergebnissen ohne Ausschluss von Ausreißern zu keinen Änderungen der Signifikanzen im Tobit-Modell kommt. Wie bereits in Tabelle 18 sind in Tabelle 23 alle Koeffizientenwerte insignifikant. Beim CQREG-Modell verschlechtert sich zudem das Signifikanzniveau bei den beiden Dummy-Variablen E1 und E2. Die Variable Verschuldungsgradt-1 ist entgegen der ursprünglichen Ergebnisse nicht mehr signifikant. Des Weiteren ist für das Modell mit den sonstigen betrieblichen Erträgen als abhängige Variable ein signifikanter Einfluss von Ausreißern der firmenspezifischen Kontrollvariablen Verschuldungsgradt-1 und Betriebsergebnis auf die Variablen Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E1 und Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E2 nicht feststellbar.

Ohne Ausreißer der abhängigen Variablen

Ohne Ausreißer von Finanzanlagenquotet-1

Tobit

CQREG

Tobit

CQREG

Konstante

-0,2875365 0,0749544 (-3,84)***

0,0025825 0,0120726 (0,21)

-0,4074469 0,1179615 (-3,45)***

0,0052015 0,0133678 (0,39)

Dummy E1

0,0051384 0,0153854 (0,33)

0,0054787 0,0031593 (1,73)*

0,0024796 0,0293 (0,08)

0,0000283 0,0036278 (0,01)

Dummy E2

0,0257976 0,0312565 (0,83)

0,0023416 0,0057219 (0,41)

0,0086044 0,0505384 (0,17)

0,0005129 0,006346 (0,08)

Finanzanlagenquotet-1

0,0389317 0,0599912 (0,65)

0,0060131 0,0112091 (0,54)

0,0501238 0,1606406 (0,31)

0,0140631 0,0237269 (0,59)

FinanzanlagenquotetDummy E1

0,1617055 0,0547372 (2,95)***

0,2028727 0,011277 (17,99)***

0,4961976 0,1314629 (3,77)***

0,4488512 0,0223079 (20,12)***

FinanzanlagenquotetDummy E2

-0,0257814 0,0635775 (-0,41)

-0,0037328 0,0118626 (-0,31)

-0,0982214 0,169402 (-0,58)

-0,0102973 0,0247016 (-0,42)

Betriebsergebnis/Bilanzsumme

-0,0906792 0,0283097 (-3,20)***

-5,00e-07 0,0001055 (-0,00)

-0,1403207 0,0488073 (-2,87)***

-1,73e-07 0,0001192 (-0,00)

4,51e-07 1,12e-07 (4,03)***

7,30e-07 1,86e-08 (39,19)***

9,62e-07 2,98e-07 (3,23)***

3,25e-06 2,16e-08 (150,63)***

Price to Book

-0,0134403 0,0153662 (-0,87)

-0,0010406 0,0028339 (-0,37)

-0,0342413 0,0254283 (-1,35)

-0,0022357 0,003145 (-0,71)

Kurzfristiger Zinssatz

0,0121117 0,0107357 (1,13)

0,0006724 0,0020841 (0,32)

0,0175759 0,0175413 (1,00)

0,0015023 0,0023177 (0,65)

Branchen

enthalten

nicht enthalten

enthalten

nicht enthalten

1*

1*

Verschuldungsgradt-1

In normaler Schreibweise ist der Wert des Koeffizienten vermerkt, kursiv der robuste Standardfehler und in Klammern der tWert. *** geben ein Signifikanzniveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an. Als Ausreißer gelten Werte, die mehr als das Dreifache der Standardabweichung vom jeweiligen Mittelwert abweichen.

Tabelle 22: Ausreißeranalyse für die außerordentlichen Erträge im Untersuchungspanel

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 Ohne Ausreißer der abhängigen Variablen

187

Ohne Ausreißer von Finanzanlagenquotet-1

Tobit

CQREG

Tobit

CQREG

Konstante

0,1930514 0,0357199 (5,40)***

0,3573891 0,0736331 (4,85)***

-0,293006 0,5846963 (-0,50)

0,3552123 0,0749863 (4,74)***

Dummy E1

0,0330103 0,0084231 (3,92)***

0,0463051 0,0192746 (2,40)**

0,0323152 0,0569958 (0,57)

0,0463301 0,0198438 (2,33)**

Dummy E2

-0,0580776 0,0151472 (-3,83)***

-0,0625612 0,0350826 (-1,78)*

-0,0891758 0,0870487 (-1,02)

-0,065475 0,0354454 (-1,85)*

Finanzanlagenquotet-1

0,0803646 0,0658031 (1,22)

0,3885427 0,0956262 (4,06)***

-0,6567226 0,8084688 (-0,81)

0,0785659 0,1375664 (0,57)

FinanzanlagenquotetDummy E1

-0,0063898 0,0244107 (-0,26)

0,0245775 0,0706646 (0,35)

0,0937002 0,1045948 (0,90)

0,0133185 0,1109921 (0,12)

FinanzanlagenquotetDummy E2

-0,1100092 0,0673472 (-1,63)

-0,4232224 0,098333 (-4,30)***

0,6455815 0,8078088 (0,80)

-0,0978681 0,1426171 (-0,69)

Verschuldungsgradt-1

2,40e-08 3,03e-08 (0,79)

1,02e-07 1,23e-07 (0,83)

1,25e-07 1,51e-07 (0,83)

1,03e-07 1,24e-07 (0,84)

Price to Book

0,0015408 0,0105521 (0,15)

-0,0092156 0,017805 (-0,52)

0,3088583 0,3232398 (0,96)

-0,0052737 0,0181054 (-0,29)

Kurzfristiger Zinssatz

-0,0309717 0,0067095 (-4,62)***

-0,0298187 0,0129948 (-2,29)**

-0,1582621 0,1072186 (-1,48)

-0,0315274 0,0131848 (-2,39)**

enthalten

nicht enthalten

enthalten

nicht enthalten

1*

1*

Branchen

In normaler Schreibweise ist der Wert des Koeffizienten vermerkt, kursiv der robuste Standardfehler und in Klammern der tWert. *** geben ein Signifikanzniveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an. Als Ausreißer gelten Werte, die mehr als das Dreifache der Standardabweichung vom jeweiligen Mittelwert abweichen.

Tabelle 23: Ausreißeranalyse für die sonstigen betrieblichen Erträge im Untersuchungspanel

Darüber hinaus deuten Tests auf Multikollinearität darauf hin, dass dies kein Problem in den analysierten Modellen darstellt. Es wäre denkbar, dass die Eventvariable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E1 signifikant kolleriert sein könnte mit der Variablen Betriebsergebnis/Bilanzsumme. In dem Jahr 2002 ist es zu einem Konjunktureinbruch in Deutschland gekommen. Eine maßgebliche Veränderung der Variablen Betriebsergebnis/Bilanzsumme wäre grundsätzlich plausibel. Zugleich nimmt die Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E1 – soweit Finanzanlagenvermögen vorhanden ist – in dem Eventjahr 2002 einen positiven Wert an, wohingegen sie in den übrigen Jahren mit dem Wert null in das Modell eingeht. Eine signifikante Veränderung der Variablen Betriebsergebnis/Bilanzsumme könnte somit zu einer Kollinearität mit der Variablen Finanzanalagenquotet-1 * Dummy E1 im Modell führen. Allerdings weisen Tests auf Multikollinearität auf ein derartiges Problem nicht hin. Ebenso wenig ist dies aus der deskriptiven Statistik ersichtlich. Eine gegenüber den anderen Jahren signifikante Veränderung der Variablen Betriebsergebnis/Bilanzsumme in 2002 ist dort nicht feststellbar. Dies unterstreicht, dass der gemessene Effekt maßgeblich durch steuerliche

188

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Einflüsse und weniger durch die spezifische ökonomische Situation in Deutschland zu der Zeit getrieben ist. (3)

Interpretation der Schätzergebnisse

Insgesamt weist das Tobit-Modell für die außerordentlichen Erträge mit einem nach McKelvey/Zaviona berechneten Bestimmtheitsmaß von 0,24 im Untersuchungspanel eine sehr gute Güte auf. Das korrigierte R2 nach McFadden nimmt demgegenüber einen deutlich geringeren Wert ein. Dessen Aussagekraft ist jedoch gerade in Tobit-Modellen fragwürdig. Veall/Zimmermann sehen das Maß von McKelvey/Zaviona im Vergleich zum McFadden R2 im Tobit-Modell als das bessere Bestimmtheitsmaß an.529 Gegenüber dem Probit-Modell ist die Güte des Gesamtmodels weiter gestiegen. Denn anders als das Probit-Modell nutzt das Tobit-Modell nicht nur die Information, ob außerordentliche Erträge berichtet wurden, sondern auch in welcher Höhe diese ausgewiesen wurden. Die zusätzliche Information verbessert offenbar die Gesamtgüte des Regressionsmodels erheblich. Das Modell passt sich insgesamt sehr gut an die beobachten Daten an. Die geschätzten Koeffizientenwerte des Modells zeigen einen klaren Körperschaftsteuersystemumstellungseffekt im Eventjahr und bestätigen die Untersuchungsfrage 2. Der geschätzte Wert für den Koeffizienten der Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E1 weist im Untersuchungspanel auf einem signifikanten Niveau einen positiven Wert auf. Dies wird durch eine Vergleichsschätzung mit dem CQREG-Modell bestätigt, bei dem der positive Koeffizientenwert signifikant auf einem 1%-Niveau ist. Durch die Signifikanz der Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E1 kommt zum Ausdruck, dass Unternehmen mit einer höheren Finanzanlagenquote des Vorjahres im besonderen Maße von der Umstellung profitieren. Die Schätzergebnisse bestätigen somit einen Zusammenhang zwischen dem gehaltenen Beteiligungsumfang im Vorjahr und den berichteten außerordentlichen Erträgen im Verhältnis zur Bilanzsumme. Die Wirkungsbeziehung zur Systemumstellung, die eine Steuerbefreiung von Veräußerungsgewinnen aus Beteiligungsverkäufen mit sich brachte, wird damit unterstrichen. Ferner ist der gemessene Effekt im Untersuchungspanel signifikant verschieden zum gemessenen Effekt im Kontrollpanel. Wie erwartet, unterscheidet sich die Reaktion von Personengesellschaften von der von Körperschaften. Die Systemumstellung ging bei Personengesellschaften nicht mit einer vollständigen Steuerbefreiung von Gewinnen aus Beteiligungsveräußerungen einher. Entsprechend weisen Personengesellschaften gemäß dem CQREG-Modell nur einen geringen positiven Eventeffekt im Jahr der Systemumstellung auf. Im Tobit-Modell ist dieser Eventeffekt, gemessen über die Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E1, sogar insignifikant. 529

Vgl. Veall, M. R., Zimmermann, K. F., Goodness of Fit (1994), S. 485-499.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

189

Die Ausreißeranalyse zeigt jedoch, dass ein Teil des festgestellten Eventeffektes auf eine kleine Gruppe an Unternehmen zurückgeht, die im Verhältnis zur Bilanzsumme extrem hohe außerordentliche Erträge ausweist. Die Schätzergebnisse aus dem Tobit- und CQREG-Modell ohne Ausreißer der abhängigen Variablen unterstreichen dennoch, dass der Eventeffekt – wenn auch im kleineren Ausmaß – auf breiter Basis nach wie vor feststellbar ist. Der grundsätzliche Effekt aus der Körperschaftsteuersystemumstellung wird durch den Ausschluss der Ausreißer nicht infrage gestellt, wohl aber die Höhe des Ausmaßes auf breiter Basis. Im Zuge der Ausreißeranalyse unter Ausschluss von Ausreißern bei der Variablen Finanzanlagenquotet-1 wird zudem deutlich, dass sich dieser Eventeffekt nicht nur auf Unternehmen mit extrem hoher Finanzanlagenquotet-1 begrenzt. Zwar weisen speziell Unternehmen mit einer hohen Finanzanlagenquote des Vorjahres in Folge der Systemumstellung vermehrt außerordentliche Erträge aus. Der Umstellungseffekt ist jedoch nicht auf Unternehmen mit einer extrem hohen Quote, wie sie vornehmlich Gesellschaften mit ausschließlicher Holdingtätigkeit vorweisen, begrenzt. Die Ausreißeranalysen bekräftigen letztlich die Robustheit der Schätzergebnisse. Mit Blick auf die Untersuchungsfrage 4 liefern die Schätzergebnisse in den Modellen mit den außerordentlichen Erträgen als abhängige Variable indessen keine eindeutigen Ergebnisse. Die Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E2 ist sowohl im Tobit- als auch CQREG-Modell insignifikant. Ein mittelfristiger Einfluss der Körperschaftsteuersystemumstellung kann anhand der Schätzergebnisse nicht dokumentiert werden. Zwar wurde ein positiver langfristiger Effekt der Systemumstellung auf Beteiligungsveräußerungen bei Körperschaften erwartet, gleichwohl wird in der Untersuchungsfrage 4 zugleich auf einen negativen mittelfristigen Effekt verwiesen. Eine hohe Steuersensitivität kann Steuerpflichtige dazu veranlassen, Beteiligungsverkäufe vorzuziehen, sodass es mittelfristig zu einem leichten Rückgang an Beteiligungsverkäufen kommen kann. Die nicht signifikanten Werte für die Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E2 können daher aufgrund einer Überlagerung von einem negativen Mittel- und positiven Langfristeffekt herrühren. Ein weiterer möglicher Grund kann eine zu kurze Untersuchungsperiode sein, die eine robuste Feststellung sowohl eines mittel- als auch langfristigen Effekts nicht erlaubt. Die begrenzte Datenverfügbarkeit erlaubt es allerdings nicht, den Untersuchungszeitraum weiter auszuweiten. Fernerhin kann der Mittel- und Langfristeffekt im Zeitablauf zunehmend durch weitere Einflüsse überlagert sein, die nicht durch weitere Kontrollvariablen abgefangen werden. Im Gegensatz zum Eventeffekt im Jahr der Systemumstellung dürfte der mittel- und langfristige Effekt von einem deutlich geringeren Ausmaß sein und gegenüber anderen Effekten nicht in vergleichbarer Weise in den Vordergrund treten.

190

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Das Tobit-Modell für die sonstigen betrieblichen Erträge weist im Gegensatz zu den außerordentlichen Erträgen nur einen sehr geringen Erklärungsgehalt auf. Im Untersuchungspanel nimmt das Bestimmtheitsmaß nach McKelvey/Zaviona einen Wert von 0,003 an. Dergleichen sind die geschätzten Werte für die einzelnen unabhängigen Variablen nicht signifikant. Die Schätzwerte des Untersuchungs- und Kontrollpanels unterscheiden sich zudem nicht signifikant voneinander. Die Vergleichsschätzung mit dem SCLS-Modell bestätigt zumindest die Insignifikanz der Variablen Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E1 und Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E2. Das CQREG-Modell weist hingegen einen leicht negativen signifikanten Wert für die Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E2 aus. Die Belastbarkeit des Ergebnisses ist insoweit fraglich, als dass weder das SCLS- noch das Tobit- und die OLS-Regressionen eine solche Signifikanz bekräftigen. Darüber hinaus weisen das CQREG- und das SCLS-Modell signifikante Werte für die beiden Dummy-Variablen E1 und E2 aus, welche nur auf einen pauschalen Effekt ohne Bezug zu Beteiligungsveräußerungen hindeuten. Folglich können die Untersuchungsfragen 2 und 4 für die sonstigen betrieblichen Erträge nicht bestätigt werden. Dies unterstreicht die Vermutung, dass der Systemumstellungseffekt im besonderen Maße Auswirkungen auf außergewöhnliche Beteiligungsveräußerungen hatte. 6.

Zwischenfazit

Die multivariaten Analyseergebnisse aus der Untersuchung von Bilanzpositionen deutscher Unternehmen zeigen den Bedeutungsumfang einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf. Am Beispiel der Umstellung des Körperschaftsteuersystems mit der Unternehmenssteuerreform 2001 wurde das Ausmaß des durch die Besteuerung von Veräußerungsgewinnen verursachten Lock-in-Effekts verdeutlicht. Im Gegensatz zur Studie von Edwards et al. konnte ein wesentlich stärkerer Lock-in-Effekt nachgewiesen werden, der sich nicht nur auf wenige Unternehmen der Bank- und Versicherungsbranche beschränkt. Während die Studie von Edwards et al. 394 börsennotierte Unternehmen umfasste, bezieht sich die hiesige Studie im Untersuchungspanel auf einen Datensatz von bis zu 14.502 Firmenjahren. Anders als auch das Gutachten der Monopolkommission für die 100 größten Unternehmen vermuten lässt530, ist der Umstellungseffekt nicht nur auf Finanzdienstleister begrenzt, sondern erstreckt sich quer durch alle Branchen. Obwohl das Bank- und Versicherungsgewerbe aufgrund spezifischer Rechnungslegungsvorschriften nicht in der Untersuchung enthalten ist, konnte ein signifikanter Umstellungseffekt nachgewiesen werden. In Anbetracht des erheblichen Datenumfanges und des breiten Branchenquerschnitts können die Ergebnisse als repräsentativ angesehen werden.

530

Vgl. Sechzehntes Hauptgutachten der Monopolkommission 2004/2005, BT-Drucks. 16/2460 S. 202 ff.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

191

Der nachgewiesene Effekt bezieht sich überdies nicht ausschließlich auf reine Holdingunternehmen, was durch die Ausreißeranalysen veranschaulicht wird. Denn wird das Untersuchungsmodel nur mit denjenigen Unternehmen geschätzt, deren Finanzanlagenquotet-1 nicht mehr um das Zweifache der Standardabweichung über dem Mittelwert des gesamten Datensatzes abweicht, erhöht sich der Koeffizientenwert in Bezug auf die unabhängige Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E1. Es profitieren demnach unter anderem Produktions- und Dienstleistungsunternehmen, deren vornehmliches Ziel es nicht ist, lediglich Beteiligungen zu kaufen, zu halten und zu veräußern.531 Gleichzeitig sind es gerade außerordentliche Beteiligungstransaktionen, bei denen ein Effekt festgestellt werden konnte. Während die Untersuchung bei den außerordentlichen Erträgen einen signifikanten Eventeffekt nachweist, lässt sich dieser bei den sonstigen betrieblichen Erträgen nicht beobachten. Demnach bezieht sich der Effekt vornehmlich auf diejenigen Beteiligungsverkäufe, die nicht als regelmäßig einzustufen und der gewöhnlichen Geschäftstätigkeit zuzuordnen sind. Dies lässt vermuten, dass durch die Reform alte Beteiligungsstrukturen überprüft und umstrukturiert wurden.532 Denn bei diesen werden die Beteiligungsbuchwerte regelmäßig deutlich unter den Zeitwerten liegen. Eine Veräußerung vor der Reform hätte erhebliche stille Reserven aufgedeckt und eine entsprechend hohe Steuerlast nach sich gezogen. Bei diesen Beteiligungen war der steuerliche Lock-in somit besonders hoch. Das Ausmaß des steuerlichen Lock-ins ist demnach im besonderen Maße abhängig von der Höhe der Steuerlast, die eine Veräußerung auslöst. Die Ergebnisse lassen fernerhin auf einen langfristigen Lock-in-Effekt schließen. Dieser Umstand verweist zugleich auf die besondere Problematik der Scheingewinnbesteuerung. Die reale Wertentwicklung der umzustrukturierenden Beteiligungen wird regelmäßig von der nominalen Wertentwicklung abweichen. Watrin/Lühn verdeutlichen anschaulich die mitunter enormen Differenz am Beispiel des CDAX.533 Da das Steuerrecht auf dem Nominalwertprinzip beruht534, konnte die Veräußerungsgewinnbesteuerung unter dem Anrechnungsverfahren im Einzelfall zu einer Übermaßbesteuerung inflationärer Scheingewinne führen. Das BVerfG hat gegen die Besteuerung inflationärer Scheingewinne zwar keine Bedenken535, rationale Investoren werden dies jedoch in ihr Kalkül mit einbeziehen.

531

532

533 534 535

Im Übrigen wäre bei Holdingunternehmen, die häufig Beteiligungen kaufen und veräußern, anzunehmen, dass Veräußerungsgewinne weniger in den außerordentlichen Erträgen als viel mehr in den sonstigen betrieblichen Erträgen ausgewiesen werden. Siehe hierzu Kapitel V.A.3.a)(3). Hillebrandt verweist in diesem Zusammenhang auf die Möglichkeit, dass die Reform erst den eigentlichen Anstoß gegeben hat, das bisherige Beteiligungsportfolio zu überprüfen (vgl. Hillebrandt, F., Entflechtung der "Deutschland AG" (2001), S. 719). Vgl. Watrin, C., Lühn, M., Besteuerung privater Veräußerungsgewinne (2003), S. 170 f. Vgl. Lang, J., in: Tipke/Lang, § 9 Rz. 56 f. . Vgl. BVerfG-Urteil v. 19.12.1978 - 1 BvR 335/76, 1 BvR 427/76, 1 BvR 811/76, BStBl II 1979, 308.

