Zusammenfassung
Wir zeigen anhand aggregierter Länderdaten, dass ein starker Anlegerschutz asymmetrische Informations- und Agency-Probleme in der Finanzierung von F&E-Investitionen mildert. Länder mit einem starken Anlegerschutz weisen daher höhere F&E-Investitionen auf als Länder, in denen es für Anleger schwerer ist, ihre Interessen rechtlich durchzusetzen. Für Österreich können wir darüber hinaus zeigen, dass die Eigentümerstruktur eine wichtige Investitionsdeterminante darstellt und Familienunternehmen größere Schwierigkeiten haben, F&E-Investitionen zu finanzieren.
Abstract
Utilizing country level data we demonstrate that a strong degree of investor protection can mitigate both asymmetric-information and agency problems that come along with R&D financing. Accordingly, we find that a higher degree of investor protection is associated with higher R&D investments. Moreover, for a sample of Austrian listed firms, we are able to show that ownership identities are significant drivers of R&D investments.
Notes
Die Theorie der asymmetrischen Information geht auf Akerlof (1970) zurück, der in einer klassischen Arbeit über den Gebrauchtwagenmarkt gezeigt hat, wie asymmetrische Information zwischen Käufern und Verkäufern einen Markt zusammenbrechen lassen kann.
Der Nutzen einer sogenannten „empire-building“ Strategie kann in nicht-monetären Größen, wie Macht und gesellschaftlicher Anerkennung, aber auch in monetären Größen, wie Verstetigung des Cashflows und einer damit verbundenen erhöhten Arbeitsplatzsicherheit begründet sein. Auf der anderen Seite unterstellen Bertrand und Mullainathan (2003), dass die Manager auch von einem „quiet life“ einen positiven Nutzen ziehen und nicht notwendigerweise an „empire-building“ interessiert sind. Die „empire-building“ Hypothese geht auf Schumpeter (1934) zurück. Die Konsequenzen bezüglich des Firmenverhaltens wurden u.a. in Beiträgen von Marris (1963, 1964), Jensen und Meckling (1976) und Jensen (1986) analysiert.
Wir wählen in Kap. D auch diese Vorgehensweise und teilen Unternehmen je nach Eigentümeridentität in zwei Gruppen ein. Wir behaupten, dass Unternehmen, bei denen Familien Haupteigentümer sind und Streubesitzunternehmen im Durchschnitt mehr von Informationsasymmetrien und Agency Problemen betroffen sind, als Unternehmen, bei denen ein anderes Unternehmen oder der Staat Haupteigentümer ist und dadurch die Finanzierungsrestriktionen aufheben kann. In der zweiten Gruppe kann unserer Meinung nach von einem relativ geringeren Ausmaß an Agency Problemen ausgegangen werden, weil diese Eigentümer durch ihre Anteile die Anreize und die Fähigkeit haben, die Unternehmensleitung zu disziplinieren.
Es gibt weitere Determinanten von F&E Investitionen, die wir hier aber ausblenden. Beispiele wären etwa die Kreditwürdigkeit (Czarnitzki und Binz 2008).
Obwohl wir den Zusammenhang zwischen Cash Flow und Investitionen nicht explizit testen, können wir zeigen, dass auch in unserer Stichprobe eine signifikante diesbezügliche Beziehung besteht (Tab. 6, Spalte1).
Historiker, wie Finer (1997) führen das auf die unterschiedliche Macht des Königs im 17. Jahrhundert in den einzelnen europäischen Ländern zurück. Eine ähnliche Hypothese wurde von Mahoney (2001) formuliert. Roe (2003) führt die bessere Ausgestaltung des Anlegerschutzes in angelsächsischen Ländern auf die Unterschiede in politischen Strukturen zurück. Beck et al. (2003) untersuchen, durch welchen Kanäle die Rechtstradition einen Einfluss auf das Firmenverhalten ausübt.
Im nächsten Teil der Arbeit verwenden wir auch einen weiteren cut-off Wert von 20 %, um die Robustheit unserer Regressionsanalyse zu testen. Der cut-off Wert von 20 % wird in den meisten Studien über Eigentümerstruktur herangezogen (La Porta et al. 1999). Der cut-off Wert von 25 % ist im deutschsprachigen Rechtsraum als klassischer Unterscheidungswert zu bezeichnen. Wir bedanken uns bei einem anonymen Gutachter für diesen Hinweis.
Diesem Vorteil steht allerdings der Nachteil gegenüber, dass diesem Verfahren die implizite Annahme zu Grunde liegt, dass die Entscheidung, F&E zu betreiben und die Entscheidung, in welcher Höhe in F&E investiert wird, von denselben Faktoren abhängt. Um diesen Aspekt zu berücksichtigen, schätzen wir die Gleichungen mit einem Probit-Verfahren, wobei die abhängige Variable den Wert 1 annimmt, wenn die F&E-Investitionen positiv sind. Falls kein F&E betrieben bzw. berichtet wird, nimmt die Variable den Wert 0 an. Da das Vorzeichen und die relative Größe der erklärenden Variablen ähnlich zum Tobit Verfahren sind, verzichten wir auf ein selektionskorrigiertes Heckman-Verfahren.
Diese Vorgangsweise wurde uns von einem anonymen Gutachter vorgeschlagen, bei dem wir uns bedanken.
Aus der Tab. 2 ist ersichtlich, dass einige unserer unabhängigen Variablen hoch miteinander korreliert sind. In solchen Fällen ist es durchaus möglich, dass die geschätzten Koeffizienten von einigen wenigen Beobachtungen „diktiert“ werden, bei denen die Korrelation nicht sehr hoch ist. Auch wenn im Fall hoher Multikollinearität keine Gauss-Markov-Annahme verletzt ist, und deshalb der OLS-Schätzer auch in dieser kleinen Stichprobe unverzerrt und varianzminimal („BLU: best linear unbiased“) ist, besteht die Gefahr, dass die geschätzten Koeffizienten große Standardfehler aufweisen. Um das Ausmass dieser Gefahr zu quantifizieren, berechnen wir für die unabhängigen Variablen den „Variance Inflation Factor“, VIF, und den Wert des „Condition Index“, CI (bzw. Condition Number). Bei einer gemeinsamen Betrachtung aller unabhängigen Variablen ist der maximale VIF für ASDI, ADRI, ARS, EK und GE unter 4, wobei Log(BIP/Kopf) und HDI einen VIF von etwa 8 aufweisen. Berechnet man den VIF für die Variablen, die in den Gl. (3)–(7) berücksichtigt werden, dann ist der maximale VIF in der Gl. (3) 1,02, in der Gl. (4) 1,01, in der Gl. (5) 2,02, in der Gl. (6) 1,30 und in der Gl. (7) 1,04. Da der in der Literatur übliche kritische Wert des VIF bei etwa 10 liegt, können wir davon ausgehen, dass das Problem der Multikollinearität nicht sehr ernst ist. Ein ähnliches Bild liefert der CI. Der maximale CI beträgt 13,86 und ist somit unterhalb des kritisichen Wertes von 20 (Belsley et al. 1980).
In unserer Analyse werden Quer- und Längsschnittsdaten miteinander verbunden und die Resultate basieren auf einer „pooled-regression“ mit dem Tobit-Schätzer. Um die Abhängigkeit der Beobachtungen zu berücksichtigen, schätzen wir zwei weitere Spezifikationen: Zuerst benutzen wir einen normalen „fixed-effects“-Schätzer und dann einen weiteren „fixed-effects“-Schätzer, der die (möglicherweise) korrelierten Fehlerterme durch einen AR(1) Prozess modelliert. Im ersten (zweiten) Model erhalten wir für die gesamte Stichprobe einen signifikanten CF-Koeffizient von 0,044** (0,053**), für Unternehmen, deren Haupteigentümer Banken, andere Unternehmen oder der Staat ist, ist der CF-Koeffizient -0,001 (0,006) und für Familien/Streubesitzunternehmen 0,078*** (0,082***), wobei die Unterschiede in den CF-Koeffizienten in beiden Fällen statistisch signifikant sind. Wir bedanken uns bei einem anonymen Gutachter für diesen Hinweis.
Wir haben alternativ eine TOBIT-Schätzung mit „random effects“ gerechnet, deren Ergebnisse sich jedoch qualitativ nicht von den Ergebnissen in Tab. 6 unterscheiden. Diese Ergebnisse sind auf Wunsch bei den Autoren erhältlich.