192

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Dass der gemessene Eventeffekt der Systemumstellung gerade bei Unternehmen festgestellt werden konnte, die nicht börsennotiert sind, steht im Übrigen im Einklang zu bisherigen Studien über Earnings Management bei börsen- und nicht börsennotierten Unternehmen.536 Watrin/Ullmann/Pott können am Beispiel der Unternehmenssteuerreform 2001 zeigen, dass ein steuerorientiertes Earnings Management bei nicht börsennotierten Unternehmen empirisch signifikant ist, nicht jedoch bei börsennotierten Unternehmen. Ein Grund wird darin gesehen, dass börsennotierte Unternehmen anders als nicht gelistete Unternehmen dem Kapitalmarktdruck am Aktienmarkt unterliegen. Hat eine aktive Steuerpolitik zugleich eine intransparente Berichterstattung gegenüber den Investoren am Aktienmarkt zur Folge, so kann es zu einer Umkehr der Vorteilhaftigkeit der Steuerpolitik kommen. Denn die mit der Steuerpolitik einhergehende Intransparenz in der Berichterstattung kann sich negativ auf die Kapitalkosten auswirken.537 Ein bloßer steuerlich motivierter Mitnahmeeffekt538 als Grund für den festgestellten Eventeffekt kann weitestgehend ausgeschlossen werden. Unternehmen könnten nach dem Bekanntwerden des Reformvorhabens dazu geneigt gewesen sein, Beteiligungstransaktionen zeitlich aufzuschieben, um in den Genuss der Neuregelung zu kommen.539 Ohnehin durchgeführte Beteiligungsveräußerungen werden danach zeitlich hinausgezögert, um diese unter dem neu geregelten § 8b KStG steuerfrei veräußern zu können. Die deskriptive Statistik zur durchschnittlichen Entwicklung der berichteten außerordentlichen Erträge lässt einen solchen Effekt nicht vermuten. Ein Einbruch bei den außerordentlichen Erträgen in den beiden Vorjahren ist nicht feststellbar.540 Nichtsdestoweniger kann die Steuerfreistellung im Zuge der Systemumstellung zu einer zeitlichen Vorverlagerung von Beteiligungsveräußerungen geführt haben. In t2 kommt es der deskriptiven Statistik zur Folge zu einem erkennbaren Einbruch der durchschnittlichen außerordentlichen Erträge. Unternehmen könnten demnach verunsichert über den Bestand 536

537

538

539

540

Ein solches steuerlich motiviertes Earnings Management kann gleichwohl auf Basis der hiesigen Untersuchung nicht statistisch untermauert werden. Das Modell wurde auch mit Dummies geschätzt die die Börsennotierung abbilden. Signifikante Ergebnisse in Bezug auf die Börsennotierung lieferten die Schätzungen nicht. Aufgrund des geringen Umfangs an börsennotierten Unternehmen im Datensatz ist das insignifikante Ergebnis mit Vorsicht zu interpretieren (insgesamt sind nur 69 Abschlüsse börsennotierter Unternehmen im Datensatz enthalten). Vgl. auch für weitere Nachweise in Bezug auf steuerorientiertes Earnings Management Christoph Watrin, Christiane Pott and Robert Ullmann, THE EFFECT OF BOOK-TAX CONFORMITY AND TAX ACCOUNTING INCENTIVES ON FINANCIAL ACCOUNTING: EVIDENCE FROM PUBLIC AND PRIVATE LIMITED COMPANIES, 2008. Siehe hierzu in Bezug auf den Wirkungsgrad von steuerlichen Fördermaßnahmen auch Adam, D., in: FS Börner, 379. Vgl. F.A.Z. vom 02.05.2001, S. 52. Siehe zu Vorteilhaftigkeit von Aufschubstrategien in Bezug auf sich ändernde Steuerregime auch Jalbert, T., Rask, E., Jalbert, M., Optimal Tax Deferral Choices (2007), S. 1-12. Die hohen durchschnittlichen außerordentlichen Erträge in t-4 sind maßgeblich durch den geringen Datensatzumfang zu dem Zeitpunkt begründet. Dadurch erlangen Ausreißer ein deutlich größeres Gewicht als es normal der Fall wäre.

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

193

der Neuregelung gewesen sein541 und sich dazu veranlasst gesehen haben, Beteiligungsveräußerungen vorzuschieben.542 Maßgeblich wird eine solche zeitliche Vorverlagerung von Beteiligungsveräußerungen den festgestellten Effekt trotz allem nicht erklären können. Der in t2 festgestellte Effekt ist hierfür vergleichsweise gering. Zugleich lässt auch der durch die Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E2 gemessene mittel- bis langfristige Effekt eine solche Interpretation nicht zu. Bei der Untersuchung des Untersuchungspanels konnte kein signifikanter Effekt festgestellt werden. Das Ausmaß des festgestellten Effektes wird somit nicht allein deshalb so stark sein, weil Beteiligungsveräußerungen vorgezogen wurden. Bemerkenswert und zugleich die hohe Steuersensitivität der untersuchten Unternehmen unterstreichend ist das Ausmaß des festgestellten Effektes in Anbetracht des schwierigen wirtschaftlichen Umfelds. Der in der Abbildung 18 dargestellte CDAX Kursindex verdeutlicht die sich in 2002 fortsetzende Kurskorrektur am Aktienmarkt. Trotz eines Marktumfeldes mit fallenden Börsenkursen kann ein signifikanter Eventeffekt beobachtet werden.

CDAX Kursindex 600 500 400 300 200 100 0

Abbildung 18: CDAX Kursindex

541 542

Vgl. Prinz, U., Schon wieder abgeschafft? (2002), S. 298. Siehe zu möglichen Effekten lediglich temporärer Steuerrechtsänderungen Eilbott, P., Hersh, L., The Capital Gains Tax (1976), S. 27.

194

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Die Robustheit der Untersuchung wird durch verschiedene Tests unterstrichen. Erstens bekräftigt der Vergleich mit den Personengesellschaften den Sachverhaltszusammenhang zwischen den berichteten außerordentlichen Erträgen und der Systemumstellung. Denn anders als Körperschaften unterliegen Personengesellschaften mit natürlichen Personen als Anteilseigner dem Einkommensteuerrecht. Die Befreiungsvorschrift auf Veräußerungsgewinne nach § 8b Abs. 2 KStG ist hier nicht einschlägig. Für Personengesellschaften ging die Körperschaftsteuersystemumstellung nicht mit einer vollständigen Steuerbefreiung von Veräußerungsgewinnen einher. Diese hatten Gewinne aus Beteiligungsveräußerungen nach wie vor unter dem Halbeinkünfteverfahren zu versteuern. Entsprechend unterschiedlich fallen die im empirischen Modell gemessenen Reaktionen auf die Systemumstellung bei Körperschaften und Personengesellschaften aus. Körperschaften berichten im Eventjahr signifikant mehr außerordentliche Erträge in Abhängigkeit von ihrer Finanzanalagenquotet-1 als Personengesellschaften.543 Zweitens wurden die Ergebnisse des Tobit-Modells durch Vergleichsschätzungen mit dem CQREG-Modell weitestgehend bestätigt. Hier zeigt sich ein deutlicher Eventeffekt im Jahr der Systemumstellung. Die anschließende Ausreißeranalyse zeigt drittens die Breite des Effekts. Dieser beschränkt sich nicht ausschließlich auf wenige Beobachtungen mit hohen außerordentlichen Erträgen im Verhältnis zur Bilanzsumme, sondern ist auf breiter Basis unter Ausschluss von Ausreißern der abhängigen Variablen feststellbar. Zusammenfassend verdeutlicht die Studie den hohen Stellenwert einer Veräußerungsgewinnbesteuerung im unternehmerischen Entscheidungskalkül. Die Besteuerung von Veräußerungsgewinnen im Steuerregime des körperschaftsteuerlichen Anrechnungsverfahrens hat zu einem stärkeren Lock-in-Effekt geführt, als es die bisherige Studie Edwards et al. vermuten lässt. Eine Veräußerungsgewinnbesteuerung erweist sich insbesondere als Hürde für die Anpassung und Neuausrichtung alter Strukturen, um zu neuer Wettbewerbsfähigkeit zu gelangen. Die in der wissenschaftlichen Literatur und öffentlichen Meinung hervorgebrachte 543

Im Probit-Modell ist der Wert für die Variable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E1 im Untersuchungspanel nicht signifikant verschieden von dem Wert im Kontrollpanel. Gleichwohl ist der Wert für die Variuable Finanzanlagenquotet-1 * Dummy E1 im Untersuchungspanel hoch signifikant, während er im Kontrollpanel nicht signifikant auf einem Niveau von 10% ist. Daraus lässt sich schließen, dass für Körperschaften die Wahrscheinlichkeit eines Ausweises außerordentlicher Erträge im Eventjahr signifikant ansteigt, nicht hingegen bei Personengesellschaften. Insoweit unterscheiden sich die Reaktionen grundsätzlich voneinander. Dass der Effekt bei Personengesellschaften trotz der auch für sie mit der Systemumstellung einhergehenden Minderung der Steuerlast auf Gewinne aus Beteiligungsveräußerungen kaum auffällig ist, mag auf den ersten Blick verwundern. Dies kann zum einen darin liegen, dass die bestehende Steuerpflicht auch im Halbeinkünfteverfahren ein signifikante Hürde darstellt. Zum anderen darf nicht verkannt werden, dass der Veräußerungsgewinn mit der progressiv ausgestalteten Einkommensteuer belegt wird. Die Reduktion der Grenzsteuerbelastung kann daher höher ausfallen, als dies beim effektiven Steuersatz des einzelnen Steuerpflichtigen der Fall ist (siehe hierzu auch Auten, G. E., Burman, L. E., Randolph, W. C., Realization Behavior (1989), S. 357 f.).

A. Lock-in-Effekt am Beispiel der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002

195

Meinung, dass eine Veräußerungsgewinnbesteuerung zu keinem maßgeblichen Lock-inEffekt führt544, wird durch die Untersuchungsergebnisse weitestgehend widerlegt. Anders als Yetman545 vermutet, werden die Effekte aus der Reform der Veräußerungsgewinnbesteuerung nicht durch spezifische institutionelle Rahmenbedingungen in Deutschland überlagert und gemindert.546 Auch hier lässt sich ein breiter Effekt explizit darstellen. Daraus lassen sich neben wohlfahrtstheoretische insbesondere auch betriebswirtschaftliche Implikationen ableiten. Der durch die Veräußerungsgewinnbesteuerung hervorgerufene steuerliche Lock-in verhindert eine effiziente Ressourcenallokation und führt somit zu Wohlfahrtseinbußen. Gerade auf Unternehmensebene gewinnt der Aspekt des steuerlichen Lock-ins eine besondere Rolle. In Abgrenzung zu privaten Investoren wird die Anteilseignerschaft regelmäßig eine höhere Bedeutung haben, da ein maßgeblicher strategischer und operativer Einfluss auf die Geschäftsentwicklung am beteiligten Unternehmen in vielen Fällen unterstellt werden kann.547 Wird die effiziente Ressourcenallokation durch eine Veräußerungsgewinnbesteuerung behindert, kann dies zu folgenreichen einzel- und gesamtwirtschaftlichen Verwerfungen führen. Darüber hinaus unterstreichen die Ergebnisse die Entscheidungsrelevanz von Anteilseignersteuern in betriebswirtschaftlichen Entscheidungskalkülen. Scholes/Wolfson weisen darauf hin, dass Steuern nur eine Komponente unter einer Vielzahl anderer Kosten sind.548 Ob und in welchem Maße Steuern Wirkungseffekte auf den Kapitalmarkt ausüben, ist letztlich eine empirische Frage. Die Ergebnisse lassen darauf schließen, dass die Besteuerung von Veräußerungsgewinnen auf Körperschaftsebene unter den gegebenen institutionellen Rahmenbedingungen in Deutschland ein maßgebliches Gewicht im Entscheidungskalkül gespielt hat. Für die Bewertungslehre wird zunächst die grundsätzliche Relevanz der Anteilseigner544

545 546

547

548

Siehe Schneider, D., Der fragwürdige "Lock-in-Effekt" (1976), S. 197-210; Schneider, D., Steuerlast und Steuerwirkung (2002), S. 159 ff.; Sava, O., Dualismus der Einkunftsarten (2007), S. 166 f.; Schneider, D., Vermeidung eines Sperreffektes (1985), S. 79-80 sowie Deutscher Gewerkschaftsbund, Steuerpolitik der rotgrünen Bundesregierung 2008. Yetman, R. J., Discussion (2004), S. 99-101. Im Zusammenhang mit der Körperschaftssteuersystemumstellung wurde der davon ausgehende Effekt auch im Spiegel der Corporate Governance diskutiert. Hier wurde der Wirkungseffekt der Veräußerungsgewinnbefreiung nicht nur mit Blick auf Investitionsrechenkalküle gewürdigt, sondern auch weitere qualitative Entscheidungskriterien in die Diskussion mit einbezogen, die zu einer Minderung des Lock-in-Effektes führen können (vgl. Hillebrandt, F., Entflechtung der "Deutschland AG" (2001), S. 711-726; Kraft, G., Corporate Governance-Leitbild (2003), S. 10). Vgl. m. w. N. Thomsen, S., Pedersen, T., Ownership Structure (2000), S. 689-705. Gleichwohl können auch private Investoren eine entscheidende Rolle auf die Unternehmensentwicklung spielen. Als Beispiel seien hier Familienunternehmen genannt (vgl. statt vieler Andres, C., Firm performance (2008), S. 431-445). Zum Zusammenspiel von institutionellen Investoren und Familien als Anteilseigner vgl. Jara-Bertin, M., LópezIturriaga, F. J., López-de-Foronda, Ó., Control in European Family Firms (2008), S. 146-159. Vgl. Scholes, M. S. u.a., Taxes (2009), S. 2, 411.

196

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

besteuerung herausgestellt. Ferner wirft die Untersuchung die Frage auf, inwieweit neben einer Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnbesteuerung zusätzlich ein etwaiger steuerlicher Lock-in im Bewertungsmodell Berücksichtigung finden muss. Die Untersuchung unterstreicht die Vermutung, dass die Aufhebung der Veräußerungsgewinnbesteuerung in einem First-Order-Effekt das Angebotsvolumen an Beteiligungen am Markt erhöht hat. Hatte dies einen Einfluss auf den Asset Price, so sind auch die zu ermittelnden Eigenkapitalkosten im Bewertungskalkül davon betroffen. Klein modelliert die Steuerwirkungseffekte eines Lock-ins auf den Asset Price in einem Gleichgewichtsmodell.549 Inwieweit die Aufhebung der Veräußerungsgewinnbesteuerung in einem Second-Order-Effekt konkret einen Effekt auf den Asset Price am Kapitalmarkt ausübte, kann anhand der hiesigen Studie nicht quantifiziert werden. Die Ergebnisse bekräftigen gleichwohl das Vorliegen eines steuerlichen Lock-in aufgrund einer Veräußerungsgewinnbesteuerung. B.

Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

1.

Vorbemerkungen

Die Untersuchung der Steuerwirkungseffekte der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 in Deutschland hat die Bedeutung der Veräußerungsgewinnbesteuerung bei Kapitalbeteiligungsveräußerungen herausgestellt. Anders als Edwards et al. konnte ein Lock-inEffekt auf breiter Basis aufgrund der Besteuerung von Gewinnen aus Beteiligungsveräußerungen im Anrechnungsverfahren festgestellt werden. Die nachfolgende empirische Untersuchung hat in Abgrenzung zur vorherigen Untersuchung die Bedeutung der Veräußerungsgewinnbesteuerung bei Privatpersonen zum Inhalt. Während die vorherige Studie Steuerwirkungseffekte auf Unternehmensebene fokussierte, werden im Folgenden Wirkungseffekte bei privaten Anteilseignern am deutschen Kapitalmarkt untersucht. Die Untersuchung erweitert damit das Betrachtungsfeld der vorherigen Studie auf Privatpersonen, die gegenüber Unternehmen in einem anderen institutionellen Umfeld eingebunden sind und deren persönliches Zielbezugssystem anders ausgestaltet sein kann. Verschiedene empirische Studien haben bereits den Einfluss intertemporaler Besteuerungsunterschiede bei der Veräußerungsgewinnbesteuerung auf die Kapitalmarktteilnehmer untersucht.550 So zeigte Reese für den US-amerikanischen Kapitalmarkt, dass die Unterscheidung zwischen kurz- und langfristigen Capital Gains sowohl signifikante Auswirkungen auf die Handelsvolumina als auch auf die Renditen am Aktienmarkt hat. Am Beispiel von IPOs zeigt er, dass sobald Investoren in den Genuss der günstigeren langfristigen Capital Gains Tax 549 550

Vgl. Klein, P., Equilibrium returns (1999), S. 355-378. Vgl. ausführlich Kapitel IV.B.3.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

197

kommen, es zu einem kurzzeitigen signifikanten Anstieg des Handelsvolumens und einem Renditedruck kommt.551 Hanlon/Pinder weisen ferner einen vergleichbaren Effekt in Bezug auf das Handelsvolumen für den australischen Kapitalmarkt nach. Signifikant abnormale Renditen infolge intertemporaler Besteuerungsunterschiede können sie allerdings nicht feststellen.552 Die Studien von Blouin et al.553 sowie Hurtt/Seida554 bekräftigen zudem die Ergebnisse von Reese und Hanlon/Pinder und unterstreichen die Existenz eines Lock-in-Effektes aufgrund der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen. Darüber hinaus untersucht Kurth den Einfluss der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften am deutschen Aktienmarkt im Zusammenhang mit Wirkungseffekten durch Lock-up-Verträge bei IPOs. Die Ergebnisse der Untersuchung können jedoch nur unter Einschränkungen verallgemeinert werden. Erstens beschränkt sich die Studie auf IPOs der Jahre 1997 bis 2002 und umfasst damit weitestgehend nur solche IPOs während der Dotcom Boomphase. Empirische Studien zeigen aber Unterschiede bei den Börsengängen vor und nach der Neuen Markt-Ära auf.555 Zweitens bezieht die Untersuchung auch die Jahre 1997 und 1998 mit ein. Das Bundesverfassungsgericht hat allerdings ein strukturelles Vollzugsdefizit für diese Jahre festgestellt und eine Besteuerung von Veräußerungsgewinnen aus Wertpapieren als verfassungswidrig erklärt.556 Drittens ist der primäre Fokus der Untersuchung, den Einfluss von Lock-upVerträgen aufzuzeigen. Entsprechend umfasst die Studie keine multivariate Analyse des Zusammenhangs von Spekulationsfristen, Veräußerungsgewinnen und Lock-in-Effekten. Stattdessen wird nur eine univariate Analyse abnormaler Renditen und Handelsvolumina vorgenommen.557 Die nachfolgende Untersuchung beschäftigt sich mit Steuerwirkungseffekten aufgrund der Unterscheidung zwischen kurzfristigen Spekulationsgeschäften und langfristigen Veräußerungsgeschäften privater Investoren am deutschen Aktienmarkt in den Jahren 2004 fortfolgende, d. h. nach Platzen der Dotcom Blase 2001/2002. In Abgrenzung zur Untersuchung Kurths wird die Veräußerungsgewinnbesteuerung unter dem ab 2002 geltenden Halbeinkünfteverfahren betrachtet. Kurths Analyse bezieht sich auf den Zeitraum des Anrechnungsverfahrens. Im Halbeinkünfteverfahren konnten Steuerpflichtige Gewinne aus der Veräußerung von Aktien im Privatvermögen nach einer einjährigen Haltedauer gemäß § 23 Abs.

551 552 553

554 555 556

557

Vgl. Reese Jr., W. A., Stock Market Activity (1998), S. 1799-1819. Vgl. Hanlon, D., Pinder, S., Australian capital gains tax (2007), S. 481-493. Vgl. Blouin, J. L., Raedy, J. S., Shackelford, D. A., Price Pressure (2002), S. 70-93; Blouin, J. L., Raedy, J. S., Shackelford, D. A., Capital Gains Taxes (2003), S. 611-651. Vgl. Hurtt, D. N., Seida, J. A., Selling Activity (2004), S. 43-64. Siehe beispielsweise Michalak, T. C., Neuhaus, S., Underpricing und Performance (2008), S. 184-192. Vgl. BVerfG v. 09.03.2004 - 2 BvL 17/02, BStBl II 2005, 56. Gleichwohl indizieren Kurths Ergebnisse einen Effekt auch für diese Jahre (vgl. Kurth, A., Initial Public Offerings (2005), S. 478 f.). Vgl. Kurth, A., Initial Public Offerings (2005), S. 453 ff. Sowie Kapitel IV.B.3.

198

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

1 Nr. 2 EStG steuerfrei vereinnahmen. Nur falls die Beteiligung einen Mindestumfang an Stimmrechtsanteilen überschritt, unterlagen diese gemäß § 17 EStG generell der Besteuerung. Für Aktien im Streubesitz griff diese Regelung regelmäßig nicht.558 Der Rückgriff auf IPO Unternehmen ermöglicht die genaue Berechnung des Zeitpunktes, ab wann die Spekulationsfrist bei privaten Veräußerungsgeschäften abgelaufen ist. Mit dem Zeichnungs- und Zuteilungszeitpunkt der IPO-Aktien an Investoren kann ein feststehender Anschaffungszeitpunkt definiert werden. 2.

Untersuchungshypothesen

Betreiben private Investoren eine aktive Steuerminimierungsstrategie, so konnte ein Aufschub einer Veräußerung von Wertpapieren mit Kursgewinnen im Halbeinkünfteverfahren bis zu dem Zeitpunkt vorteilhaft sein, ab dem Kursgewinne nach § 23 Abs. 1 Nr. 2 EStG steuerfrei gestellt wurden. Shackelford/Verrecchia zeigen die Vorteilhaftigkeit eines Steueraufschubs bei intertemporalen Besteuerungsunterschieden in einem stilisierten Handelsmodell auf. Am Beispiel der Unternehmenspublizität verdeutlichen sie das Wechselspiel zwischen der Überlegung eines Investors, einerseits Anteile unter Risikogesichtspunkten in seinem Portfolio neu zu gewichten und andererseits die Portfolioumschichtung zur Vermeidung einer Veräußerungsgewinnbesteuerung aufzuschieben. Ist ein Aufschub zur Vermeidung der Veräußerungsgewinnbesteuerung gegenüber der optimalen Risikoallokation vorteilhaft und besteht somit ein steuerlicher Lock-in, werden Investoren im geringeren Maße Aktien des betreffenden Unternehmens am Markt anbieten. Das verminderte Angebot an Aktien kann zum Zeitpunkt einer Unternehmenspublizität wiederum zu einer erhöhten Preisvolatilität führen. Denn Investoren mit einem steuerlichen Lock-in werden zur Kompensation der Veräußerungsgewinnsteuer im Falle einer vorzeitigen Veräußerung einen höheren Preis fordern. Durch die eingeforderte Prämie werden Kursschwankungen verstärkt, sowohl nach oben als auch nach unten.559 Eine erhöhte Volatilität wird im Übrigen auch im Hinblick auf das Handelsvolumen zutreffen. Shakelford/Verrecchia zeigen die Verminderung des Handelsvolumens im Falle positiver Unternehmensnachrichten auf.560 Kommt es aufgrund schlechter Unternehmensnachrichten zu verminderten Renditeerwartungen und sind Investoren aufgrund eines Lock-in in der betreffenden Aktie übergewichtet, werden die verminderten Renditeerwartungen auch den Lockin reduzieren. Aufgrund der verschlechterten Renditeerwartungen werden sich der Kurs und entsprechend die bisherigen angelaufenen Kursgewinne vermindern, welche im Falle einer

558 559 560

Vgl. ausführlich zu den steuerrechtlichen Regelungen Kapitel II.B.2. Vgl. Shackelford, D. A., Verrecchia, R. E., Tax Discontinuities (2002), S. 205-222. Vgl. Shackelford, D. A., Verrecchia, R. E., Tax Discontinuities (2002), S. 216.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

199

Veräußerung zu versteuern wären. Der damit reduzierte Lock-in wird wiederum zu einem erhöhten Handelsvolumen führen. Die Steuerminimierungsstrategie wird letztlich nicht nur durch den Steuervorteil aus dem Aufschub der Veräußerung bestimmt. Dem Steuervorteil stehen verschiedene Opportunitätskosten gegenüber, welche als implizite Kosten einer Steuerminimierungsstrategie zu verstehen sind.561 Zum einen kommen die Opportunitätskosten einer nicht optimalen Portfoliodiversifikation zum Tragen. Ist ein Verkauf der IPO-Aktie zur Wiederherstellung eines optimal diversifizierten Portfolios erforderlich, so stehen dem Steuervorteil aus dem Aufschub der Veräußerung die zusätzlichen Risikokosten aus der Fehldiversifikation gegenüber.562 Zum anderen können dem Steuervorteil negative Renditeeffekte nach Ablauf der Spekulationsfrist gegenüberstehen. Wird durch den Verkauf von im Portfolio übergewichteten Aktien nach Ablauf der Spekulationsfrist i. S. d. § 23 Abs. 1 Nr. 2 EStG im Halbeinkünfteverfahren eine negative Kursreaktion ausgelöst, so steht der Steuerersparnis ein verminderter Verkaufserlös gegenüber. Der negative Kurseffekt kann dabei im Falle von IPOs umso größer ausfallen, da für eine Reihe an Aktionären die Spekulationsfrist zur selben Zeit endet. Letztlich wird die Höhe des Renditeeffektes erstens vom genauen Verlauf der Nachfrage- und Angebotskurve und damit von der Aufnahmefähigkeit des Marktes abhängen. Bei einer fallenden Nachfragekurve wird ein zusätzliches Angebot an Aktien zu einem sinkenden Gleichgewichtspreis führen.563 Zweitens kann trotz vollkommener Nachfrageelastizität kurzfristig ein Preisdruck am Markt entstehen, der aber langfristig durch eine Rückkehr zum ursprünglichen Gleichgewichtspreis nivelliert wird. Hintergrund ist die sogenannte „Price-Pressure“Hypothese. Die Hypothese nimmt eine perfekte Substituierbarkeit von Wertpapieren an mit 561

562

563

Vgl. Scholes, M. S. u.a., Taxes (2009), S. 2 f. Scholes/Wolfson verweisen an dieser Stelle auf den Unterschied zwischen der Steuerplanung im engeren Sinne und einer Steuerminimierungsstrategie. Die Steuerminimierungsstrategie grenzt sich insoweit von der Steuerplanung im engeren Sinne ab, als diese auch die indirekten, d. h. impliziten Kosten mit einbezieht. Dadurch rücken auch nichtsteuerliche Dimensionen in das Entscheidungskalkül. Sie erweitert damit das Betrachtungsfeld und konzentriert sich nicht allein auf die Steuerbelastung. Kußmaul berücksichtigt insofern auch nichtsteuerliche Dimensionen im Rahmen der Investitionsrechnung, wenn er auf den Einfluss von Steuern auf die Einzahlungsseite einer Investition verweist (vgl. Kußmaul, H., Betriebswirtschaftliche Steuerlehre (2008), S. 149). Über eine Markowitz-Diversifikation können Anleger das unsystematische Risiko diversifizieren. Vgl. hierzu Kapitel III.B sowie beispielhaft über die Kosten eines nicht diversifizierten Portfolios Damodaran, A., Investment valuation (2002), S. 66 ff. Verschiedene empirische Studien kommen über den Verlauf der Nachfragekurve zu unterschiedlichen Ergebnissen. Xing untersucht in einer neueren Studie den Verlauf der langfristigen Nachfragekurve. Seine Ergebnisse weisen auf eine horizontale langfristige Nachfragekurve hin mit der Folge, dass ein erhöhtes Handelsvolumen zu keinem Preisdruck führen würde (vgl. Xing, X., Demand curves (2008), S. 641-651). Demgegenüber deutet beispielsweise die Untersuchung Kauls et al. auf eine fallende Nachfragekurve hin (vgl. Kaul, A., Mehrotra, V., Morck, R., Slope Down (2000), S. 893-912). Zu ähnlichen Ergebnissen kommen z. B. auch Sokulsky et al. (vgl. Sokulsky, D., Brooks, R., Davidson, S., Australian index (2008), S. 605-616).

200

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

der Folge, dass eine Angebotserhöhung langfristig keinen negativen Kurseffekt bewirkt. Geht eine Umschichtung der Portfolios der Anleger zur Substitution der vermehrt am Markt angebotenen Wertpapiere mit Transaktionskosten einher, werden die Anleger hierfür eine Entschädigung verlangen. Kurzfristig kommt es daher zu negativen Überrenditen.564 Drittens wird das Ausmaß des Kurseffektes ebenso von der Interpretation der Verkaufswelle durch den Markt abhängen. Marktakteure könnten den erhöhten Verkaufsdruck als verstecktes Signal auffassen.565 Verschiedene empirische Studien können zudem ein Herdenverhalten am Aktienmarkt nachweisen. Investoren folgen danach vergangenen Trends mit der Folge einer Über- oder Untertreibung.566 Die Vorteilhaftigkeit einer Aufschubstrategie und damit das potenzielle Ausmaß des Lock-inEffektes wird somit durch eine Reihe verschiedener Faktoren bestimmt. Bisherige empirische Studien zum Lock-in-Effekt bei IPOs aufgrund intertemporaler Besteuerungsunterschiede deuten auf die Existenz eines steuerlichen Lock-in hin.567 Gerade bei stark im Kurs gestiegener IPO Aktien dürfte demnach die Steuerersparnis aufgrund eines Aufschubs die dadurch entstehenden Opportunitätskosten übersteigen.568 Die Möglichkeit bei IPOs einen feststehenden Zeitpunkt zu definieren, seit dem die zeichnenden Aktionäre in dem IPOUnternehmen investiert sind, bietet eine geeignete Grundlage zur Analyse der Wirkungseffekte intertemporaler Besteuerungsunterschiede. Da nach Ablauf der Spekulationsfrist Veräußerungsgewinne gemäß § 23 Abs. 1 Nr. 2 EStG im Halbeinkünfteverfahren steuerfrei vereinnahmt werden konnten, ist damit zu rechnen, dass Veräußerungen bei im Kurs gestiegener IPO-Aktien bis zum Ende dieser Frist am deutschen Kapitalmarkt aufgeschoben wurden. Das Ausmaß des Aufschubs wird dabei umso größer sein, je näher das Ende der Spekulationsfrist rückt – dürften hier die Opportunitätskosten insbesondere unter Risikogesichtspunkten geringer sein, wenn die Veräußerungen nur für einen geringen Zeitraum aufgeschoben werden. Infolgedessen ist vor dem Fristenende, mit einem verminderten und danach mit einem erhöhten Handelsvolumen zu rechnen. Da die Belastung aus der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen mit der Höhe der angelaufenen Kursgewinne steigt, wird ein umso größerer Steuerwirkungseffekt angenommen, desto höher die angelaufenen Kursgewinne sind. Es ist also zu erwarten, dass bei stärker im

564

565

566

567 568

Vgl. Kraus, A., Stoll, H. R., Block Trading (1972), S. 569-588; Harris, L., Gurel, E., Price Pressures (1986), S. 815-829. Einen Überblick zu dieser These geben beispielsweise Karpoff, J. M., Price Changes (1987), S. 109-126; Gallant, A. R., Rossi, P. E., Tauchen, G., Prices and Volume (1992), S. 199-242. Siehe für eine Übersicht und einen ersten Einstieg in die Thematik der Kapitalmarktanomalie des Herdenverhaltens Hirshleifer, D., Hong Teoh, S., Herd Behaviour (2003), S. 25-66. Siehe Kapitel IV.B.3. So auch im stilisierten Handelsmodell von Shakelford/Verrecchia implizit modelliert (vgl. Shackelford, D. A., Verrecchia, R. E., Tax Discontinuities (2002), S. 205-222).

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

201

Kurs gestiegener IPO-Aktien auch stärkere Lock-in-Effekte feststellbar sind. Dies stützt die empirischen Erkenntnisse der Studien von Seyhun/Skinner569 und Blouin et al.570, welche eine Steuerminimierungsstrategie in Abhängigkeit des Kosten/Nutzen-Verhältnisses nachweisen können.571 Der Steuerwirkungseffekt auf das Handelsvolumen konnte darüber hinaus zu einem Preisdruck und damit zu negativen abnormalen Renditen führen. Zur Untersuchung der Wirkungseffekte der nach § 23 Abs. 1 Nr. 2 EStG unter dem Halbeinkünfteverfahren geltenden Spekulationsfrist bei privaten Veräußerungsgeschäften werden daher folgende Untersuchungshypothesen für die Eventperiode aufgestellt. Untersuchungshypothese (U1) In den Wochen vor Ablauf der einjährigen Spekulationsfrist kommt es bei im Wert gestiegener IPO-Aktien seit der Erstnotiz in Abhängigkeit von der Höhe der angelaufenen Kursgewinne zu einem verminderten und in den ersten Wochen danach zu einem erhöhten Handelsvolumen. Untersuchungshypothese (U2) Das erhöhte Handelsvolumen nach Ablauf der Spekulationsfrist führt zu einem Preisdruck bei der betreffenden IPO-Aktie. Tabelle 24: Untersuchungshypothese 1 und 2

3.

Untersuchungsdesign

a)

Anschaffungszeitpunkt und Ende der Spekulationsfrist

Private Veräußerungsgeschäfte bei Wertpapieren wurden unter dem Halbeinkünfteverfahren nur dann besteuert, wenn diese – mit Ausnahme der Veräußerung einer relevanten Beteiligung nach § 17 EStG – innerhalb einer bestimmten Spekulationsfrist veräußert wurden. § 23 Abs. 1 Nr. 2 EStG in der unter dem Halbeinkünfteverfahren gültigen Fassung definierte private Veräußerungsgeschäfte i. S. d. § 22 Nr. 2 EStG als Veräußerung insbesondere von Wertpapieren, bei denen der Zeitraum zwischen Anschaffung und Veräußerung nicht mehr als ein Jahr betrug. Als Zeitpunkt der Anschaffung gilt im Allgemeinen das Datum,

569 570 571

Seyhun, H. N., Skinner, D. J., Taxes (1994), S. 231-262. Blouin, J. L., Raedy, J. S., Shackelford, D. A., Price Pressure (2002), S. 70-93. Dies entspricht der oben angesprochenen von Scholes/Wolfson postulierten These, dass eine umfassende Steuerminimierungsstrategie sowohl die direkten als auch die indirekten Kosten fokussiert.

202

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

an dem der Erwerber die wirtschaftliche Verfügungsmacht erlangt.572 Der BFH konkretisiert hierzu, dass „das … in der Regel der Fall [ist], wenn Eigenbesitz, Gefahr, Nutzen und Lasten auf den Erwerber übergehen“.573 Der materielle Übergang ist somit keine notwendige Bedingung zur Erlangung der wirtschaftlichen Verfügungsmacht. Der Übergang des Preisrisikos bzw. des Risikos des zufälligen Untergangs stellt den Zeitpunkt des Vermögensübergangs dar.574 Bei einem Börsengang stellt sich die Frage, zu welchem Zeitpunkt die wirtschaftliche Verfügungsmacht auf den zeichnenden Aktionär übergeht. Regelmäßig wird während einer bestimmten Zeichnungsfrist Interessenten das zu emittierende Wertpapier zum Festpreis oder innerhalb einer Preisspanne angedient.575 Die Interessenten geben während der Zeichnungsfrist ein verbindliches Angebot ab, zu welchem Preis sie welche Menge erwerben möchten. Nach Abschluss der Zeichnungsfrist wird die Zuteilung des betreffenden Wertpapiers an die Interessenten festgelegt. Sind die emittierten Aktien im Handelsregister eingetragen, erfolgt die Erstnotierung an der Börse.576 Die wirtschaftliche Verfügungsmacht und damit der Anschaffungszeitpunkt eines Interessenten ist mit Abschluss des Kaufvertrages über das neu emittierte Wertpapier gegeben. Der Abschluss erfolgt jedoch nicht bereits mit der Abgabe eines verbindlichen Angebots seitens des Interessenten, sondern erst mit der Zuteilung des betreffenden Wertpapiers im Anschluss an die Zeichnungsfrist.577 b)

Untersuchungsmodell

(1)

Abnormales Handelsvolumen

Die Untersuchungshypothese U1 hat eine Analyse eines Kausalzusammenhangs zwischen der Höhe der angelaufenen Kursgewinne bei einem Wertpapier und des vermuteten abnormalen Handelsvolumens zum Ende der Spekulationsfrist zum Inhalt. Zur Modellierung des Sachverhaltes wird auf eine multivariate Analysemethode, der linearen Regression zurückgegriffen. Dies ermöglicht es, die Zusammenhänge von verminderten und erhöhten Handelsvolumina sowie der Höhe der angelaufenen Kursgewinne innerhalb eines Modells zu betrachten. Aus diesem Grund wird auf eine univariate Analyse verzichtet. Diese bietet letztlich nur die Möglichkeit einer stark vereinfachten Untersuchung der Kausalzusammenhänge. 572

573 574 575 576

577

Vgl. BFH v. 22.8.1966 - GrS 2/66, BStBl II 1966, 672; BFH v. 28.1977 - IV R 163/75, BStBl II 1977, 553; BFH v. 7.11.1991 - IV R 43/90, BStBl II 1992, 398; Kahle, H., Thiele, S., Kahling, D., in: Baetge/Kirsch/Thiele, Bilanzrecht, § 255 Rz. 28; Ellrott, H., Brendt, P., in: Beck Bil-Komm., § 255 Rz. 31. BFH v. 28.1977 - IV R 163/75, BStBl II 1977, 553. Vgl. Werndl, J., in: Kirchhof/Söhn/Mellinghoff, § 6 EStG Rz. B 30. Zu den einzelnen Preissetzungsverfahren im Detail siehe Rummer, M., Going Public (2006), S. 106 ff. Siehe zu den einzelnen Phasen des Börsengangs Deutsche Börse AG, Praxishandbuch Börsengang (2006), S. 31 ff.; Rummer, M., Going Public (2006), S. 37 ff. Vgl. BMF v. 25.10.2004 - IV C 3-S 2256-238/04, BStBl I 2004, 1034.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

203

Die Untersuchungshypothese U1 stellt auf das Handelsvolumen sowohl vor als auch nach dem Ende der einjährigen Spekulationsfrist ab. Im Fokus der Hypothese stehen als abhängige Variable verminderte bzw. erhöhte Handelsvolumina vor bzw. nach dem Fristende. Zur Beurteilung, was als ein erhöhtes und was als ein vermindertes Handelsvolumen einzustufen ist, muss eine vom Steuerwirkungseffekt unbeeinflusste Referenzgröße ermittelt werden. Dazu wird das durchschnittliche Handelsvolumen für einen Referenzzeitraum von 50 Handelstagen vor dem eigentlichen Untersuchungszeitraum berechnet, welches anschließend mit dem Handelsvolumen während des Untersuchungszeitraumes verglichen wird. Die Referenzgröße berechnet sich wie folgt: ‫ܱܸܧ‬௞ ൌ

σହ଴ ௧ୀଵ ܸܱ௞௧ ͷͲ

(44)

mit: ‫ܱܸܧ‬௞

= Erwartetes Handelsvolumen für das Wertpapier ݇

ܸܱ௞௧

= Handelsvolumen des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ ݐ‬relativ zum Ende der einjährigen Spekulationsfrist.

Der Untersuchungszeitraum wird wiederum in einzelne Unterabschnitte ܶ unterteilt, für die jeweils analog zu Formel (44) das durchschnittliche Handelsvolumen berechnet wird. Das im Vergleich zur Referenzperiode abnormale Handelsvolumen ergibt sich danach aus578:

‫ܸܶܣ‬௞் ൌ

ܸܱ௞் െ ‫ܱܸܧ‬௞ ‫ܱܸܧ‬௞

(45)

mit: ‫ܸܶܣ‬௞்

= Relatives abnormales Handelsvolumen des Wertpapiers ݇ für den Zeitraum ܶ

ܸܱ௞்

= Durchschnittliches Handelsvolumen des Wertpapiers ݇ während des Zeitraumes ܶ

‫ܱܸܧ‬௞

578

= Erwartetes Handelsvolumen für das Wertpapier ݇.

Dies entspricht beispielsweise der Vorgehensweise von Koski, J. L., Scruggs, J. T., Ex-Dividend (1998), S. 64; Beneish, M. D., Whaley, R. E., S & P Game (1996), S. 1916; Tumarkin, R., Whitelaw, R. F., News or Noise (2001), S. 47; Jun, A. u.a., Price and Volume Behavior (2008), S. 32; Field, L. C., Hanka, G., Lockups (2001), S. 478; Lee, P. M., Name.com (2001), S. 798.

204

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Alternativ zur vorherigen Vorgehensweise ist zur Überprüfung der Untersuchungshypothese auch ein Rückgriff auf den anteiligen Handel von Freefloat-Aktien denkbar.579 § 23 Abs. 1 Nr. 2 EStG in der Fassung des Halbeinkünfteverfahrens bezieht sich auf private Veräußerungsgeschäfte von Wertpapieren im Streubesitz. Ein Verkauf außerhalb der Spekulationsfristen war für Privatpersonen auch dann steuerpflichtig, falls nach § 17 Abs. 1 EStG Investoren innerhalb der letzten fünf Jahre zu mehr als einem Prozent am Unternehmen beteiligt waren. Für im Betriebsvermögen eines Gewerbebetriebs gehaltene Beteiligungen waren Beteiligungsveräußerungen bei Personengesellschaften grundsätzlich nach § 15 EStG steuerpflichtig bzw. bei Kapitalgesellschaften nach § 8b Abs. 2 u. 5 KStG zu 95% steuerfrei gestellt. Eine Spekulationsfrist ähnlich der des § 23 Abs. 1 Nr. 2 EStG griff hier insoweit nicht.580 Unterstellt man, dass ein Großteil der Freefloat-Aktien Privatpersonen mit einem Beteiligungsbesitz unter einem Prozent zuzurechnen sind und geht gleichzeitig davon aus, dass der überwiegende Teil des börsentäglichen Handelsvolumens auf Freefloat-Aktien zurückzuführen ist, da Aktien außerhalb des Freefloats längerfristig gehalten werden, bietet sich folgende Anpassung der Untersuchungsgröße an. Das Handelsvolumen wird jeweils mit dem Anteil der ausstehenden Aktien im Freefloat gewichtet.581 Als alternative Untersuchungsgröße zu ‫ܸܶܣ‬௞் wird daher folgende Variable verwendet:

‫ܨܨܸܶܣ‬௞் ൌ

ܸܱ‫ܨܨ‬௞் െ ‫ܨܨܱܸܧ‬௞ ‫ܨܨܱܸܧ‬௞

(46)

mit: ‫ܨܨܸܶܣ‬௞்

= Relatives abnormales Freefloat Handelsvolumen des Wertpapier ݇ für den Zeitraum ܶ

ܸܱ‫ܨܨ‬௞்

= Relatives Freefloat Handelsvolumen des Wertpapiers ݇ für den Zeitraum ܶ

‫ܨܨܱܸܧ‬௞

= Erwartetes relatives Freefloat Handelsvolumen des Wertpapier ݇.

579

580 581

In der Literatur hat sich bis dato noch kein allgemein anerkanntes Modell zur Messung abnormaler Handelsvolumina herausgebildet (vgl. auch Bamber, L. S., Barron, O. E., Stober, T. L., Trading Volume (1999), S. 375). Die Verwendung unterschiedlicher Maße ermöglicht ein Untersuchung des unterstellten Steuerwirkungseffektes aus unterschiedlichen Perspektiven. Vgl. zur Besteuerung von Beteiligungsveräußerung im deutschen Steuerrecht ausführlich Kapitel I. Reese gewichtet das Handelsvolumen hingegen allgemein anhand der ausstehenden Aktien (vgl. Reese Jr., W. A., Stock Market Activity (1998), S. 1806). Er wählt damit den gleichen Ansatz wie ihn Foster/Viswanathan nutzen. Sie begründen das damit, dass durch das relative Handelsvolumen Unternehmen mit einer unterschiedlichen Anzahl an ausstehenden Aktien erst sinnvoll verglichen werden können (vgl. Foster, F. D., Viswanathan, S., Variations (1993), S. 193). In der hiesigen Untersuchung wird mit Formel (45) bereits ein relativer Ansatz gewählt, sodass ein Vergleich von Unternehmen mit einer unterschiedlichen Anzahl an ausstehenden Aktien ermöglicht wird.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

205

Das relative Freefloat Handelsvolumen ܸܱ‫ܨܨ‬௞் für den Zeitraum ܶ ergibt sich aus dem Durchschnitt der börsentäglichen gewichteten Handelsvolumina ܸܱ‫ܨܨ‬௞௧ : ܸܱ‫ܨܨ‬௞௧ ൌ

ܸܱ௞௧ ܱܰܵ‫ܨܨܪ‬௞௧

(47)

mit: ܸܱ‫ܨܨ‬௞௧

= Relatives Freefloat Handelsvolumen des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

ܸܱ௞௧

= Handelsvolumen des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

ܱܰܵ‫ܨܨܪ‬௞௧

= Ausstehende Aktien des Freefloats des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬.

Analog zu Formel (44) wird das erwartete relative Freefloat Handelsvolumen ‫ܨܨܱܸܧ‬௞ aus dem Durchschnitt der relativen Freefloat Handelsvolumina ܸܱ‫ܨܨ‬௞௧ während des Referenzzeitraumes berechnet. Zusätzlich zu den beiden vorgestellten Untersuchungsgrößen wird das Modell auch mit einer marktadjustierten Größe gerechnet. Dazu wird das relative Freefloat Handelsvolumen eines Vergleichsindex berechnet und vom relativen Freefloat Handelsvolumen des betrachteten Wertpapiers ݇ abgezogen. Das relative Freefloat Handelsvolumen ergibt sich aus dem durchschnittlichen relativen Freefloat Handelsvolumen der im Vergleichsindex enthaltenen Aktien: ே

ܸܱ‫ܨܨ‬௠௧

ͳ ܸܱ௞௧ ൌ ෍ ܰ ܱܰܵ‫ܨܨܪ‬௞௧

(48)

௞ୀଵ

Das relative abnormale Freefloat Handelsvolumen errechnet sich wiederum aus der Differenz des relativen Freefloat Handelsvolumen des Wertpapiers ݇ zum Marktportfolio im Vergleich zur Referenzperiode: ‫ܣܯܨܨܶܣ‬௞் ൌ

ሺܸܱ‫ܨܨ‬௞் െ ܸܱ‫ܨܨ‬௠் ሻ െ ሺ‫ܨܨܱܸܧ‬௞ െ ‫ܨܨܱܸܧ‬௠ ሻ ‫ܨܨܱܸܧ‬௞ െ ‫ܨܨܱܸܧ‬௠

(49)

mit: ‫ܣܯܨܨܶܣ‬௞௧

= Marktadjustiertes relatives abnormales Freefloat Handelsvolumen des Wertpapier ݇ für den Zeitraum ܶ

ܸܱ‫ܨܨ‬௞்

= Relatives Freefloat Handelsvolumen des Wertpapiers ݇ für den Zeitraum ܶ

ܸܱ‫ܨܨ‬௠்

= Relatives Freefloat Handelsvolumen des Vergleichsindex für den Zeitraum ܶ

206

‫ܨܨܱܸܧ‬௞

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

= Relatives Freefloat Handelsvolumen des Wertpapiers ݇ in der Referenzperiode

‫ܨܨܱܸܧ‬௠

= Relatives Freefloat Handelsvolumen des Vergleichsindex in der Referenzperiode.