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Appendices
Appendix 1: Definition der Variablen und Datenquellen
Variable | Definition | Quelle |
---|---|---|
RS | Rechtssystem: Einteilung in die vier Rechtssysteme deutsch (D), britisch (B), französisch (F) und skandinavisch (S) | La Porta et al. (1999) |
F&E/BIP | Ausgaben für Forschung und Entwicklung/BIP: Durchschnittlicher Wert für die Periode 1995–2003 | OECD (2007) für OECD Länder. Für fehlende Beobachtungen wurden die folgenden Publikationen berücksichtigt: UNESCO (2004), NSF (2006), Iberoamerican Network of Science and Technology Indicators (2007), Worldbank (2008) |
Log (BIP/ Kopf) | Logarithmierter Wert des Bruttoinlandsproduktes pro Kopf (in US Dollar). Durchschnittlicher Wert für die Periode 1995–2003 | Worldbank (2008) |
EK | Eigentümerkonzentration: Durchschnittlicher Aktienanteil, der von den drei größten Aktionären in den jeweils zehn größten Industrieunternehmen eines Landes gehalten wird | Djankov et al. (2008) |
GE | Größter Aktienanteil: Durchschnittlicher Aktienanteil, der von dem größten Aktionär in börsennotierten Industrieunternehmen eines Landes gehalten wird | Gugler et al. (2004b) Mueller und Peev (2006) |
ADRI | „Revised Anti Director Index“:Ein Indikator für den Anlegerschutz, der folgende Dimensionen erfasst: a) Abstimmung auf der Hauptversammlung ist per Brief ist möglich, b) Aktien müssen nicht bei einer Bank hinterlegt sein, um Stimmrecht auszuüben, c) Kumulative Wahl möglich d) unterdrückte Minderheiten, e) Vorrang bei Kapitalerhöhungen, f) Mindestkapital, um außerordentliche Hauptversammlung einzuberufen | Djankov et al. (2008) |
ASDI | „Anti-self-dealing index“: ASDI basiert auf den nationalen Rechtsregeln und misst wie wirksam das Gesetz die Kleinaktionäre gegen verdeckte Gewinnausschüttungen an kontrollierende Aktionäre (durch „related party transactions“) schützt | Djankov et al. (2008) |
ARS | Index für Bilanzierungs- und Offenlegungsstandards (Auditing and reporting standards) Durchschnittlicher Wert für die Periode 2000–2003 | World Economic Forum The Global Competitiveness Report 2001–2002, 2002–2003, 2003–2004 |
HDI | Human Development Index Durchschnittlicher Wert für die Periode 1995–2003 | UNDP (United Nations Development Program), Human Development Reports: http://hdr.undp.org/en/statistics/ |
Appendix 2: Rechtssysteme
Land | Rechtssystem | Land | Rechtssystem | Land | Rechtssystem |
---|---|---|---|---|---|
Argentinien | Franz. | Finnland | Skand. | Panama | Franz. |
Australien | Brit. | Frankreich | Franz. | Peru | Franz. |
Österreich | Deutsch | Deutschland | Deutsch | Polen | Deutsch |
Belgien | Franz. | Griechenland | Franz. | Portugal | Franz. |
Brasilien | Franz. | Ungarn | Deutsch | Rumänien | Franz. |
Bulgarien | Deutsch | Island | Skand. | Russland | Franz. |
Kanada | Brit. | Indien | Brit. | Singapur | Brit. |
Chile | Franz. | Irland | Brit. | Slowenien | Deutsch |
China | Deutsch | Israel | Brit. | Südafrika | Brit. |
Kolumbien | Franz. | Italien | Franz. | Spanien | Franz. |
Kroatien | Deutsch | Japan | Deutsch | Schweden | Skand. |
Tschechien | Deutsch | Korea | Deutsch | Schweiz | Deutsch |
Dänemark | Skand. | Luxemburg | Franz. | Taiwan | Deutsch |
Ekuador | Franz. | Mexiko | Franz. | Türkei | Franz. |
Ägypten | Franz. | Niederlande | Franz. | Großbritannien | Brit. |
El Salvador | Franz. | Neuseeland | Brit. | USA | Brit. |
Norwegen | Skand. | Uruguay | Franz. |
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Mahlich, J., Yurtoglu, B. Institutionelle Determinanten von F&E-Investitionen. Z Betriebswirtsch 81, 1079–1107 (2011). https://doi.org/10.1007/s11573-011-0506-3
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