Mit dem marktadjustierten Ansatz werden allgemeine, marktweite abnormale Handelsvolumina aus der Untersuchungsgröße gekürzt. Das Vorgehen lehnt sich an die Ermittlung abnormaler Renditen mittels des Market-Adjusted-Return-Ansatzes an, welches im folgenden Kapitel näher erläutert wird. Die einzelnen Unterabschnitte ܶ des Untersuchungszeitraumes, welche jeweils einen Zeitraum vor oder nach Ende der Spekulationsfrist markieren, werden innerhalb des Modells mithilfe der Dummy-Technik gekennzeichnet. D. h. der abhängigen Variablen ‫ܸܶܣ‬௞் , ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் und ‫ܣܯܨܨܶܣ‬௞் stehen in der Regressionsgleichung verschiedene Dummies als unabhängige Variablen gegenüber, welche zur Kennzeichnung eines bestimmten Unterabschnitts ܶ jeweils den Wert eins und ansonsten null einnehmen. Dadurch wird im Modell jedoch zunächst nur ein pauschaler Unterschied der abnormalen Handelsvolumina zwischen den einzelnen Unterabschnitten abgebildet. Die Untersuchungshypothese U1 stellt jedoch darauf ab, dass bei Wertpapieren in Abhängigkeit der angelaufenen Kursgewinne seit der Erstnotiz der IPO-Aktie abnormale Handelsvolumina auftreten. Wertpapiere mit hohen angelaufenen Kursgewinnen weisen höhere abnormale Handelsvolumina auf als solche mit geringeren angelaufenen Kursgewinnen. Zusätzlich sind daher die angelaufenen Kursgewinne seit der Erstnotiz im Modell abzubilden. Da zugleich die Untersuchungshypothese U2 einen Einfluss der abnormalen Handelsvolumina auf die Rendite erwartet, wird zur Vermeidung von Verzerrungen nicht auf den angelaufenen Kursgewinn in der Eventperiode zurückgegriffen. Stattdessen wird der angelaufene Kursgewinn vor der Untersuchungsperiode verwendet. Der angelaufene Kursgewinn berechnet sich aus der Differenz des Kurses zum Zeitpunkt der Erstnotiz zum durchschnittlichen Kursniveau in den zehn Handelstagen vor Beginn der Untersuchungsperiode. Zur Modellierung des Zusammenhangs zwischen den abnormalen Handelsvolumina und den angelaufenen Kursgewinnen einerseits und den Unterabschnitten ܶ andererseits interagieren die einzelnen Dummy-Variablen mit der Variablen, welche die angelaufenen Kursgewinne des Wertpapiers abbildet. Mithilfe dieser bereits in der vorherigen empirischen Untersuchung angewandten „Difference-in-Difference“ Methode582 wird analysiert, inwieweit es zu

582

Siehe hierzu auch m. w. N. Kapitel V.A.3.b)(1).

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

207

einem abnormalen Handelsvolumen in Abhängigkeit der angelaufenen Kursgewinne während eines bestimmten Zeitraumes vor oder nach Ende der Spekulationsfrist gekommen ist. Die Berechnung des Zeitpunkts des Endes der Spekulationsfrist erfolgt im Modell approximativ. Grundsätzlich ist es denkbar, dass der Fristbeginn vor der ersten Notierung liegt, da die Spekulationsfrist mit der Zuteilung der Aktie beginnt.583 Diese schließt sich an die Zeichnungsphase an, welche oftmals eine Woche vor der Erstnotiz liegt. Für die Untersuchung ist entsprechend davon auszugehen, dass die Spekulationsfrist nicht zwingend genau ein Jahr nach der Erstnotiz endet, sondern der Eventzeitpunkt durchaus einige Tage zuvor liegen kann. Zu welchem Zeitpunkt die Zuteilung exakt erfolgt, kann anhand des verfügbaren Datenmaterials nicht festgestellt werden. Es steht nur der Zeitpunkt der Erstnotiz fest, welcher approximativ als Anhaltspunkt für den Beginn der Frist verwendet wird. Der Untersuchungszeitraum erstreckt sich um diesen errechneten Termin. Insgesamt beträgt der Untersuchungszeitraum 50 Handelstage584, welcher in zehn Unterabschnitte á fünf Handelstage unterteilt ist. Sechs Unterabschnitte entfallen dabei auf den Zeitraum vor und vier nach dem errechneten Termin. Der Referenzzeitraum beträgt insgesamt 50 Handelstage und schließt direkt vor dem Untersuchungszeitraum an. Abbildung 19 verdeutlicht die Einteilung der einzelnen Abschnitte in einer Zeitraumbetrachtung.

Refernzzeitraum (50 Handelstage)

Untersuchungszeitraum (50 Handelstage)

Erstnotiz

Ende der Spekulationsfrist Angelaufene Kursgewinne zu Beginn des

(ein Jahr nach Erstnotiz)

Untersuchungszeitraumes (10 Handelstage)

Abbildung 19: Zeitraumbetrachtung des Untersuchungsdesigns

Als Regressionsmodell ergibt sich schließlich folgende Gleichung585: ଽ

ଽ

ܻ ൌ ߚଵ ൅ ෍ ߙ௜ ݀௜ ൅ ߚଶ ‫ ܩܥ‬൅ ෍ ߛ௜ ݀௜ ‫ ܩܥ‬൅ ߝ Ǥ ௜ୀଵ

583 584

585

(50)

௜ୀଵ

Vgl. Kapitel V.B.3.a). Wochenend- sowie Feiertage bleiben durch den Rückgriff auf Handelstage unberücksichtigt und die einzelnen Zeiträume umfassen bei den verschiedenen IPO-Aktien jeweils dieselbe Anzahl an Handelstagen. Dies entspricht auch dem Ansatz von Hanlon, D., Pinder, S., Australian capital gains tax (2007), S. 481-493.

208

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Mit ܻ wird die abhängige Variable beschrieben (‫ܸܶܣ‬௞் , ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் , ‫ܣܯܨܨܸܶܣ‬௞் ). Mit ߚଵ wird im Modell die Konstante abgebildet. Die Variable ݀௜ ist ein Dummy, welcher die unterschiedlichen Zeiträume ܶ indiziert. Die Dummy-Variablen nehmen jeweils für einen bestimmten Zeitraum den Wert eins und ansonsten null an. Insgesamt werden zur Vermeidung der sogenannten Dummy-Falle neun Dummies verwendet, wenngleich zehn verschiedene Zeiträume á fünf Handelstage im Modell betrachtet werden. Würde für jeden Zeitraum ein Dummy modelliert, bestünde eine exakte Multikollinearität zwischen den Dummies und der Konstante.586 Die Variable CG ist der von der Erstnotiz bis zum Klassifikationszeitraum angelaufene Kursgewinn der Aktie. Diese interagiert des Weiteren mit den Dummies ݀௜ . Der Fehlerterm wird durch die Variable ߝ beschrieben. (2)

Abnormale Renditen

Die Untersuchungshypothese U2 geht von einem Preisdruck infolge des erhöhten Handelsvolumens nach Ablauf der Spekulationsfrist aus. Analog zur Analyse abnormaler Handelsvolumina im Rahmen der Untersuchungshypothese U1 wird dazu wieder auf die multivariate Analysemethode der linearen Regression zurückgegriffen. Es kommt wieder dieselbe Methode zur Anwendung, den Untersuchungszeitraum in verschiedene Unterabschnitte ܶ einzuteilen. Die Einteilung der einzelnen Zeitabschnitte erfolgt analog zum Modell der abnormalen Handelsvolumina. Üblicherweise wird zur Messung abnormaler Renditen von IPOs der Market-AdjustedReturn-Ansatz gewählt.587 Der Market-Adjusted-Return-Ansatz misst die Renditeentwicklung eines Wertpapiers im Vergleich zu einem Vergleichsindex. Die Abweichung zwischen der Renditeentwicklung des Wertpapiers vom Vergleichsindex stellt die abnormale Rendite dar: ‫ܴܣ‬௞௧ ൌ ܴ௞௧ െ ܴ௠௧

(51)

mit: ‫ܴܣ‬௧

= Abnormale Rendite des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

ܴ௞௧

= Rendite des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

ܴ௠௧

= Rendite des Vergleichsindex ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬.

586 587

Kennedy, P., A guide to econometrics (2008), S. 234 f., 506. Dieser wird auch in der Studie von Hanlon/Pinder verwendet (vgl. Hanlon, D., Pinder, S., Australian capital gains tax (2007), S. 481-493). Für weitere Studien, die diesen Ansatz wählen siehe z. B. Chen-Lung Chin u.a., IPO anomalies (2006), S. 67-91; Kimbro, M. B., Discretionary Accruals (2005), S. 229-262; Jones, E., Danbolt, J., Joint Venture investments (2004), S. 1325-1331; Trueman, B., Wong, M. H. F., Zhang, X., Anomalous stock returns (2003), S. 249-271; Tan, R. S. K., Eng, L. L., Khoo, A., Offering method (1999), S. 491-499; Bradley, D. J., Jordan, B. D., Ritter, J. R., Quiet Period (2003), S. 1-36.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

209

Damit wird angenommen, dass sich die Rendite eines Wertpapiers parallel zum Markt entwickelt. Das Modell stellt letztlich ein stark vereinfachtes CAPM dar, bei dem ein Betafaktor von eins unterstellt wird. Die vereinfachende Annahme ist insoweit tragbar, als eine Berechnung von geeigneten Betafaktoren bei IPOs aufgrund begrenzter Vergangenheitswerte nicht möglich ist.588 Brown/Warner können zudem zeigen, dass der Market-Adjusted-ReturnAnsatz zu adäquaten Ergebnissen führt.589 Zur Beschreibung abnormaler Renditen über einen mehrperiodigen Zeitraum werden in empirischen Studien verschiedene Größen vorgeschlagen. Genauso wie bei den abnormalen Handelsvolumina hat sich eine allgemein anerkannte Größe bis dato nicht herausgebildet. In der Untersuchung werden daher verschiedene Größen getestet und gegenübergestellt. Eine Vielzahl an Studie verwendet das arithmetische Mittel der abnormalen Renditen590: ே

‫ܴܣܣ‬௞் ൌ

ͳ ෍ ‫ܴܣ‬௞௧ ܰ

(52)

௧ୀଵ

mit: ‫ܴܣܣ‬௞்

= Arithmetisches Mittel der abnormalen Renditen des Wertpapiers ݇ über den Zeitraum ܶ

‫ܴܣ‬௧

= Abnormale Rendite des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬.

Eine andere verwandte Größe ist die abnormale Buy and Hold Rendite591: ே

ே

‫ͳܴܣܪܤ‬௞் ൌ ෑሺͳ ൅ ܴ௞௧ ሻ െ ෑሺͳ ൅ ܴ௠௧ ሻ ௧ୀଵ

588

589 590

591

(53)

௧ୀଵ

Vgl. Töteberg, D., Seppelfricke, P., Arnsfeld, T., Misspricing (2005), S. 754. Das Ende der Spekulationsfrist liegt zwar ein Jahr nach der Erstnotiz, der Berechnungszeitraum für einen Betafaktor wird jedoch zum einen durch den Untersuchungszeitraum und zum anderen durch den Anfangszeitraum nach dem Börsengang begrenzt. Eine Berechnung des Betafaktors mit Werten innerhalb des Untersuchungszeitraumes kann genauso zu Verzerrungen führen wie mit Werten aus dem Anfangszeitraum nach dem Börsengang, wo die Aktien regelmäßig größeren Schwankungen unterliegen. Gleichwohl wäre als alternative Lösungsmöglichkeit, das Beta von IPOs trotz fehlender oder begrenzter Vergangenheitswerte zu schätzen, ein Rückgriff auf einen Bottom-Up-Ansatz denkbar. Danach erfolgt die Ermittlung anhand eines indirekten Ansatzes über Vergleichsfirmen. Siehe hierzu Damodaran, A., Valuation (2006), S. 52 ff. Vgl. Brown, S. J., Warner, J. B., Performance (1980), S. 205-258. Vgl. z. B. Bradley, D. J., Jordan, B. D., Ritter, J. R., Quiet Period (2003), S. 8; Cowan, A. R., Nayar, N., Singh, A. K., Calls of Convertible Bonds (1990), S. 552; Nimalendran, M., Information Surprises (1994), S. 460; Bremer, M., Hiraki, T., Sweeney, R. J., Large Stock Price (1997), S. 356; Conrad, J., Kaul, G., Market Overreaction (1993), S. 42. Vgl. Michaely, R., Womack, K. L., Underwriter Analyst (1999), S. 667; Drobetz, W., Kammermann, M., Wälchli, U., Long-Run Performance (2005), S. 260.

210

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

mit: ‫ͳܴܣܪܤ‬௞்

= Abnormale Buy and Hold Rendite des Wertpapiers ݇ über den Zeitraum ܶ

ܴ௞௧

= Rendite des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

ܴ௠௧

= Rendite des Vergleichsindex ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬.

Field/Hanka berechnen hingegen die abnormale Buy and Hold Rendite eines Wertpapiers über eine Gewichtung mit der Marktrendite592: ே

‫ʹܴܣܪܤ‬௞் ൌ ෑ ൬ ௧ୀଵ

‫ʹܴܣܪܤ‬௞்

ͳ ൅ ܴ௞௧ ൰െͳ ͳ ൅ ܴ௠௧

(54)

= Marktgewichtete abnormale Buy and Hold Rendite des Wertpapiers ݇ über den Zeitraum ܶ

ܴ௞௧

= Rendite des Wertpapiers ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬

ܴ௠௧

= Rendite des Vergleichsindex ݇ zum Zeitpunkt ‫ݐ‬.

Alle drei an dieser Stelle vorgestellten Größen unterliegen bestimmten Prämissen. Die Buy and Hold Renditen berechnen die Renditen für ein über den Zeitraum ܶ durchgängig gehaltenes Wertpapier. Das arithmetische Mittel der Renditen berücksichtigt hingegen keine Zinseszinseffekte. Es wird nur die durchschnittliche Rendite bei einer eintägigen Anlage während des Zeitraumes ܶ berechnet. Der Unterschied zwischen der ‫ͳܴܣܪܤ‬௞் und der ‫ʹܴܣܪܤ‬௞் liegt darin, dass bei Ersterer die Endwerte der Buy and Hold Strategie bei einer Anlage im Wertpapier ݇ gegenüber der Anlage im Vergleichsindex miteinander verglichen werden. Bei ‫ʹܴܣܪܤ‬௞் werden hingegen nicht die Endwerte also solche miteinander verglichen, sondern viel mehr wird eine multiplikative Verknüpfung der Überrenditen über den Zeitraum ܶ vorgenommen. Allen drei vorgestellten Größen ist letztlich gemein, dass sie darstellen, um wie viel Prozentpunkte die Rendite des betrachteten Wertpapiers von der Rendite des Vergleichsindex abweicht. 4.

Untersuchungsgesamtheit

a)

Generierung der Datenbasis

Die Untersuchung umfasst den Zeitraum für Neuemissionen nach dem Platzen der sogenannten Dotcom-Blase 2001/2002 bis Mitte des dritten Quartals 2008. Da im Jahr 2003 kei-

592

Vgl. Field, L. C., Hanka, G., Lockups (2001), S. 471-500.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

211

ne Neuemissionen am deutschen Kapitalmarkt getätigt wurden, beginnt der Zeitraum mit dem Jahr 2004. Zwischen dem 01.01.2004 und dem 30.08.2007 wurden nach dem Hoppenstedt Aktienführer 170 Neuemissionen getätigt. Die Zahl umfasst auch Emissionen, welche nur reine Notierungsaufnahmen von Unternehmen an der Börse sind. Bei solchen „IPOlights“ wird nur eine Handelsaufnahme beantragt und kein öffentliches Angebot gemäß Wertpapierprospektgesetz aufgelegt.593 Für die Untersuchung werden nur solche Emissionen verwandt, die zugleich ein Angebot gemäß Wertpapierprospektgesetz umfassen. Genauso werden keine Emissionen betrachtet, die lediglich Kapitalerhöhungen von bereits im Vorfeld an der Börse gelisteten Unternehmen darstellen. Insgesamt können letztlich Kapitalmarktdaten von 125 IPO Unternehmen aus der Datenbank Datastream abgerufen und als klassische IPOs identifiziert werden. Dabei werden nur solche Unternehmen in den Untersuchungsdatensatz aufgenommen, für die während des Untersuchungszeitraumes durchgängig Kapitalmarktdaten verfügbar sind. Als Handelsvolumen wird das in Datastream abrufbare konsolidierte Handelsvolumen an deutschen Börsen verwandt. Die Renditen werden anhand der Tagesschlusskurse berechnet, welche von Datastream für die jeweilige „Primary Exchange“ ausgegeben werden. Der Eichstrich für im Wert gestiegene IPO Aktien wird bei einem Kursgewinn ab 10%, bezogen auf das Verhältnis vom durchschnittlichen Kursniveau in der Woche vor dem Untersuchungszeitraum, zum Ausgabepreis gezogen. Um die Robustheit der Ergebnisse bei im Wert gestiegener IPOs zu überprüfen, wird zudem ein Kontrollpanel mit im Wert gesunkener IPO Aktien erstellt. Da bei diesen keine Veräußerungsgewinne bis zum Ablauf der Spekulationsfrist angelaufen sind, dürften diese keine vergleichbare Reaktion wie bei im Wert gestiegener IPO Aktien zeigen.594 Im Wert gesunkene IPO Aktien werden analog zu den im Wert gestiegenen IPO Aktien definiert und ein Eichstrich bei Kursverlusten ab -10% gewählt. Die Klassifizierung von im Kurs gestiegener bzw. gefallener Aktien anhand der 10%-Grenze kann als ausreichende Maßnahme angesehen werden, die beiden Gruppen voneinander abzugrenzen.595 Bei IPO Unternehmen wird im Rahmen der Emission regelmäßig ein Lock-up von Altaktionären vereinbart. Dieser regelt, inwieweit Altaktionäre Aktien nach der Emission am Sekundärmarkt veräußern dürfen. Danach dürfen Altaktionäre während einer bestimmten Frist 593 594

595

Vgl. Volk, G., Going public (2009), S. 15. Auch die Arbeiten von Reese, Hanlon/Sean und Kurth greifen auf diesen Ansatz zurück (siehe Reese Jr., W. A., Stock Market Activity (1998), S. 1799-1819; Hanlon, D., Pinder, S., Australian capital gains tax (2007), S. 481-493; Kurth, A., Initial Public Offerings (2005), S. 453 ff.). Im Übrigen käme es auch bei einer Marke von 20% zu keinen grundlegenden Änderungen bei den vorgestellten Ergebnissen, gleichwohl die weitere Einschränkung zu einer Verminderung des Datensatzes und infolgedessen zu einer Verminderung des Signifikanzniveaus führt.

212

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

keine oder nur mit Zustimmung der Konsortialbanken Aktien am Sekundärmarkt veräußern.596 Hintergrund von Lock-up Vereinbarungen sind im Allgemeinen Agencyprobleme, die mit dem Gang an die Börse einhergehen. Altaktionäre haben demnach gegenüber den zeichnenden Interessenten einen Informationsvorteil, da sie die Qualität des IPO Angebotes besser einschätzen können. Die Altaktionäre könnten diesen Informationsvorsprung ausnutzen, um ein vermeintlich ertragstarkes Unternehmen am Aktienmarkt zu platzieren und dieses insbesondere vor dem Hintergrund etwaiger Zeichnungsrenditen am Sekundärmarkt gewinnbringend abzustoßen.597 Die Principal-Agent-Theorie spricht in diesem Fall von hidden characteristics mit der Gefahr aufseiten der zeichnenden Interessenten, schlechte Vertragspartner auszuwählen (adverse Selektion).598 Lock-up Vereinbarungen können an dieser Stelle neben anderen Maßnahmen ein geeignetes Signaling-Instrument darstellen, welches die Überzeugung der Altaktionäre über die Qualität des Angebots glaubhaft kommuniziert. Verschiedene empirische Studien bestätigen die Bedeutung von Lock-up Verträgen zur Minderung von Informationsasymmetrien.599 Andere Studien zeigen wiederum, dass es am Ende der Lock-up Fristen zu vermehrten Verkaufsaktivitäten kommt.600 Fällt aber das Ende der Lock-up und der steuerlichen Spekulationsfrist zusammen, so ist eine Unterscheidung zwischen beiden Effekten nicht möglich. Um den Steuerwirkungseffekt der Spekulationsfrist zu separieren, werden deshalb nur solche IPOs in der hiesigen Untersuchung betrachtet, bei denen Lock-up Fristen nicht ein Jahr nach Börsengang enden. Dies trifft auf 43 von den 125 aus Datastream selektierten Unternehmen zu. Bei diesen endet die Spekulationsfrist nicht zeitgleich mit einer Lock-up Vereinbarung. Die einzelnen Messgrößen in der Untersuchung stellen fernerhin zum Teil auf einen Vergleich mit einem Vergleichsindex ab. So wird mit der Variablen ‫ܣܯܨܨܶܣ‬௞் zur Messung abnormaler Handelsvolumina ein marktadjustierter Ansatz gewählt. Ferner bauen alle Messgrößen für abnormale Renditen auf einem Vergleich mit der Rendite des Vergleichsindex auf. Als Vergleichsgröße wird hierzu, wie bereits in der vorherigen Untersuchung zur Abbildung des Markt-Buchwert-Verhältnisses, die Entwicklung der im CDAX gelisteten Unternehmen verwandt. Der CDAX umfasst alle im Prime und General Standard gelisteten Unternehmen und bildet Unternehmen sowohl klassischer als auch Technologiebranchen ab. 596

597

598

599

600

Siehe allgemein zu Erscheinungsformen und zur typischen Ausgestaltung von Veräußerungsbeschränkungen Haffa, D., Lock-up Vereinbarungen (2008), S. 15 ff. Vgl. Gerig, G., Börsengänge (2003), S. 96 ff.; Bösl, K., Praxis des Börsengangs (2004), S. 72 f.; Kurth, A., Initial Public Offerings (2005), S. 251 f. Vgl. zu den hidden characteristics im Rahmen der Agencytheorie Göbel, E., Neue Institutionenökonomik (2002), S. 101. Vgl. Brav, A., Gompers, P. A., The Role of Lockups (2003), S. 1-29; Brau, J. C., Lambson, V. E., McQueen, G., Lockups Revisited (2005), S. 519-530. Vgl. Nowak, E., in: IPO lock-up provisions, 181-200; Espenlaub, S., Goergen, M., Khurshed, A., Agreements in the UK (2001), S. 1235; Field, L. C., Hanka, G., Lockups (2001), S. 471-500; Kurth, A., Initial Public Offerings (2005), S. 453 ff..

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

213

Zur Abbildung des Vergleichsindex auf Basis des CDAX wird dem Vorschlag Kothari/Wasleys gefolgt, die den Einfluss von Größeneffekten auf die Messgröße abnormaler Renditen herausstellen.601 Die im CDAX gelisteten Unternehmen werden hierzu nach ihrer Größe in fünf Segmente unterteilt. Als Trenngröße wird jeweils der Marktwert zum Ende eines jeden Jahres genommen. Jedes Größensegment umfasst jeweils dieselbe Anzahl an Unternehmen. Anschließend werden für jedes Segment die durchschnittliche tägliche Rendite und das Handelsvolumen ermittelt. Die einzelnen IPOs werden schließlich mit der Rendite bzw. dem Handelsvolumen ihres jeweiligen Größensegmentes verglichen. Als Klassifizierungsgröße dient dabei der durchschnittliche Marktwert zehn Tage vor Beginn des Untersuchungszeitraumes. b)

Beschreibung der Datenbasis

Der durchschnittliche Marktwert der 43 IPOs der Untersuchungsgesamtheit beträgt zu Beginn der Untersuchungsperiode 392 Mio. Euro bei einer Standardabweichung von 948 Mio. Euro. Von den 43 Unternehmen sind 25 Unternehmen zu mehr als 10% im Wert gestiegen und 18 zu mehr als 10% im Wert gefallen. Abbildung 20 verdeutlicht die Verteilung der IPOs in Bezug auf ihre Wertentwicklung seit dem Börsengang. Zwar beläuft sich bei einer Vielzahl an IPOs die Wertentwicklung auf unter 35% bzw. -35%, einige IPOs liegen jedoch weit darüber bzw. darunter. Die Heterogenität der Wertentwicklung wird auch durch die hohe Standardabweichung ausgedrückt. Diese beträgt für den gesamten Datensatz 81%. Bezogen auf die zu mehr als 10% gestiegenen Aktien, liegt die Standardabweichung bei 86% bei einem Mittelwert von 74%. Bei den zu mehr als 10% im Wert gefallener Aktien fällt die Standardabweichung mit 17% und einem Mittelwert von -37% geringer aus. Im Folgenden werden die zu mehr als 10% im Wert gestiegenen Aktien allgemein als im Wert gestiegene Aktien umschrieben. Analoges gilt für die im Wert gefallenen Aktien.

601

Vgl. Kothari, S. P., Wasley, C. E., Size-Clustered Samples (1989), S. 228-249.

214

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

12

Anzahl IPOs

10 8 6 4 2 0

Abbildung 20: Wertentwicklung der IPOs in der Untersuchungsgesamtheit

In Tabelle 25 sind die abnormalen Handelsvolumina für im Wert gestiegene und gesunkene IPOs aufgeführt. Neben dem arithmetischen Durchschnitt des abnormalen Handelsvolumens ist jeweils auch der Median aufgeführt. Zur Überprüfung, inwieweit der Durchschnitt unterschiedlich von null ist, wurden die Durchschnittswerte einem t-Test unterzogen. Da Mittelwert und Median bei den abnormalen Handelsvolumina in den einzelnen Zeiträumen mitunter deutlich voneinander abweichen, wird der von Johnson vorgeschlagene SkewnessAdjusted t-Test angewandt.602 Der Median wurde mittels des Wilcoxon-Vorzeichen-RangTests geprüft, ob dieser unterschiedlich von null ist. Der Wilcoxon-Vorzeichen-Rang-Test gehört zu den sogenannten verteilungsfreien, nichtparametrischen Verfahren, welche entgegen dem t-Test nur wenige Annahmen über die Verteilung der Zufallsvariable unterstellen.603

602 603

Vgl. Johnson, N. J., Modified t Tests (1978), S. 536-544. Vgl. Fahrmeir, L. u.a., Statistik (2007), S. 441 ff. Alternativ wurde die Datenreihe mit dem einfachen Vorzeichentest geprüft, welcher nur sehr geringe Annahmen über die Verteilung der Grundgesamtheit trifft. Nachteilig bei dieser Teststatistik ist allerdings der hohe Informationsverlust, der mit dieser einher geht. Es wird allein überprüft, ob die Daten größer oder kleiner als der hypothetische Wert sind. Der WilcoxonVorzeichen-Rang-Test hingegen nutzt die in der Datenreihe enthaltenen Informationen deutlich effektiver. Nichtsdestotrotz hat auch der einfache Vorzeichentest einen signifikanten Unterschied des Median für die einzelnen abnormalen Handelsvoluminagrößen im Zeitraum vom 5. bis 9. Handelstag nach dem Stichtag auf einem 10% Niveau festgestellt. Eine solche Signifikanz wurde allerdings nicht für den Zeitraum t-16 bis t-20 im ‫ܸܶܣ‬௞் und ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் Modell angezeigt.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften Handelstage relativ zum Ende der Spekulationsfrist

Im Wert gestiegene IPOs

215

Im Wert gefallene IPOs

‫ܸܶܣ‬௞்

‫ܨܨܸܶܣ‬௞்

‫ܣܯܨܨܸܶܣ‬௞்

‫ܸܶܣ‬௞்

‫ܨܨܸܶܣ‬௞்

‫ܣܯܨܨܸܶܣ‬௞்

t-26 bis t-30

-0,0206612 (-0,282206)*

0,0193769 (-0,3240093)

1,506677*** (0,6690224)***

0,1251326 (0,0147449)

0,1823755 (0,2500179)

1,15267*** (0,8278612)***

t-21 bis t-25

-0,0705508 (-0,2907524)

-0,1059254 (-0,4654088)

0,7934893*** (0,4679193)***

-0,2013848 (-0,2060441)

-0,1034762 (-0,1612276)

0,946812*** (0,8243221)***

t-16 bis t-20

-0,2089006 (-.2736687)**

-0,1937145 (0,1476951)**

0,6502122*** (0,8819268)***

-0,0169736 (-0,2995828)*

0,1714218 (-0,0238301)

1,244899*** (0,9296782)***

t-11 bis t-15

-0,0636177 (-0,1904559)

-0,1085153 (-0,1899767)

0,8840257*** (0,8056006)***

0,0159996 (-0,3138291)

0,2647336 (-0,1841721)

1,352909*** (0,751355)***

t-6 bis t-10

0,0686507 (-0,1680746)

0,0133845 (-0,1680745)

2,068344* (0,816685)***

0,4157665 (-0,1648824)

0,7659614* (-0,0270906)

1,921297*** (0,9497533)***

t-1 bis t-5

0,2553928 (-0,1083916)

0,1717143 (-0,0321247)

3,304491 (0,8871927)***

0,1842693 (-0,2767918)

0,2653945 (-0,2238345)

1,425468*** (0,7760774)***

t0 bis t4

-0,1049841 (-0,2999896)

-0,0608966 (-0,2754439)

1,855072* (0,7388661)***

-0,1952939 (-0,1695766)

-0,0412222 (-0,1261849)

0,9724283*** (0,8529215)***

t5 bis t9

0,5231536*** (0,2112166)**

0,3822863** (0,4685022)*

2,199682*** (1,435893)***

-0,0938253 (-0,3911689)

0,1026779 (-0,3483827)

1,534075** (0,6502926)***

t10 bis t14

0,6339665 (-0,243433)

0,1602261 (-0,2815829)

1,520175*** (0,64492)***

0,0429468 (-0,3241894)

0,2491537 (-0,2714737)

1,590091*** (0,7613655)***

t15 bis t19

0,4616307 (-0,1048865)

0,45972 (-0,0452081)

2,046218*** (0,988072)***

0,2566505 (-0,2516662)

0,2008505 (-0,17119)

1,404699*** (0,8416986)***

0,147408

0,0737656

1,682839

0,0533288

0,205787

1,354535

-0,1782513

-0,1880451

0,8089559

-0,2433256

-0,1427434

0,8259993

1,214296

0,9629058

4,37357

0,9423192

1,015789

1,497929

Gesamt: Arithmetisches Mittel Median Standardabweichung

In normaler Schreibweise ist das arithmetische Mittel und in Klammern der Median vermerkt. Beide Werte wurden mittels eines t-Tests bzw. Wilcoxon Tests auf ihre Verschiedenheit von null geprüft. *** geben eine Signifikanz bei einem Niveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an.

Tabelle 25: Abnormale Handelsvolumina

Die Ergebnisse in Tabelle 25 zeigen bei den im Wert gestiegenen IPOs bei allen drei Messgrößen einen deutlichen Anstieg abnormaler Handelsvolumina fünf Handelstage nach Ablauf der Spekulationsfrist.604 Sowohl das arithmetische Mittel als auch der Median nehmen für den Zeitraum t5 bis t9 einen deutlich positiven Wert an, der signifikant verschieden von null ist. Für die übrigen Zeiträume lässt sich eine vergleichbare Entwicklung nicht erkennen. Einzig die abnormalen Handelsvolumina, gemessen über die Variable ‫ܣܯܨܨܸܶܣ‬௞் , nehmen auch in anderen Perioden positive und signifikant von null verschiedene Werte ein. Der Median liegt auch in dem Zeitraum t5 bis t9 deutlich über den Werten der anderen Zeiträume. Ein vergleichbares Bild bei den im Wert gesunkenen IPOs ergibt sich hingegen nicht. 604

t0 beschreibt den errechneten Tag des Endes der Spekulationsfrist. Der fünfte Handelstag nach Ende der Spekulationsfrist wird entsprechend durch t5 umschrieben..

216

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Die Variablen ‫ܸܶܣ‬௞் und ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் weisen für t5 bis t9 keine signifikant von null verschiedenen Werte aus. Der Durchschnittswert und der Median sind zudem negativ bzw. liegen deutlich unter den Werten der im Wert gestiegenen IPOs. Dies gilt ebenso für den Durchschnitt von ‫ܣܯܨܨܸܶܣ‬௞் , welcher zwar signifikant positiv, aber zum einen niedriger als bei den im Wert gestiegenen IPOs ist und zum anderen kein deutlich erhöhtes Niveau gegenüber den anderen Zeiträumen annimmt. Die Beobachtung von signifikant positiven abnormalen Handelsvolumina bei im Wert gestiegener IPOs unmittelbar im Anschluss an das Ende der Spekulationsfrist einerseits und das Fehlen einer vergleichbaren Entwicklung bei den im Wert gesunkenen IPOs spricht letztlich für einen Steuerwirkungseffekt. Darüber hinaus sind die negativen abnormalen Handelsvolumina bei den im Wert gestiegenen IPOs im Zeitraum t-16 bis t-20 augenfällig. Zwar sind die Durchschnittswerte bei ‫ܸܶܣ‬௞் und ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் der t-Statistik zur Folge nicht signifikant verschieden von null, wohl aber die Werte des Median. Demnach vollzog sich innerhalb dieses Zeitraumes ein signifikanter Rückgang der abnormalen Handelsvolumina. Da sich jedoch in dem Zeitraum bei den im Wert gesunkenen IPOs für die Variable ‫ܸܶܣ‬௞் zugleich ein deutlich signifikant negativer Wert ergibt, ist es fraglich, ob diese Beobachtung auf die Spekulationsfrist bezogen werden kann. Insgesamt können für den Zeitraum vor dem Ende der Spekulationsfrist vermehrt negative und für den Zeitraum danach vermehrt positive abnormale Handelsvolumina bei im Wert gestiegener IPOs festgestellt werden. Eine solche Entwicklung ergibt sich bei den im Wert gefallenen IPOs in der Form nicht. Dies unterstreicht tendenziell den grundsätzlichen Einfluss der Spekulationsfrist auf das Handelsvolumen.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften Handelstage relativ zum Ende der Spekulationsfrist

Im Wert gestiegene IPOs

217

Im Wert gefallene IPOs

‫ܴܣܣ‬௞்

‫ͳܴܣܪܤ‬௞்

‫ʹܴܣܪܤ‬௞்

‫ܴܣܣ‬௞்

‫ͳܴܣܪܤ‬௞்

‫ʹܴܣܪܤ‬௞்

t-26 bis t-30

-0,0008116 (-0,0007742)

-0,0040292 (-0,0041204)

-0,0039894 (-0,0040728)

-0,0009449 (0,0000102)

-0,0060393 (-0,0016112)

-0,0061512 (-0,0016335)

t-21 bis t-25

-0,0014836 (-0,0013537)

-0,0069914 (-0,0069605)

-0,0070711 (-0,0069472)

-0,0030292 (0,0024049)

-0,0140512 (0,0107708)

-0,0143856 (0,0109199)

t-16 bis t-20

-0,0022897 (-0,0012454)

-0,0108463 (-0,0066134)

-0,0110754 (-0,0065928)

0,0011786 (-0,002515)

0,0062227 (-0,014382)

0,0061109 (-0,014582)

t-11 bis t-15

-0,0034001 (0,0001837)

-0,017315 (0,0005889)

-0,0179214 (0,0005835)

-0,0043879 (-0,0028268)

-0,0207139 (-0,0142789)

-0,0209984 (-0,0141437)

t-6 bis t-10

0,0022903 (0,0002253)

0,0118134 (0,0008005)

0,0114319 (0,0007945)

-0,005207 (-0,0062628)

-0,0259939 (-0,031796)

-0,0257139 (-0,0322785)

t-1 bis t-5

-0,0040458 (-0,0015687)

-0,0197665 (-0,0081151)

-0,0194728 (-0,0081892)

-0,0044259* (-0,0062844)*

-0,0229837* (-0,0323062)*

-0,0229981* (-0,0318983)*

t0 bis t4

-0,0005093 (0,0008583)

-0,0029684 (0,0042372)

-0,0028714 (0,0041608)

0,0019891 (0,0044138)

0,0098986 (0,0213898)

0,0097725 (0,0212657)

t5 bis t9

-0,0027874* (-0,0035864)*

-0,0156455** (-0,0182672)*

-0,0156067** (-0,0179749)*

-0,005146** (-0,0043591)*

-0,026318** (-0,0220429)*

-0,0265513** (-0,0219122)*

t10 bis t14

-0,0027589 (-0,0018821)

-0,0140734 (-0,0097569)

-0,0142485 (-0,0100276)

-0,0070538 (-0,0026664)

-0,032396 (-0,0145724)

-0,0327847 (-0,0145045)

t15 bis t19

0,0012139 (0,0020048)

0,0053401 (0,0096592)

0,005315 (0,0098386)

-0,0060884 (-0,0016223)

-0,0312544* (-0,0101912)

-0,0314474* (-0,0104087)

Arithmetisches Mittel

-0,0014582

-0,0074482

-0,007551

-0,0033115

-0,0163629

-0,0165147

Median

-0,0007236

-0,004004

-0,0039793

-0,0024718

-0,0126669

-0,0126879

Standardabweichung

0,0112009

0,0552783

0,0553598

0,0148996

0,0717417

0,0718368

Gesamt:

In normaler Schreibweise ist das arithmetische Mittel und in Klammern der Median vermerkt. Beide Werte wurden mittels eines t-Tests bzw. Wilcoxon Tests auf ihre Verschiedenheit von null geprüft. *** geben eine Signifikanz bei einem Niveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an.

Tabelle 26: Abnormale Renditen

Die abnormalen Renditen während des Untersuchungszeitraumes sind in Tabelle 26 dargestellt. Zur Überprüfung, inwieweit der Durchschnitt unterschiedlich von null ist, wurden die Durchschnittswerte wieder einem t-Test unterzogen. Anders als bei den abnormalen Handelsvolumina wurde nur ein einfacher t-Test angewandt605, da der Mittelwert und Median nicht derart deutlich voneinander abweichen. Der Median wurde wieder mittels des Wilcoxon-Vorzeichen-Rang-Tests getestet. Für im Wert gestiegene IPOs zeigen sich für den Zeitraum t5 bis t9 besonders negative und zudem signifikant von null verschiedene abnormale Renditen bei allen Variablen. Vergleichbar negative abnormale Renditen lassen sich nur im nachfolgenden Zeitabschnitt t10 bis t14 feststellen. Diese sind allerdings nicht signifikant verschieden von null. Die signifikant negativen abnormalen Renditen im Zeitraum t5 bis t9 fallen zusammen mit den in Tabelle 25 aufgezeigten hohen abnormalen Handelsvolumina. Dies spricht offensichtlich zunächst einmal für einen Preisdruck, der durch das erhöhte Handels605

Vgl. hierzu ausführlich Schira, J., Statistische Methoden (2005), S. 475 ff.

218

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

volumen kurz nach Ablauf der Spekulationsfrist ausgelöst wird. Gleichzeitig können aber auch signifikant negative abnormale Renditen bei im Wert gefallenen IPOs für den besagten Zeitraum festgestellt werden. Diese nehmen im Durchschnitt als auch im Median leicht höhere negative Werte an als bei den im Wert gestiegenen IPOs. Der Kausalzusammenhang zwischen dem Ende der Spekulationsfrist, der abnormalen Handelsvolumina und der abnormalen Renditen kann somit anhand der deskriptiven Statistiken nicht ohne Weiteres hergestellt werden. Für die übrigen Zeiträume lassen sich wiederum keine robusten Erkenntnisse ableiten, da die abnormalen Renditen bei den im Wert gestiegenen IPOs keine signifikant von null verschiedenen Werte einnehmen. Einzig auffällig sind die signifikant von null verschiedenen negativen abnormalen Renditen bei den im Wert gefallenen IPOs kurz vor Ende der Spekulationsfrist. Ein Verkaufsdruck von verlustreichen Investments vor Ablauf der Frist kann hieraus nicht abgeleitet werden. Erstens lassen sich für diesen Zeitraum keine besonders hohen signifikanten abnormalen Handelsvolumina feststellen und zweitens zeigen sich zugleich relativ hohe negative abnormale Renditen bei im Wert gestiegener IPOs für diesen Zeitraum, gleichwohl diese nicht signifikant von null verschieden sind. Sowohl bei den abnormalen Handelsvolumina als auch bei den abnormalen Renditen ergeben sich relativ hohe Standardabweichungen im Datensatz. Da der Median bei den abnormalen Renditen bei allen Variablen leicht höher ist als der Durchschnitt, kann auf eine leicht linksschiefe Verteilung geschlossen werden. Bei den abnormalen Handelsvolumina liegt der Median hingegen bei allen Variablen unter dem Durchschnitt, was auf eine rechtsschiefe Verteilung hinweist. 5.

Multivariate Analyseergebnisse

a)

Abnormales Handelsvolumen

(1)

Schätzung des Modells

Die deskriptive Analyse hat die Heterogenität des Datensatzes aufgezeigt. Sowohl die abhängigen als auch die unabhängigen Variablen weisen breite Streuungen auf. Die lineare Regression wird deshalb mit zwei verschiedenen Verfahren der Parameterschätzung durchgeführt. Zum einen wird die häufig verwandte Methode der kleinsten Quadrate angewandt. Deren Schätzergebnisse werden zum anderen den Ergebnissen aus der Schätzung mittels der Quantilregression gegenübergestellt. Da die Quantilregression im Vergleich zur Methode der

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

219

kleinsten Quadrate Ausreißern ein geringeres Gewicht beimisst, wird diese als ein robustes Verfahren bezeichnet.606 Bei der Methode der kleinsten Quadrate erfolgt die Schätzung der Regressionskoeffizienten über die Minimierung der Summe der quadrierten Abweichungen: ௄

௄

෍ ݁௞ଶ ൌ ෍ሺ‫ݕ‬௞ െ ‫ݔ‬௜ᇱ ߚሻଶ ՜ ݉݅݊Ǩ ǡ ௞ୀଵ

(55)

௞ୀଵ

wobei mit ݁௞ଶ die quadrierten Abweichungen der Schätzwerte ‫ݔ‬௜ᇱ ߚ von den Beobachtungswerten ‫ݕ‬௞ beschrieben werden. Über die Quadrierung werden im Schätzverfahren größere Abweichungen stärker gewichtet als kleinere.607 Insbesondere bei kleinen Fallzahlen können aber Ausreißer die Regressionsschätzungen instabil machen.608 Demgegenüber erfolgt die Schätzung der Regressionskoeffizienten im Rahmen der von Koenker/Bassett609 hervorgebrachten Quantilregression mittels der Minimierung der absoluten Abweichungen für ein bestimmtes Quantil: ௄

௄

෍ ݁௞ ൌ ෍ȁ‫ݕ‬௞ െ ‫ݔ‬௜ᇱ ߚȁ݄௜ ՜ ݉݅݊Ǩ ǡǤ ௞ୀଵ

௞ୀଵ

(56)

mit: ݄௜ ൌ ൜

ʹ‫ݍ‬  ʹሺͳ െ ‫ݍ‬ሻ

݂ò‫ݎ‬

‫ݕ‬௞ െ ‫ݔ‬௜ᇱ ߚ ൐ Ͳ Ǥ ‫ݐݏ݊݋ݏ‬

Wird das 0,5-Quantil geschätzt, spricht man auch von der Median-Regression. Das Schätzverfahren kann aber auch für jedes weitere Quantil zwischen 0 und 1 geschätzt werden.610 Damit erlaubt es die Quantilregression nicht nur Informationen über die Schätzfunktion im Median zu erhalten, sondern es kann durch die Schätzung jeglicher anderer Quantile auch Auskunft über die Ausläufer der zugrundeliegenden Untersuchungsgesamtheit gegeben werden. Es ist somit möglich, Untersuchungen anzustellen, inwieweit die Verteilung der ab-

606

607

608 609 610

Vgl. Fahrmeir, L., Kneib, T., Lang, S., Regression (2007), S. 90 f. Die Quantilregression wird in verschiedenen empirischen Studien eingesetzt, um den Einfluss von Ausreißern in den untersuchten Modellen zu minimieren. So z. B. in Reiss, P. C., Werner, I. M., Interdealer Trading (1998), S. 1961; Dimelis, S., Louri, H., Foreign Ownership (2002), S. 458; Mwabu, G., Schultz, T. P., Education Returns (1996), S. 336; Aggarwal, R. K., Samwick, A. A., Executive Compensation (1999), S. 71. Für eine ausführliche Einführung in die Methode der kleinsten Quadrate siehe von Auer, L., Ökonometrie (2007), S. 51 ff. Vgl. Urban, D., Mayerl, J., Regressionsanalyse (2006), S. 192. Koenker, R., Bassett, G. J., Regression Quantiles (1978), S. 33-50. Vgl. Fahrmeir, L., Kneib, T., Lang, S., Regression (2007), S. 91.

220

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

normalen Handelsvolumina Einfluss auf den Schätzwert der einzelnen Koeffizienten hat.611 Gegenüber der Methode der kleinsten Quadrate gilt das Schätzverfahren als weitgehend robust. Es kann bei einer Vielzahl von Verteilungsannahmen angewandt werden.612 Speziell bei kleineren Fallzahlen bietet sich eine Vergleichsschätzung mit der Median-Regression an, bei der anstelle des Durchschnitts auf den Median der Regressionsgleichung abgestellt wird.613 Die Ergebnisse der Schätzungen sowohl für die Methode der kleinsten Quadrate (OLS) als auch für die Quantilregression werden in Tabelle 27 und Tabelle 28 dargestellt. Die OLS wird zur Gewährleistung effizienter Schätzungen trotz etwaiger Modelleffekte mit robusten Standardfehlern geschätzt614, welche sich auf die Arbeiten von Huber615 und White616 stützen. Die Quantilregression wird mit dem 0,5-Quantil geschätzt.

611

Vgl. Cameron, A. C., Trivedi, P. K., Microeconometrics (2005), S. 85. Vgl. Koenker, R., Bassett, G. J., Regression Quantiles (1978), S. 33-50. Vgl. Greene, W. H., Econometric Analysis (2008), S. 406. 614 Wie bereits in den vorherigen Kapitelen V.A.5.a)(1) und V.A.5.b)(1) diskutiert, ist der Einsatz von sogenannten Sandwich Estimators nicht unumstritten. 615 Huber, P. J., in: Maximum Likelihood Estimates, 221-223. 616 White, H., Covariance Matrix Estimator (1980), S. 817-838. 612 613

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

Konstante dt-21 bis t-25 dt-16 bis t-20 dt-11 bis t-15 dt-6 bis t-10 dt-1 bis t-5 dt0 bis t4 dt5 bis t9 dt10 bis t14 dt15 bis t19 CG dt-21 bis t-25* CG dt-16 bis t-20* CG dt-11 bis t-15* CG dt-6 bis t-10* CG dt-1 bis t-5* CG dt0 bis t4* CG dt5 bis t9* CG dt10 bis t14* CG dt15 bis t19* CG R2 F-Stat Anzahl Beobachtungen

࡭ࢀࢂ࢑ࢀ -0,0568903 (-0,19) 0,1370433 (0,379 -0,0726676 (-0,23) 0,0732488 (0,23) -0,0875098 (-0,25) -0,1936531 (-0,46) -0,3333291 (-1,01) 0,504385 (1,21) 0,6866957 (0,87) 0,2533938 (0,57) 0,0492224 (0,33) -0,2539749 (-1,40) -0,1570206 (-0,92) -0,1578815 (-0,94) 0,2402374 (1,14) 0,6381638 (1,88)* 0,3383102 (1,89)* 0,053571 (0,26) -0,043569 (-0,10) 0,3109905 (0,86) 0,10 4,1 *** 250

࡭ࢀࢂࡲࡲ࢑ࢀ -0,0339655 (-0,11) 0,0560107 (0,14) -0,0659887 (-0,19) 0,0226745 (0,07) -0,1956025 (-0,53) -0,3875154 (-1,00) -0,333178 (-0,95) 0,2656611 (0,66) -0,0661192 (-0,15) 0,1379543 (0,29) 0,0725251 (0,52) -0,2465155 (-1,42) -0,2000027 (-1,30) -0,2047125 (-1,35) 0,2577962 (1,34) 0,7339907 (2,61)*** 0,3438521 (2,13)** 0,13222 (0,78) 0,281397 (1,08) 0,4111317 (1,01) 0,17 6,1 *** 210

221

࡭ࢀࢂࡲࡲࡹ࡭࢑ࢀ -0,0694967 (-0,14) 1,420605 (2,48)*** 1,366429 (2,62)*** 1,106969 (2,22)** -1,337772 (-1,55) -3,957486 (-2,58)*** -1,177216 (-1,65)* -0,1008822 (-0,15) 0,0807205 (0,13) 0,1058898 (0,18) 2,142986 (3,46)*** -2,901133 (-4,53)*** -3,022275 (-4,43)*** -2,351615 (-3,77)*** 2,582501 (1,83)* 7,82498 (2,87)*** 2,07424 (2,00)** 1,079379 (1,11) -0,0913975 (-0,12) 0,589598 (0,92) 0,75 25,83*** 210

In normaler Schreibweise ist der Wert des Koeffizienten vermerkt, in Klammern der t-Wert. *** geben eine Signifikanz bei einem Niveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an.

Tabelle 27: OLS abnormale Handelsvolumina

222

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

࡭ࢀࢂ࢑ࢀ

࡭ࢀࢂࡲࡲ࢑ࢀ

࡭ࢀࢂࡲࡲࡹ࡭࢑ࢀ

Konstante

-0,3866783 (-2,33)**

-0,4261355 (-2,26)

0,1376434 (0,51)

dt-21 bis t-25

0,3086979 (1,34)

0,172781 (0,64)

1,23758 (3,29)***

dt-16 bis t-20

0,2530347 (1,03)

0,3295853 (1,18)

0,7232804 (1,87)*

dt-11 bis t-15

0,2145467 (0,92)

0,2524148 (0,95)

0,693629 (1,87)*

dt-6 bis t-10

-0,0176952 (-0,07)

-0,032111 (-0,12)

0,2061303 (0,54)

dt-1 bis t-5

0,1625159 (0,67)

0,2019731 (0,73)

0,3415407 (0,88)

dt0 bis t4

-0,2428225 (-1,04)

-0,1339038 (-0,50)

-0,1190398 (-0,31)

dt5 bis t9

0,3791791 (1,62)*

0,5783448 (2,15)**

-0,2087423 (-0,55)

dt10 bis t14

-0,1320601 (-0,57)

-0,0923045 (-0,34)

-0,4689651 (-1,22)

dt15 bis t19

0,1023041 (0,44)

0,0905455 (0,34)

-0,1995577 (-0,54)

CG

0,2272309 (2,52)***

0,2325772 (2,52)***

1,032351 (4,34)***

dt-21 bis t-25* CG

-0,3670533 (-2,92)***

-0,3244605 (-2,46)***

-1,899385 (-7,07)***

dt-16 bis t-20* CG

-0,3642751 (-1,99)**

-0,2784581 (-1,44)

-0,9914174 (-2,94)***

dt-11 bis t-15* CG

-0,2936738 (-2,32)**

-0,2932577 (-2,24)**

-1,150863 (-4,31)***

dt-6 bis t-10* CG

0,1084405 (0,59)

0,2610166 (1,98)**

-0,1106791 (-0,33)

dt-1 bis t-5* CG

0,0598028 (0,34)

0,0544566 (0,28)

-0,1952923 (-0,59)

dt0 bis t4* CG

0,2462144 (1,95)**

0,2239258 (1,70)*

0,9210147 (2,80)***

dt5 bis t9* CG

0,0616014 (0,48)

0,0182071 (0,14)

1,359178 (4,04)***

dt10 bis t14* CG

0,0926657 (0,73)

0,086738 (0,66)

1,051716 (3,11)***

dt15 bis t19* CG

-0,0343788 (-0,27)

0,003514 (0,03)

1,790734 (6,68)***

(Pseudo) R2

0,08

0,11

0,16

Anzahl Beobachtungen

250

210

210

In normaler Schreibweise ist der Wert des Koeffizienten vermerkt, in Klammern der t-Wert. *** geben eine Signifikanz bei einem Niveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an.

Tabelle 28: Quantilregression abnormale Handelsvolumina

Die einzelnen Modelle wurden mit einer unterschiedlichen Anzahl an Beobachtungen geschätzt. Eine Berechnung der Größe ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் und ‫ܣܯܨܨܸܶܣ‬௞் konnte nicht für jedes IPOUnternehmen durchgeführt werden, da Informationen zum Freefloat in Datastream nicht für jedes IPO-Unternehmen vorlagen. Ein Teil der Abweichungen zwischen den Modellen mit den abhängigen Variablen ‫ܸܶܣ‬௞் und ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் sind auf den unterschiedlichen Datensatz zurückzuführen. Wird das Modell mit ‫ܸܶܣ‬௞் als abhängige Variable mit den Beobachtungen geschätzt, die auch für das Modell mit ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் als abhängige Variable genutzt wurden, so ergeben sich fast identische Koeffizientenwerte in Bezug auf die beiden signifikanten Variablen dt-1 bis t-5* CG und dt0 bis t4* CG. Dies gilt jedoch nicht für das Modell mit ‫ܣܯܨܨܸܶܣ‬௞் als abhängige Variable. Hier liegen die Gründe für die Abweichungen maßgeblich in der unterschiedlichen Berechnungsgröße zur Abbildung abnormaler Handelsvolumina.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

(2)

223

Robustheit und Interpretation der Schätzergebnisse

Die Schätzungen der abhängigen Variablen mit der OLS und der Quantilregression deuten alle auf einen Einfluss der Spekulationsfrist auf das Handelsvolumen hin. Die globalen Bestimmtheitsmaße weisen den Modellen zudem ein Erklärungsgehalt zu und die F-Statistiken unterstreichen klar, dass nicht alle geschätzten Koeffizienten null und damit keinen Einfluss auf die abhängige Variable haben. Gleichwohl kommt es sowohl zwischen den Schätzungen der OLS und der Quantilregressionen als auch zwischen den Modellen mit den verschiedenen abhängigen Variablen zu abweichenden Ergebnissen in Bezug auf den Zeitpunkt und das Ausmaß des Effektes. Interessanterweise liefern die Schätzungen aus den OLS Hinweise, dass der positive Handelseffekt nach Ablauf der Frist bereits etwas früher eintritt als es die Schätzungen der Quantilregressionen vermuten lassen. Bei den OLS-Schätzungen ist der Koeffizient der Variable dt-1

bis t-5*

CG signifikant positiv für alle abhängigen Variablen, und der

Koeffizientenwert liegt deutlich über den anderen geschätzten Werten. Abgesehen von dem Modell mit ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் als abhängige Variable tritt, den Schätzungen mit der Quantilregression zur Folge, ein solcher Effekt erst eine Handelswoche später ein. Dass der Effekt bereits vor dem errechneten Stichtag liegt, kann wie bereits weiter oben angesprochen mit dem Umstand erklärt werden, dass der Beginn der Spekulationsfrist mit der Zuteilung der IPO-Aktien beginnt. Da diese regelmäßig vor der Erstnotiz liegt, wäre also ein Handelseffekt bereits vor dem errechneten Stichtag, welcher ein Jahr nach der Erstnotiz liegt, denkbar. Die Heterogenität des Datensatzes und durchgeführte Ausreißeranalysen deuten auf eine Verzerrung der Ergebnisse der OLS-Schätzungen hin. Werden die Modelle mittels der OLS ohne Beobachtungen geschätzt, deren studentisierte Residuen größer als zwei sind, ist im Modell mit ‫ܸܶܣ‬௞் als abhängige Variable der Koeffizientenwert für dt-1 bis t-5* CG negativ und nicht signifikant auf einem 10%-Niveau. Der Koeffizientenwert für die Variable dt0 bis t4* CG ist hingegen nach wie vor mit einem Wert von 0,34 signifikant auf einem Niveau von 10%. In Bezug auf die übrigen Variablen ergeben sich keine nennenswerten Änderungen. Das gleiche Bild ergibt sich für das Modell mit ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் als abhängige Variable. Der Koeffizientenwert für dt-1 bis t-5* CG ist ohne Ausreißer negativ, aber insignifikant. Zugleich ist der Koeffizient dt0 bis t4*

CG mit 0,34 nach wie vor signifikant auf einem 5%-Niveau. Im Modell mit ‫ܣܯܨܨܸܶܣ‬௞்

als abhängige Variable ergeben sich indes deutlichere Änderungen. Die Zahl der Beobachtungen fällt gegenüber den beiden anderen Modellen im stärkeren Umfang ab. Ferner liegen außer der Konstanten keine Koeffizienten vor, die signifikant auf einem 10%-Niveau sind. Blendet man das Modell mit ‫ܣܯܨܨܸܶܣ‬௞் als abhängige Variable aus, so ergeben sich in den OLS-Schätzungen ohne Ausreißer, vergleichbar den Schätzungen mit der Quantilregression, positive Handelseffekte in der Woche unmittelbar nach dem Stichtag. Signifikante negative

224

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

abnormale Handelsvolumina in den Wochen vor dem Stichtag können hingegen nicht anhand der OLS Ergebnisse belegt werden.617 Die Annäherung der Schätzergebnisse der OLS ohne Ausreißer an die Ergebnisse der Quantilregressionen unterstreicht die Robustheit des Schätzverfahrens der Quantilregression. Die mit der Quantilregression geschätzten Modelle gehen genauso wie bei den OLS-Schätzungen ohne Ausreißer von einer Zunahme der Handelsvolumina bei den IPOAktien kurz nach dem Stichtag aus. Im Modell mit ‫ܸܶܣ‬௞் als abhängige Variable nimmt der Koeffizient der Variable dt0 bis t4* CG einen auf einem 5%-Niveau signifikanten Wert in Höhe von 0,25 ein. Die Variable ‫ܸܶܣ‬௞் erhöht sich damit in der Woche nach dem Stichtag in Abhängigkeit der angelaufenen Kursgewinne um einen Wert von 0,48. Der Wert ergibt sich aus der Summe des signifikanten Koeffizientenwertes von dt0 618

Wertes von CG.

bis t4*

CG und des signifikanten

Demgegenüber nimmt der Koeffizient für dt-11 bis t-15* CG einen signifikan-

ten Wert von -0,29 an. In dem Zeitraum 11 bis 15 Handelstage vor dem Stichtag kommt es demnach in Abhängigkeit vom angelaufenen Kursgewinn zu einem Rückgang der Variable ‫ܸܶܣ‬௞் in Höhe von 0,06.619 In den beiden vorhergehenden Zeiträumen kommt es sogar zu einem Rückgang in Abhängigkeit vom Niveau der Variable CG von 0,13. Für den Zeitraum zehn Handelstage vor dem Stichtag bis zum Stichtag liefert das Modell hingegen keine signifikanten Werte. Ein maßgeblicher Effekt kann für diesen Zeitraum daher nicht festgestellt werden. Ein Rückgang der abnormalen Handelsvolumina und damit ein Aufschub sind nur für den Zeitraum 11 bis 15 Handelstage vor dem Stichtag auf signifikantem Niveau messbar. Die Untersuchungshypothese U1 kann anhand dieses Modells letztlich als bestätigt angesehen werden. Eine nähere Betrachtung der unterschiedlichen Schätzquantile in Bezug auf die Variable dt0

bis

t4*

CG bekräftigt dies. Die Abbildung 21 zeigt das Ausmaß des

Koeffizientenwertes von dt0 bis t4* CG für verschiedene Quantile. Ein hoher Koeffizientenwert stellt sich insbesondere bei solchen Aktien ein, bei denen auch hohe abnormale Handelsvolumina zu verzeichnen sind. Zugleich wird erkennbar, dass die OLS-Schätzungen offensichtlich nach oben verzerrt sind. Für die Variable dt0 617

618

619

bis t4*

CG wurde bei der OLS ein

Eine weitere Erörterung der Schätzungergebnisse der Modelle mittels OLS ohne Ausreißer erfolgt nicht. Die Quantilregression bietet als Alternative zur OLS einen geeigneten Ansatz, zum einen der Heterogenität des Datensatzes gerecht zu werden und zum anderen nähere Erkenntnisse über den Effekt in Abhängigkeit der Verteilung der einzelnen Größen zu erlangen. Das Modell enthält zur Umgehung der Dummy-Falle einen Dummy weniger für den Zeitraum t-26 bis t-30. Dementsprechend ergibt sich die Steigung der Modellgleichung für die einzelnen Zeiträume ܶ aus der Summe der Koeffizientenwerte von CG und von ݀௜ ‫ܩܥ כ‬. Die Steigung für den Zeitraum t-26 bis t-30 ergibt sich aus dem Koeffizientwert von CG. Da der Wert für dt0 bis t4, welcher grundsätzlich die Unterschiede im Interzept für diesen Zeitraum angibt, kein Signifikanzniveau von mindestens 10% einnimmt, bleibt dieser an dieser Stelle annahmegemäß unberücksichtigt. Auch hier wird die Variable dt-11 bis t-15 annahmegemäß nicht in die Berechnung mit einbezogen, da diese keine Signifikanz auf einem Niveau von mindestens 10% vorweist.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

225

Koeffizientenwert von 0,31 ermittelt. Abbildung 21 zeigt jedoch, dass ein derartig hoher

-0.10

0.00

0.10

0.20

0.30

0.40

Wert nur im oberen Quantil vorzufinden ist.

0

.2

.4

.6

.8

1

Quantile

Abbildung 21: Koeffizientenwerte der Variablen dt0 bis t4* CG bei unterschiedlichen Quantilen für ATVkT als abhängige Variable

Einen noch deutlicheren Zusammenhang zwischen den abnormalen Handelsvolumina kurz nach dem Fristende und den Koeffizientenwerten der Variablen dt0 bis t4* CG lässt sich im Modell mit  ୩୘ als abhängige Variable feststellen. Der Zusammenhang ist in Abbildung 22 noch klarer erkennbar als in Abbildung 21. Insgesamt bekräftigt auch das Modell mit  ୩୘ als abhängige Variable die bereits für das Modell mit ୩୘ als abhängige Variable besprochenen Effekte. Es kommt zu einem Rückgang des Handelsvolumens vor und zu einer Erhöhung nach dem Fristende. Das Modell zeigt jedoch zugleich für die folgenden Wochen nach dem Stichtag signifikante positive Koeffizientenwerte für ݀௜ ‫ܩܥ כ‬. Dabei werden für die Zeiträume fünf Handelstage nach Ablauf der Spekulationsfrist höhere Koeffizientenwerte angezeigt als für den Zeitraum unmittelbar nach Ablauf der Frist. Ungewöhnlich sind zudem gegenüber den beiden anderen Modellen die hohen Signifikanzen bei den verschiedenen Koeffizienten des Modells. Es stellt sich letztlich die Frage, ob das Modell mit  ୩୘ als abhängige Variable fehlerhafte Konfidenzintervalle liefert. Der t-Test zur Prüfung der Signifikanzen basiert auf der Normalverteilungsannahme der Schätzgrößen. Darauf kann insbesondere im Rahmen der linearen Regression geschlossen werden, wenn auch der Störterm einer Normalverteilung folgt. Die Normalverteilungsannahme ist im Regelfall

226

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

unproblematisch, da bei Zufallsvariablen aufgrund des zentralen Grenzwertsatzes620 oftmals eine näherungsweise Normalverteilung unterstellt werden kann. Die Normalverteilung der Schätzgrößen wird selbst dann angenommen, wenn bei einem hinreichend großen Stichprobenumfang der Störterm nicht normal verteilt ist. Bei kleineren Fallzahlen, wie im vorliegenden Fall, kann hiervon nicht ohne Weiteres ausgegangen werden.621 Eine visuelle Inspektion der Residuen des  ୩୘ Modells entspricht nur andeutungsweise einer Normalverteilung. Am rechten Rand der Verteilung kommt es zu deutlichen Ausreißern, welche von der Normalverteilungslinie abweichen. Ein durchgeführter Jarque-Bera-Test führt zu einer deutlichen Ablehnung der Normalverteilungshypothese. Vor dem Hintergrund des kleinen Stichprobenumfangs dürfte daher im  ୩୘ Modell von einer verzerrten t-Statistik ausgegangen werden. Gleichwohl dies nicht die Erwartungstreue der geschätzten Koeffizientenwerte infrage stellt, so sind zumindest die hohen Signifikanzen mit Vorsicht zu interpretieren. Insbesondere das Absinken vor und das Ansteigen der abnormalen Handeslvolumina nach dem Stichtag in Abhängigkeit von den angelaufenen Kursgewinnen bekräftigen nach

0.00

1.00

2.00

3.00

wie vor die bereits durch das ‫ܸܶܣ‬௞் Modell bestätigte Untersuchungshypothese U1.

0

.2

.4

.6

.8

1

Quantile

Abbildung 22: Koeffizientenwerte der Variablen dt0 bis t4* CG bei unterschiedlichen Quantilen für ATVFFMAkT als abhängige Variable

620 621

Siehe zum zentralen Grenzwertsatz im Detail Schira, J., Statistische Methoden (2005), S. 405 ff. Vgl. von Auer, L., Ökonometrie (2007), S. 421 f.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

227

Gleiches gilt auf den ersten Blick für das Modell mit ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் als abhängige Variable. Kurz nach dem Stichtag kommt es hier zu einem signifikant positiven Handelsvolumen in Abhängigkeit der angelaufenen Kursgewinne. Ein erhöhtes Handelsvolumen ergibt sich den Ergebnissen zur Folge zudem für den Zeitraum sechs bis zehn Handelstage vor dem Stichtag. Der Koeffizientenwert für dt-6 bis t-10* CG nimmt ebenfalls einen signifikant positiven Wert ein. In dem unmittelbaren Zeitraum davor kommt es wiederum zu einem negativen abnormalen Handelseffekt. Der Koeffizient für dt-11 bis t-15* CG nimmt einen signifikanten, deutlich negativen Wert ein. Ist dies auf die Spekulationsfrist zurückzuführen, so würde dies bedeuten, dass das tatsächliche Fristende fast zwei Wochen vor dem approximativ errechneten Termin liegt. Dies erscheint fraglich, da es bedeuten würde, dass die Zuteilung bereits in einem derart frühen Zeitstadium vor der Erstnotiz erfolgte. Eine mögliche Überlagerung durch einen nicht betrachteten Effekt ist in diesem Punkt naheliegend, zumal das Modell mit ‫ܸܶܣ‬௞் als abhängige Variable keine vergleichbaren Ergebnisse aufzeigt. Auch im Modell mit ‫ܣܯܨܨܸܶܣ‬௞் als abhängige Variable ist ein vergleichbarer Effekt nicht ersichtlich. Wird das Modell mit ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் als abhängige Variable zudem mit einer OLS geschätzt, so ist der Koeffizient für dt0 bis t4*

CG signifikant positiv nicht hingegen für dt-6 bis t-10* CG. Werden die Koeffizientenwerte

für dt-6 bis t-10* CG für unterschiedliche Quantile geplotet, so ist darüber hinaus kein vergleichbarer Zusammenhang feststellbar, wie ihn Abbildung 21 und Abbildung 22 vermuten lassen. Auch dies lässt eine Überlagerung durch einen anderen Effekt vermuten. Wird im Modell diejenige Beobachtung mit dem höchsten studentisierten Residuum ausgeschlossen, ergeben sich nicht zuletzt dem ‫ܸܶܣ‬௞் Modell vergleichbare Ergebnisse. Die Untersuchungshypothese U1 wird somit trotz der vorgebrachten Einschränkungen im ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் und ‫ܣܯܨܨܸܶܣ‬௞் Modell weitgehend bestätigt. Die Regressionsschätzungen deuten auf einen Rückgang des Handelsvolumens vor und einer Erhöhung kurz nach dem Fristende hin. Die Robustheit der Ergebnisse wird zudem durch die Vergleichsschätzungen von

228

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

im Wert gefallener IPO Aktien bekräftigt. Bei diesen werden keine vergleichbaren Ergebnisse erzielt. Die Koeffizientenwerte sind in den Modellen größtenteils nicht signifikant.622 Eine weitere Erkenntnis, die sich sowohl aus dem ‫ܸܶܣ‬௞் als auch aus dem ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் Modell ergibt, ist ein durch den hohen Koeffizientenwert des Dummies dt5 bis t9 angezeigter Anstieg abnormaler Handelsvolumina fünf Handelstage nach dem Stichtag unabhängig von der Höhe der angelaufenen Kursgewinne (Niveauänderung des Interzepts). In beiden Modellen nimmt der Koeffizient für dt5 bis

t9

einen gegenüber den anderen Dummies sehr hohen Wert ein.

Während dieser im ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் Modell signifikant auf einem Niveau von 5% ist, wird im ‫ܸܶܣ‬௞் Modell ein S ignifikanzniveau von 10% ausgewiesen. Offenbar entfällt ein Teil der abnormalen Handelsvolumina kurz nach dem Stichtag auf einen unabhängig von der konkreten Höhe der angelaufenen Kursgewinne zurückzuführenden Effekt. In der Vergleichsschätzung mit im Wert gesunkener IPOs ist ein solcher Effekt nicht feststellbar. Die Signifikanz der hohen Koeffizientenwerte für dt5 bis t9 stimmen ferner mit den Erkenntnissen aus den deskriptiven Statistiken überein. Auch dort wurden für diesen Zeitraum abnormal hohe Handelsvolumina auf einem Signifikanzniveau von mindestens 10% festgestellt. Schließlich kann aus der unmittelbaren Nähe zum Stichtag einerseits und der fehlenden Existenz eines vergleichbaren Effektes bei im Wert gesunkener IPOs auf einen unmittelbaren Zusammenhang mit dem Ende der Spekulationsfrist geschlossen werden. Steuerpflichtige schieben demnach entgegen der Untersuchungshypothese U1 auch unabhängig von der konkreten Höhe der angelaufenen

622

Bei den im Wert gesunkenen IPOs könnte grundsätzlich ein genau entgegengesetzter Effekt zu den im Wert gestiegenen IPOs angenommen werden. Denkbar wäre schließlich, dass Steuerpflichtige entgegengesetzt zum Fall bei Kursgewinnen dazu geneigt sind, Verluste vor Ablauf der Spekulationsfrist zu realisieren, um diese dann mit anderen Gewinnen aus privaten Veräußerungsgeschäften zu verrechnen. Die effektive Steuerbelastung könnte duch eine vorzeitige Realisation vor Ende der Spekulationsfrist gemindert werden. Der fehlende Nachweis eines solchen genau entgegengesetzten Effektes im Ramen der Vergleichsschätzung ist gleichwohl nicht überraschend. Empirische Studien zum Verhalten von Investoren bei Gewinnen und Verlusten zeugen von einer Verhaltensanomalie der Marktakteure. Nach dem sogenannten Dispositionseffekt realisieren Investoren Gewinne tendeziell zu früh, wohingegen Verluste ausgesessen werden (vgl. Shefrin, H., Statman, M., Disposition (1985), S. 777-790; Dhar, R., Zhu, N., Disposition Effect (2002), S. 1; Shapira, Z., Venezia, I., Patterns of behavior (2001), S. 1573-1587; Ferris, S. P., Haugen, R., Makhija, A., Disposition Effect (1988), S. 677-697; Locke, P. R., Onayev, Z., Trade Duration (2005), S. 113-129; Genesove, D., Mayer, C., Loss Aversion (2001), S. 1233-1260; Odean, T., Are Investors Reluctant (1998), S. 1775-1798.). Auch Blouin et al. können in ihrer Untersuchung temporärer Besteuerungsunterschiede keinen vorzeitigen Verkauf von im Wert gefallener Aktien aus steuerplanerischen Gründen festmachen (vgl. Blouin, J. L., Raedy, J. S., Shackelford, D. A., Capital Gains Taxes (2003), S. 611-651). Damit nehmen Investoren im Gewinn- und Verlustfall eine unterschiedliche Risikoposition ein. Die Anomalie des Dispositionseffektes geht auf die Prospect Theorie zurück. Diese von Kahneman/Tversky (Kahneman, D., Tversky, A., Prospect Theory (1979), S. 263-291) aufgestellte Theorie, geht von einer verzerrten Wahrnehmung in Bezug auf Verluste und Gewinne aus. Die Beurteilung einer Anlage erfolgt der Theorie nach anhand eines Referenzpunktes. Dieser ist Ausgangspunkt für die anschließende Bewertung von Abweichungen nach oben oder unten. Anleger tendieren dazu, etwaigen Abweichungen nach oben oder unten einen unterschiedlichen Nutzen zuzuschrieben. Verluste relativ zum Referenzpunkt werden vom Anleger risikofreudig beurteilt, wohingegen bei Gewinnen eine risikoscheue Beurteilung erfolgt.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

229

Kursgewinne einen Verkauf von IPO Aktien bis zum Ende der Spekulationsfrist auf. Dieser Zusammenhang wird im Übrigen auch durch eine Betrachtung der Schätzwerte für unterschiedliche Quantile bekräftigt. Abbildung 23 verdeutlicht, dass insbesondere hohe abnormale Handelsvolumina mit hohen positiven Koeffizientenwerten für dt5 bis t9 einhergehen. Die

0.00

0.50

1.00

1.50

Werte für die oberen Quantile liegen deutlich über denen der unteren Quantile.

0

.2

.4

.6

.8

1

Quantile

Abbildung 23: Koeffizientenwerte der Variablen dt5 bis t9 bei unterschiedlichen Quantilen für ATVkT als abhängige Variable

Während erhöhte Handelsvolumina nach Ablauf der Spekulationsfrist im ‫ܸܶܣ‬௞் und ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் Modell unabhängig von der konkreten Höhe der angelaufenen Kursgewinne ersichtlich werden, ergibt sich kein analoger Rückgang der Handelsvolumina vor dem Fristende. Die übrigen Dummies di sind in beiden Modellen auf einem Niveau von 10% insignifikant. Ferner werden die Ergebnisse dadurch eingeschränkt, dass ein vergleichbarer Effekt nicht im ‫ܣܯܨܨܸܶܣ‬௞் Modell nachgewiesen werden kann. Weder kommt es zu einem signifikanten Anstieg der Handelsvolumina unabhängig von der konkreten Höhe der angelaufenen Kursgewinne nach dem Fristende, noch ist ein Rückgang vor dem Stichtag ersichtlich. Ganz im Gegenteil: Die Koeffizientenwerte der Dummies di nehmen hier vor Fristende sogar signifikant positive Werte an. Nach Ablauf der Frist sind diese hingegen negativ – gleichwohl auf einem nicht signifikanten Niveau. Die Signifikanzen bei den Dummies dt5 bis t9 im ‫ܸܶܣ‬௞் und ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் Modell als auch vergleichbare Erkenntnisse aus der deskriptiven Statistik deuten dennoch manifest auf einen solchen Effekt hin.

230

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Die diskutierten Schätzergebnisse wurden schließlich auch auf ihre Robustheit gegenüber Modelldefekten aufgrund von Multikollinearität und Heteroskedastizität geprüft. Tests deuten auf kein ernsthaftes Problem von Multikollinearität in den einzelnen Modellen hin. Der Variance Inflation Factor lag für die unabhängigen Variablen in den Modellen jeweils unter einem Wert von zehn. Eine visuelle Inspektion der Residuen gab zudem keinen Hinweis auf ein schwerwiegendes Problem mit Heteroskedastizität. Eingeschränkt wird die Aussagekraft der empirischen Ergebnisse durch die geringe Fallzahl an untersuchten IPO-Unternehmen. Mit 21 bzw. 25 IPO Unternehmen können die Ergebnisse letztlich nur als erstes Indiz für den Einfluss der Spekulationsfrist bei privaten Veräußerungsgeschäften auf die Handelsvolumina am Aktienmarkt gewertet werden. Die Analysen zeigen zudem eine gewisse Instabilität der geschätzten Modelle. So ist ein Teil der Abweichungen zwischen den Modellen mit den abhängigen Variablen ‫ܸܶܣ‬௞் und ‫ܨܨܸܶܣ‬௞் allein auf den unterschiedlichen Datensatz zurückzuführen. Ferner ist zu bedenken, dass IPO Aktien zu verschiedenen Zeitpunkten betrachtet werden. Es ist nicht auszuschließen, dass die Ergebnisse aufgrund sich ändernder externer Einflussfaktoren wie Marktliquidität oder -struktur verzerrt sind. Die Ergebnisse können daher weniger als allgemeine Bestätigung, sondern viel mehr als erstes Indiz für den Einfluss der Spekulationsfrist auf die Handelsaktivitäten bei IPOs am Aktienmarkt gewertet werden. b)

Abnormale Renditen

(1)

Schätzung des Modells

Wie bereits im Modell mit den abnormalen Handelsvolumina kommt auch bei der multivariaten Untersuchung der abnormalen Renditen sowohl die OLS als auch die Quantilregression aus den bereits oben genannten Gründen zum Einsatz. Die Ergebnisse beider Methodiken werden vergleichend gegenübergestellt. Die Schätzungen mit der OLS werden in Tabelle 29 und die Schätzungen mit der Quantilregression in Tabelle 30 dargestellt. Die OLSRegressionen wurden wieder mit robusten Standardfehlern und die Quantilregression mit dem 0,5-Quantil geschätzt. ࡭࡭ࡾ࢑ࢀ

࡮ࡴ࡭ࡾ૚࢑ࢀ

࡮ࡴ࡭ࡾ૛࢑ࢀ

Konstante

-0,0001533 (-0,06)

-0,0005095 (-0,04)

-0,0005472 (-0,04)

dt-21 bis t-25

-0,0000451 (-0,01)

-0,0002577 (-0,02)

-0,0004141 (-0,03)

dt-16 bis t-20

-0,0027414 (-0,63)

-0,0128246 (-0,59)

-0,0130323 (-0,59)

dt-11 bis t-15

-0,0035354 (-0,87)

-0,0183892 (-0,91)

-0,0190891 (-0,93)

dt-6 bis t-10

0,0027668 (0,59)

0,0139844 (0,60)

0,0136162 (0,60)

dt-1 bis t-5

-0,003517 (-0,87)

-0,0172397 (-0,86)

-0,0168621 (-0,85)

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

231

dt0 bis t4

0,0003393 (0,10)

0,0008379 (0,05)

0,0009563 (0,06)

dt5 bis t9

-0,0006398 (-0,20)

-0,0053746 (-0,34)

-0,0052767 (-0,34)

dt10 bis t14

-0,0030676 (-0,85)

-0,016174 (-0,89)

-0,0161857 (-0,89)

dt15 bis t19

-0,0001307 (-0,04)

-0,0012397 (-0,08)

-0,0012804 (-0,08)

CG

-0,0008944 (-0,47)

-0,004782 (-0,50)

-0,0046767 (-0,49)

dt-21 bis t-25* CG

-0,0008518 (-0,32)

-0,0036745 (-0,28)

-0,0036242 (-0,28)

dt-16 bis t-20* CG

0,0017164 (0,67)

0,008162 (0,63)

0,008079 (0,63)

dt-11 bis t-15* CG

0,0012865 (0,54)

0,0069337 (0,59)

0,0070067 (0,59)

dt-6 bis t-10* CG

0,0004553 (0,15)

0,0025246 (0,17)

0,0024525 (0,17)

dt-1 bis t-5* CG

0,0003843 (0,15)

0,0020412 (0,16)

0,0018732 (0,15)

dt0 bis t4* CG

-0,0000502 (-0,02)

0,0003028 (0,03)

0,0002197 (0,02)

dt5 bis t9* CG

-0,0018151 (-0,65)

-0,0084802 (-0,60)

-0,0086144 (-0,61)

dt10 bis t14* CG

0,0015222 (0,42)

0,0083283 (0,47)

0,0080521 (0,45)

dt15 bis t19* CG

0,0029295 (1,03)

0,0144139 (1,02)

0,014381 (1,02)

R2

0,04

0,04

0,04

F-Stat

0,58

0,59

0,59

Anzahl Beobachtungen

250

250

250

In normaler Schreibweise ist der Wert des Koeffizienten vermerkt, in Klammern der t-Wert. *** geben eine Signifikanz bei einem Niveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an.

Tabelle 29: OLS abnormale Renditen

232

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

Konstante dt-21 bis t-25 dt-16 bis t-20 dt-11 bis t-15 dt-6 bis t-10 dt-1 bis t-5 dt0 bis t4 dt5 bis t9 dt10 bis t14 dt15 bis t19 CG dt-21 bis t-25* CG dt-16 bis t-20* CG dt-11 bis t-15* CG dt-6 bis t-10* CG dt-1 bis t-5* CG dt0 bis t4* CG dt5 bis t9* CG dt10 bis t14* CG dt15 bis t19* CG R2 Anzahl Beobachtungen

࡭࡭ࡾ࢑ࢀ -0,0016731 (-0,58) 0,0003588 (0,09) 0,0006478 (0,16) 0,0020021 (0,50) 0,0029985 (0,74) 0,0000748 (0,02) 0,0021482 (0,53) -0,0007285 (-0,17) -0,0016505 (-0,39) 0,0029003 (0,72) 0,0010151 (0,66) -0,0011955 (-0,55) -0,0011248 (-0,55) -0,0010492 (-0,48) -0,0026355 (-1,20) -0,0009908 (-0,46) -0,0008953 (-0,41) -0,0019888 (-0,63) 0,0015037 (0,49) -0,0005048 (-0,23) 0,03 250

࡮ࡴ࡭ࡾ૚࢑ࢀ -0,0098098 (-0,79) 0,00326 (0,19) 0,004055 (0,23) 0,0108204 (0,63) 0,015999 (0,92) 0,0014996 (0,09) 0,0120378 (0,70) -0,0021658 (-0,12) -0,0074887 (-0,42) 0,0165226 (0,96) 0,005253 (0,79) -0,0061499 (-0,65) -0,0056806 (-0,65) -0,0053518 (-0,57) -0,0131898 (-1,39) -0,0050927 (-0,54) -0,0046135 (-0,49) -0,0104411 (-0,77) 0,0081728 (0,60) -0,0031659 (-0,34) 0,03 250

࡮ࡴ࡭ࡾ૛࢑ࢀ -0,0097949 (-0,84) 0,0032604 (0,20) 0,0041237 (0,25) 0,0107938 (0,66) 0,0159928 (0,97) 0,0013798 (0,08) 0,0120188 (0,73) -0,0020442 (-0,12) -0,0072224 (0,669) 0,0167031 (1,02) 0,0052539 (0,84) -0,0061552 (-0,69) -0,0057129 (-0,69) -0,0053513 (-0,61) -0,0132123 (-1,48) -0,0050683 (-0,57) -0,0046244 (-0,52) -,0102961 (-0,81) 0,007725 (0,60) -0,003132 (-0,35) 0,03 250

In normaler Schreibweise ist der Wert des Koeffizienten vermerkt, in Klammern der t-Wert. *** geben eine Signifikanz bei einem Niveau von 1%, ** von 5% und * von 10% an.

Tabelle 30: Quantilregression abnormale Renditen

(2)

Robustheit und Interpretation der Schätzergebnisse

Sowohl die Schätzungen mit der OLS als auch der Quantilregression ergeben keine signifikanten Ergebnisse. Das Bestimmtheitsmaß für das Gesamtmodell ist mit 0,04 bzw. 0,03 sehr niedrig. Zudem kann für die OLS anhand der F-Statistik nicht ausgeschlossen werden, dass alle Koeffizienten gleich null sind. Demnach bietet das Modell kein Erklärungsgehalt für die postulierten Kausalzusammenhänge. Dies wird auch durch die fehlende Signifikanz der einzelnen Variablen deutlich, welche durch den t-Test geprüft wurden. Die Annahme der Nullhypothese, dass alle Koeffizienten gleich null sind, bedeutet nicht, dass der Nachweis für einen fehlenden Kausalzusammenhang erbracht wurde. Etwaige Steuerwirkungseffekte können einerseits durch andere Einflussgrößen überlagert worden sein und der geringe Stichprobenumfang kann andererseits ursächlich für den fehlenden Nachweis

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

233

statistischer Signifikanzen sein.623 So zeigt die Variable dt5 bis t9* CG in allen Modellen für im Wert gestiegenen IPOs eine erhöhte negative abnormale Rendite in Abhängigkeit des Umfangs der angelaufenen Kursgewinne an. Bereits in der deskriptiven Statistik wurden für den Zeitraum t5 bis t9 erhöhte negativ abnormale Renditen signalisiert. Eingeschränkt wird diese Interpretation indes dadurch, dass auch die Vergleichsschätzungen für die im Wert gefallenen IPOs einen ähnlichen Effekt ausweisen. In den OLS-Schätzungen können für diesen Zeitraum sogar signifikante negative abnormale Renditen auf einem 10% nachgewiesen werden. Offenbar kommt es bei allen betrachteten IPOs, unabhängig davon, ob diese im Wert gestiegen oder gefallen sind, zu negativen abnormalen Renditen während dieses Zeitraumes. Dies spricht für einen allgemeinen Effekt, der wohlmöglich den Steuerwirkungseffekt der Spekulationsfrist überlagert. Die Vermutung wird überdies durch eine nähere Analyse der verwandten Messgrößen bekräftigt. Die abnormalen Renditen wurden über den Market-Adjusted-Return-Ansatz gemessen. Dieser unterstellt, dass sich die Renditen der IPOs parallel zum Vergleichsindex entwickeln. Die Ergebnisse sprechen dafür, dass IPOs sich nicht parallel zum Vergleichsindex entwickeln. Die negativen abnormalen Renditen im Zeitraum t5 bis t9 sind bei den im Wert gefallenen IPOs der deskriptiven Statistik zur Folge höher als bei den im Wert gestiegenen IPOs. Kam während dieses Zeitraumes ein allgemein negativer Renditetrend zum Tragen, so deutet dies darauf hin, dass im Wert gefallene IPOs einer höheren Volatilität unterliegen als im Wert gestiegene IPOs. Gleichzeitig kann aber auch angenommen werden, dass sowohl die Renditen bei im Wert gefallener als auch im Wert gestiegener IPOs allgemein volatiler sind als der Vergleichsindex. Werden durch die höhere Volatilität der IPOs gegenüber dem Vergleichsindex indes die Messgrößen für die abnormalen Renditen stark verzerrt, so kann dies eine wesentliche Ursache für den fehlenden Nachweis eines Steuerwirkungseffektes sein. Die Untersuchungshypothese U2 wird somit zwar auf einem Signifikanzniveau von 10% nicht angenommen und muss verworfen werden. Der fehlende statistische Kausalzusammenhang zwischen negativen abnormalen Renditen und dem Ende der Spekulationsfrist infolge eines Preisdruckes kann jedoch möglicherweise durch verzerrte Schätzergebnisse aufgrund allgemeiner überlagernder Effekte bedingt sein. 6.

Zwischenfazit

Die empirische Analyse von Steuerwirkungseffekten der Spekulationsfrist nach § 23 Abs. 1 Nr. 2 EStG unter dem Halbeinkünfteverfahren hat den Einfluss steuerplanerischer Aktivitäten privater Investoren am Kapitalmarkt aufgezeigt. Nach Ablauf der Spekulationsfrist konnten

623

Vgl. Backhaus, K. u.a., Multivariate Analysemethoden (2008), S. 75.

234

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

abnormale Handelsvolumina bei im Wert gestiegener IPOs nachgewiesen werden, die auf einen Aufschub von Veräußerungen und damit auf einen temporären Lock-in hindeuten. Demnach betreiben Privatanleger offenbar eine aktive Steuerminimierungsstrategie. Durch den Aufschub von Veräußerungen bei im Wert gestiegener IPOs bis zum Ende der Spekulationsfrist können die Privatanleger Kursgewinne steuerfrei vereinnahmen. Die Untersuchung bestätigt und erweitert damit die Erkenntnisse aus der Studie Kurths, welcher die Kapitalmarktwirkungen der Spekulationsfrist empirisch für die Phase des Neuen Marktes aufzeigt. Kurth verweist auf die abnormalen Börsenumsätze bei im Wert gestiegener IPOs in den ersten 20 Handelstagen nach Ablauf der Spekulationsfrist.624 Gleiches gilt für die Untersuchung des US-amerikanischen Kapitalmarktes von Reese625 und die Untersuchung des australischen Kapitalmarktes von Hanlon/Sean626. Auch diese stellen in der Woche der erstmaligen Qualifikation als begünstigt besteuerten langfristigen Veräußerungsgewinn abnormal positive Handelsvolumina fest. Analog zu Hanlon/Sean deuten die Ergebnisse zudem auf einen Zusammenhang zwischen der Höhe der angelaufenen Kursgewinne und der abnormalen Handelsvolumina hin. Bei höher im Kurs gestiegener Aktien lässt sich demnach ein höheres abnormales Handelsvolumen feststellen. Dies steht im Einklang mit der These, dass Steuerpflichtige nach einem Kosten/Nutzen-Kalkül im Rahmen ihrer Steuerminimierungsstrategie agieren. Ein Aufschub der Veräußerung von Aktien mit hohen angelaufenen Kursgewinnen steht entsprechend ein hoher Nutzen in Form einer verminderten Steuerlast gegenüber. Der Nutzen aus dem Aufschub fällt indes geringer aus, falls nur im geringen Maße Kursgewinne angelaufen sind. Folglich werden Steuerpflichtige eher geneigt sein, Aktien mit hohen angelaufenen Kursgewinnen aufzuschieben als Aktien mit nur geringen inhärenten Kursgewinnen. Dies erscheint insbesondere auch vor dem Hintergrund rational, als dem Steuervorteil aus dem Aufschub auch Opportunitätskosten gegenüberstehen. Erstens können dem Investor durch den Aufschub Kosten aufgrund einer nicht optimalen Risikoallokation und Portfoliozusammensetzung entstehen. Zweitens sind grundsätzlich negative abnormale Renditen infolge des Steuerwirkungseffektes nach Ablauf der Spekulationsfrist denkbar, die die Opportunitätskosten des Aufschubs weiter erhöhen. Die Untersuchung deutet weitergehend darauf hin, dass es neben einem Handelseffekt in Abhängigkeit der angelaufenen Kursgewinne auch zu einem pauschalen Steuerwirkungseffekt kommt. Die Schätzergebnisse weisen auf abnormale Handelsvolumina im Anschluss an das Ende der Spekulationsfrist unabhängig von der konkreten Höhe der angelaufenen Kurs624 625 626

Vgl. Kurth, A., Initial Public Offerings (2005), S. 478 f. Reese Jr., W. A., Stock Market Activity (1998), S. 1799-1819. Hanlon, D., Pinder, S., Australian capital gains tax (2007), S. 481-493.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

235

gewinne hin. Demnach betreiben Privatanleger unter anderem eine Steuerminimierungsstrategie, die nur bedingt einem Kosten/Nutzen-Kalkül folgt. Allein das Vorliegen von steuerpflichtigen Kursgewinnen bewegt diese offenbar zu einem Aufschub der Veräußerung bis zum Ende der Spekulationsfrist. Dieser Effekt kann bei den geschätzten Modellen allerdings erst fünf Handelstage nach dem Fristende festgestellt werden, wohingegen der Handelseffekt in Abhängigkeit der angelaufenen Kursgewinne bereits unmittelbar im Anschluss an das Ende nachgewiesen werden kann. Der Vergleich mit der Kontrollgruppe der im Wert gefallenen IPOs zeigt die Robustheit beider Effekte auf. Zudem kann eine Multikolliniearität zwischen den beiden betreffenden Variablen nicht festgestellt werden. Ein Modelldefekt kann diesbezüglich also nicht konstatiert werden. Der pauschale Aufschub von im Wert gestiegener IPOs ist aus mehrerer Hinsicht bedeutend. Vergegenwärtigt man sich die mit dem Aufschub entstehenden Opportunitätskosten, messen Steuerpflichtige einer Minimierung der Steuerlast offenkundig einen hohen Wert bei. Liegen die Opportunitätskosten des Aufschubs über dem Steuervorteil des Aufschubs, kann sogar ein irrationales Verhalten unterstellt werden.627 Fernerhin wird durch die starke Gewichtung einer Steuerminimierungsstrategie privater Steuerpflichtiger im Falle von Veräußerungsgewinnen die ökonomische Tragweite einer Veräußerungsgewinnbesteuerung unterstrichen. Die Untersuchung bezieht sich zwar nur auf einen temporären Lock-in-Effekt, dennoch geben die Ergebnisse Aufschluss über die grundsätzliche Bedeutung von Steuerminimierungsstrategien. Ein Langfristeffekt kann zumindest vermutet werden, gleichwohl dieser aus dem Untersuchungsdesign nicht abgeleitet werden kann.628 Kommt es jedoch nicht nur zu einem kurzfristigen Lock-in-Effekt, sondern sind Steuerpflichtige auch über lange Sicht in ihrem Investment „eingeschlossen“, so können die allokativen Verwerfungen einer Veräußerungsgewinnbesteuerung beachtlich sein. Auerbach verweist auf die sozialen Kosten, die durch den Lock-in entstehen. Denn der steuerliche Lock-in behindert Investoren ihr Portfolio effizient zu diversifizieren. Auerbach sieht an dieser Stelle allerdings keine negativen allokativen Effekte. Der Lock-in-Effekt betrifft seiner Meinung nach nur die Anteilseignerstruktur. Er führt dagegen nicht zu einer Über- oder Unterinvestition von Kapital in ein Unternehmen.629 Auerbach ist in dem Sinne zuzustimmen, dass private Anteilseigner im Streubesitz regelmäßig einen nur geringen Einfluss auf die Un627

628

629

Dies würde auch den Ergebnisse von Hundsdoerfer/Sichtmann entsprechen, welche empirisch nachweisen, dass Steuerpflichtige steuerliche Gesichtspunkte übergewichten. Vgl. Hundsdoerfer, J., Sichtmann, C., Importance of taxes (2009), S. 19-40. Dem steht die Überlegung gegenüber, dass gerade durch die Unterscheidung zwischen kurz- und langfristigen Veräußerungsgewinnen ein Anreiz zum Aufschub von Veräußerungen gesetzt wird (vgl. Clark, W. S. (2006), S. 53 f.). Die in Kapitel IV.B erörterten Studien und die in Kapitel V.A durchgeführte Untersuchung lässt auch eine langfristige Bedeutung als wahrscheinlich erscheinen. Vgl. Auerbach, A. J., Tax Reform (1989), S. 395.

236

V. Empirische Untersuchungen zur Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung in Deutschland

ternehmensführung und somit auf die Entwicklung des Unternehmens nehmen, als es bei Großaktionären und institutionellen Investoren der Fall ist.630 Auerbach verkennt hierbei allerdings, dass in einer dynamischen Ökonomie der Lock-in-Effekt aufgrund höherer Kapitalkosten sehr wohl einen allokativen Eingriff darstellen kann. Im Modell Kleins werden die Auswirkungen eines Lock-in-Effektes auf die Eigenkapitalkosten modelltheoretisch aufgezeigt. Beeinflusst der Lock-in-Effekt die Eigenkapitalkosten eines Unternehmens, so kann dies auch Auswirkungen auf die Investitionsmöglichkeiten und -tätigkeiten eines Unternehmens haben. Denn die Aufnahme frischen Kapitals am Kapitalmarkt wird durch höhere Eigenkapitalkosten verteuert und kann infolgedessen zu einem Unterlassen von ansonsten wert- und wohlfahrtssteigernden Investitionen führen.631 Gleichwohl kann anhand der vorliegenden Ergebnisse kein Einfluss des Endes der Spekulationsfrist auf die Rendite nachgewiesen werden. Zum einen liefern die multivariaten Schätzungen keine signifikanten Ergebnisse und zum anderen lassen die deskriptiven Statistiken auf eine Überlagerung des Effektes schließen. In den Handelstagen nach dem Fristende kommt es der deskriptiven Analyse zur Folge sowohl bei den im Wert gestiegenen als auch gesunkenen IPOs zu negativen abnormalen Renditen. Inwieweit der Steuerwirkungseffekt aufgrund der Unterscheidung zwischen kurz- und langfristigen Veräußerungsgewinnen auch Auswirkungen auf die Renditen am Kapitalmarkt hat, kann somit nicht beantwortet werden. Fernerhin sind auch die Ergebnisse zu den abnormalen Handelsvolumina insoweit eingeschränkt, als diese sich zum einen auf IPOs beziehen. IPOs unterscheiden sich jedoch möglicherweise in der Liquidität und der Anteilseignerstruktur gegenüber anderen Aktienunternehmen.632 Zum anderen sind die Ergebnisse vor dem Hintergrund der kleinen Untersuchungsgesamtheit zu sehen. Nichtsdestotrotz unterstreichen die Ergebnisse der Untersuchung die grundsätzliche Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung ebenso im Entscheidungskalkül von Privatanlegern. Wie bereits im Anschluss an die Untersuchung der Steuerwirkungseffekte der Körperschaftsteuersystemumstellung erörtert, ergeben sich auch im Hinblick auf die Privatanleger wohlfahrts- und insbesondere betriebswirtschaftliche Implikationen. Für die Bewertungslehre wird – obwohl anhand der hiesigen Untersuchung keine konkreten Renditeeffekte nach630

631 632

Vgl. m. w. N. Thomsen, S., Pedersen, T., Ownership Structure (2000), S. 689-705. Darin unterscheidet sich der Effekt aus der Besteuerung privater Veräußerungsgewinne gegenüber dem im vorherigen Kapitel betrachteten Effekt hinsichtlich der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002. Dort stand der Lock-inEffekt auf Körperschaftsebene im Mittelpunkt des Interesses. Siehe hierzu auch die Diskussion in Kapitel V.A.6. Vgl. auch Clark, W. S. (2006), S. 52. Vgl. Blouin, J. L., Raedy, J. S., Shackelford, D. A., Capital Gains Taxes (2003), S. 614Blouin, J. L., Raedy, J. S., Shackelford, D. A., Capital Gains Taxes (2003), S. 611-651Blouin, J. L., Raedy, J. S., Shackelford, D. A., Capital Gains Taxes (2003), S. 611-651Blouin, J. L., Raedy, J. S., Shackelford, D. A., Capital Gains Taxes (2003), S. 611651Blouin, J. L., Raedy, J. S., Shackelford, D. A., Capital Gains Taxes (2003), S. 611-651.

B. Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgeschäften

237

gewiesen werden konnten – die Relevanz der Besteuerung privater Anteilseigner unterstrichen. Neben der Kapitalisierung einer Veräußerungsgewinnbesteuerung ist ferner die Abbildung eines Lock-in-Effektes zu diskutieren. Die Simulation des Modells Kleins stellt dessen grundsätzliche Bedeutung heraus. Dies gewinnt insofern weiter an Bedeutung, als mit der Abgeltungsteuer Veräußerungsgewinne bei Kapitaleinkünften generell der Besteuerung unterliegen. Eine Steuerfreistellung privater Veräußerungsgewinne aus Wertpapierverkäufen nach Ablauf der Spekulationsfrist ist somit nicht mehr gewährt. Darüber hinaus betrifft dies die Besteuerung von im Betriebsvermögen natürlicher Personen gehaltener Beteiligungen sowie Beteiligungsveräußerungen nach § 17 EStG.

VI.

Zusammenfassung der Ergebnisse

Mit der vorliegenden Arbeit wird die Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung im Entscheidungskalkül von Investoren am Kapitalmarkt herausgestellt. Neben wohlfahrtstheoretischen Implikationen ergeben sich hieraus insbesondere Konsequenzen auf betriebswirtschaftlicher Seite. Die Ergebnisse der Arbeit lassen sich wie folgt zusammenfassen: a) Neuere Entwicklungen und Tendenzen in der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen: Das deutsche Steuerrecht war bis zuletzt durch den Einkünftedualismus der Besteuerung von Veräußerungsgewinnen geprägt. Während Wertsteigerungen in der betrieblichen Sphäre grundsätzlich zu versteuern waren, wurden Vermögensmehrungen im Privatvermögen steuerfrei gestellt. Mit der Absenkung der Beteiligungsgrenze des § 17 Abs. 1 EStG im Zuge der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 wurde unter dem Vorwand des Steuermissbrauchs eine wesentliche Ausnahmeregelung im Hinblick auf die differenzierte Besteuerung von betrieblichen und privaten Vermögensmehrungen im deutschen Steuerrecht installiert. Die Aufhebung der Spekulationsfristen und die generelle Besteuerung von Kapitalbeteiligungsveräußerungen durch die Abgeltungsteuer brechen nun gänzlich mit einer lange bestehenden Tradition des Einkünftedualismus im Einkommensteuerrecht. Während durch die vergangenen Steuerrechtsänderungen im zunehmenden Maße Veräußerungsgewinne in der privaten Vermögenssphäre der Besteuerung unterliegen, lässt sich eine entgegengesetzte Entwicklung auf Unternehmensebene beobachten. Mit der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 wurden Gewinne aus der Veräußerung von Kapitalgesellschaftsanteilen auf Körperschaftsebene aus steuersystematischen Gründen steuerfrei gestellt. Gleichwohl ist diese Entwicklung auf Unternehmensebene mit Unsicherheit behaftet. Zum einen sind ab 2004 defacto nur noch 95% der realisierten Gewinne aus Beteiligungsveräußerungen bei Körperschaften steuerbefreit. Zum anderen wurde eine weitere Verminderung dieser Steuerfreistellung im Rahmen des Jahressteuergesetzes 2009 diskutiert. b) Bedeutung der Veräußerungsgewinnbesteuerung für die Bewertungslehre: Übt die Anteilseignerbesteuerung, anders als von Miller/Scholes postuliert, einen wertbeeinflussenden Effekt aus, ergeben sich hieraus bedeutsame Konsequenzen für die Bewertungslehre. Bisher werden in der deutschen Bewertungspraxis die Eigenkapitalkosten regelmäßig auf Basis des Tax-CAPM berechnet. Mit dem Tax-CAPM werden steueradjustierte Gleichgewichtsrenditen unter Berücksichtigung des Kapitalisierungseffektes ermit-

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VI. Zusammenfassung der Ergebnisse

telt. Der durch eine Veräußerungsgewinnbesteuerung bedingte Lock-in-Effekt kann hingegen im Modell nicht abgebildet werden. Anders als im Tax-CAPM entwickelt Klein ein Gleichgewichtsmodell, welches sowohl den Kapitalisierungs- als auch Lock-in-Effekt abbildet. Die vergleichende Simulation beider Modelle mit empirisch erhobenen Verteilungsparametern am deutschen Kapitalmarkt zeigt die Bedeutung des Lock-in-Effektes für die Eigenkapitalkosten auf. Im Modell Kleins ist die Wechselbeziehung zwischen dem Investmenthorizont des betrachteten Wertpapiers und des Marktportfolios entscheidend. Liegt der durchschnittliche Investmenthorizont bei den Investoren des Wertpapiers unter dem des Marktportfolios, führt dies zu einer Erhöhung der künftig zu erzielenden Gleichgewichtsrendite. Liegt der durchschnittliche Investmenthorizont hingegen über dem des Marktportfolios, so kommt es zu einer Verminderung der Gleichgewichtsrendite. Das Ausmaß des Effektes ist neben der Höhe des durchschnittlichen Steuersatzes der Investoren auf Veräußerungsgewinne abhängig vom Betafaktor und der Dividendenrendite. Der Vergleich der Simulationsergebnisse mit dem Tax-CAPM zeigt, dass dieses nur unzureichend die Steuerwirkungseffekte der Veräußerungsgewinnbesteuerung modelliert. Im Gegensatz zu dem Modell Kleins wird der Lock-in-Effekt vollständig vernachlässigt mit der Folge, dass es zu einer bedeutenden Fehleinschätzung der Gleichgewichtsrendite kommen kann. Gleichwohl die hohe Komplexität des Modell Kleins eine Anwendung in der Bewertungspraxis erschwert, zeigen die Simulationsergebnisse, dass ein Nichtbeachten des Lock-in-Effektes zu gewichtigen Missspezifikationen bei der Bestimmung der Eigenkapitalkosten führen kann. c) Empirische Evidenz der Steuerwirkungseffekte einer Veräußerungsgewinnbesteuerung: Die Darstellung und Erörterung bisheriger Studien zu den Wirkungseffekten einer Veräußerungsgewinnbesteuerung stellt die empirische Evidenz heraus. Verschieden Studien können sowohl einen Kapitalisierungs- als auch Lock-in-Effekt dokumentieren. Die Ausführungen zeigen aber auch, dass ein Teil der Studien Fragen zu deren Robustheit und Verallgemeinerbarkeit aufwerfen. Darüber hinaus bezieht sich ein überwiegender Teil der Studien auf den US-amerikanischen Kapitalmarkt. Die Studie Edwards et al. bildet hier eine hervorzuhebende Ausnahme. Sie können im Rahmen der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 aufgrund der Steuerfreistellung von Kapitalbeteiligungsveräußerungen auf Körperschaftsebene lediglich einen Lock-in-Effekt für die sechs größten Banken und Versicherer nachweisen. Ein branchenübergreifender Lock-in-Effekt kann indes nicht dokumentiert werden.

VI. Zusammenfassung der Ergebnisse

241

Eine Analyse der Wirkungseffekte der Körperschaftsteuersystemumstellung 2001/2002 anhand eines veränderten Untersuchungsdesigns kann in Kontrast zu der Arbeit von Edwards et al. einen deutlich breiteren Effekt dokumentieren, welcher sich nicht auf die sechs größten Banken und Versicherer beschränkt. Die Untersuchung von Jahresabschlussdaten zeigt, dass es infolge der Systemumstellung zu einem deutlichen Anstieg an berichteten außerordentlichen Erträgen im Eventjahr gekommen ist. Dieser Effekt ist maßgeblich auf vermehrte Beteiligungsveräußerungen aufgrund der Freistellung von Veräußerungsgewinnen nach § 8b Abs. 2 KStG zurückzuführen. Robustheitstests zeigen die Signifikanz des Effektes auf. Offensichtlich hat die Besteuerung von Gewinnen aus Beteiligungsveräußerungen unter dem Anrechnungsverfahren zu einem breiten steuerlichen Lock-in geführt, welcher durch die Systemumstellung aufgelöst wurde. Die Möglichkeit der steuerfreien Veräußerung von Kapitalgesellschaftsbeteiligungen auf Körperschaftsebene beseitigte steuerliche Hürden im Hinblick auf eine effiziente Ressourcenallokation. Die Bedeutung der Veräußerungsgewinnbesteuerung im unternehmerischen Entscheidungskalkül wird durch die Ergebnisse unterstrichen. Dass die Veräußerungsgewinnbesteuerung nicht nur von Relevanz auf Unternehmensebene sonder auch bei privaten Anteilseignern ist, stellt die daran anschließende empirische Untersuchung über den Lock-in-Effekt am Beispiel der Spekulationsfristen bei privaten Veräußerungsgewinnen heraus. Eine Studie von Kurth hat bereits für die Ära des Neuen Marktes bei IPOs ein Effekt der Spekulationsfristen auf die Veräußerungsaktivitäten privater Anteilseigner dokumentiert. Mit der vorliegenden Untersuchung wurde zum einen ein Effekt auch für die Zeit nach dem Platzen der Dotcom-Blase ab 2004 nachgewiesen. Zum anderen konnte aufgrund eines erweiterten Untersuchungsdesigns ein unmittelbarer Zusammenhang zwischen der Höhe der angelaufenen Kursgewinne und dem Ausmaß des Effektes empirisch belegt werden. Anteilseigner schieben demnach in Abhängigkeit der angelaufenen Kursgewinne eine Veräußerung ihrer Anteile bis zum Ende der Spekulationsfrist auf, um diese anschließend steuerfrei veräußern zu können. Zugleich zeigen die Ergebnisse, dass ein Teil des Effektes unabhängig von der konkreten Höhe der angelaufenen Kursgewinne ist. Letztlich deutet dies auf eine hohe Steuersensitivität der Anteilseigner hin. Sind die Opportunitätskosten des Aufschubs der Veräußerung höher als die dadurch erzielten Steuervorteile, kann sogar irrationales Verhalten der Steuerpflichtigen unterstellt werden. Gleichwohl die Ergebnisse einen bedeutenden Einblick in die Wirkungseffekte einer Veräußerungsgewinnbesteuerung auf privater Anteilseignerebene geben, bestehen Einschränkungen hinsichtlich ihrer Verallgemeinerbarkeit erstens aufgrund der alleinigen Betrachtung von IPOs und zweitens angesichts

242

VI. Zusammenfassung der Ergebnisse

des geringen Stichprobenumfangs. Schließlich kann nur ein Effekt auf das Handelsvolumen, aber nicht auf die Rendite festgestellt werden. Insgesamt wurde die Bedeutung der Veräußerungsgewinnbesteuerung im Entscheidungskalkül der Anteilseigner mit der vorliegenden Arbeit nicht nur modelltheoretisch, sondern auch auf der Basis empirischer Studien unterstrichen. Aus betriebswirtschaftlicher Sicht ergeben sich hieraus Konsequenzen insbesondere für die Bewertungslehre. Die Anteilseignerbesteuerung ist im Rahmen der Bewertung von Investitionsobjekten im Kalkül zu berücksichtigen. Werden, wie bei der Unternehmensbewertung vom IDW gefordert, die Nettozuflüsse des Bewertungsobjektes mit dem Kalkulationszinsfuß der Alternativinvestition in ein Aktienportfolio abgezinst, so sind für dessen Ermittlung, steueradjustierte Gleichgewichtsrenditen anzusetzen. Dies gilt sowohl für den Ansatz von Nettorenditen bei unmittelbarer und von Bruttorenditen bei mittelbarer Typisierung. Bisher wird hierzu überwiegend auf das TaxCAPM zurückgegriffen, welches allein die Kapitalisierung der Veräußerungsgewinnbesteuerung am Kapitalmarkt abbildet. Die Studien zur Relevanz des Lock-in-Effektes verdeutlichen, dass dieser Effekt in das Kalkül einzubeziehen ist. Die Ergebnisse der vergleichenden Simulation zwischen dem Tax-CAPM und dem von Klein entwickelten Modell unterstreichen den besonderen Werteinfluss des Lock-in-Effektes. Gleichwohl können anhand der in dieser Arbeit für den deutschen Kapitalmarkt durchgeführten empirischen Studien keine konkreten Werteffekte abgeleitet und bemessen werden. Die Studien zeigen dennoch die hohe Relevanz der Veräußerungsgewinnbesteuerung im Entscheidungskalkül der Steuerpflichtigen auf. Weiterer Forschungsbedarf über die empirische Evidenz der Steuerwirkungseffekte insbesondere am deutschen Kapitalmarkt ist unabdingbar. Schließlich lassen sich normative Empfehlungen aus der Arbeit schlussfolgern. Führt die Veräußerungsgewinnbesteuerung zu einer Hürde beim Verkauf von Kapitalbeteiligungen, kommt es zu einer Störung der Kapitalallokation. Hemmnisse in der effizienten Kapitalallokation können wiederum zu Ineffizienzen in der Ressourcenallokation im realwirtschaftlichen Bereich führen. Eine verbreiterte Besteuerung von Veräußerungsgewinnen erscheint vor diesem Hintergrund fragwürdig. Nicht zuletzt wird dadurch auch die Attraktivität der Kapitalanlagen gemindert. Eine generelle Veräußerungsgewinnbesteuerung durch die Abgeltungssteuer ist mit Blick auf die zugleich intendierte, vermehrt private Vermögensvorsorge kritisch zu sehen.

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Verwaltungsanweisungen

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Rechtsprechungsverzeichnis BFH v. 22.8.1966, GrS 2/66, BStBl II 1966, 672. BVerfG, Beschluss v. 9.7.1969. v. 9.7.1969, 2 BvL 20/65, BStBl II 1970, 156. BVerfG, Beschluss v. 7.10.1969. v. 9.7.1969, 2 BvL 3/66 und 2 BvR 201/64, BStBl II 1970, 160. BVerfG, Beschluss v. 11.5.1970. v. 11.5.1970, 1 BvL 17/67, BStBl II 1970, 579. BFH v. 28.1977, IV R 163/75, BStBl II 1977, 553. BVerfG-Urteil v. 19.12.1978, 1 BvR 335/76, 1 BvR 427/76, 1 BvR 811/76, BStBl II 1979, 308. BFH v. 02.02.1990, III R 165-85, BStBl II 1990, 706. BFH v. 23.05.1990, III R 192-85, BFH-NV 1990, 734. BFH v. 7.11.1991, IV R 43/90, BStBl II 1992, 398. BVerfG v. 09.03.2004, 2 BvL 17/02, BStBl II 2005, 56. OLG Stuttgart, Barabfindung bei Squeeze-out. v. 26.10.2006, 20 W 14/05, NZG 3 2007, 112-119.

Verwaltungsanweisungen BMF v. 25.10.2004, IV C 3-S 2256-238/04, BStBl I 2004, 1034.