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David Boll, Harry Müller, Marcus Sidki, Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen in:

ZögU Zeitschrift für öffentliche und gemeinwirtschaftliche Unternehmen, page 479 - 505

ZögU, Volume 43 (2020), Issue 4, ISSN: 0344-9777, ISSN online: 0344-9777, https://doi.org/10.5771/0344-9777-2020-4-479

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David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen Bilanzpolitik; Empirische Jahresabschlussanalyse; Institutionenökonomie; Kommunale Unter‐ nehmen; Mikrodatenanalyse; Prinzipal-Agenten-Problem Bilanzpolitik beschreibt die Möglichkeit der Geschäftsleitung eines Unternehmens, existierende Informationsvorteile gegenüber ihren Anspruchsgruppen auszunutzen. Sie dient der bewussten und zweckorientierten Einflussnahme innerhalb des gesetzlichen Rahmens auf einen Jahresab‐ schluss in formaler und in inhaltlicher Hinsicht. Empirische Erkenntnisse hierzu liegen vor al‐ lem für die Privatwirtschaft vor. Die vorliegende Studie analysiert daher, ob Bilanzpolitik ein Phänomen ist, das ebenfalls in Unternehmen der öffentlichen Hand existiert. Basierend auf Jahresabschlussdaten aller kaufmännisch buchenden kommunalen Unternehmen in Deutsch‐ land zwischen 1998 und 2014 werden vier deskriptive Indikatoren sowie ein auf Burgstahler/ Dichev (1997) zurückgehendes statistisches Testverfahren kalkuliert. Die Ergebnisse zeigen, dass sich Hinweise auf Bilanzpolitik vor allem bei solchen kommunalen Unternehmen finden, die eine privatwirtschaftliche Rechtsform aufweisen oder einem zunehmenden Einfluss von Kre‐ ditgebern bzw. privatwirtschaftlichen Anteilseignern unterliegen. Außerdem zeigen sich hetero‐ gene Ergebnisse für unterschiedliche Branchen. Einleitung Dem informationsökonomischen Unternehmensmodell der Neuen Institutionenökonomik fol‐ gend kann der Jahresabschluss bestehend aus Bilanz, Gewinn- und Verlustrechnung und weite‐ ren erläuternden Anlagen als Kommunikationsinstrument der Unternehmensleitung gegenüber den Stakeholdern als Adressaten betrachtet werden.1 Da das Management üblicherweise einen Informationsvorsprung gegenüber seinen Stakeholdern hat, können sich zahlreiche Fehlanreize, wie vom klassischen Prinzipal-Agenten-Problem beschrieben, ergeben. Ein Mittel der Ausnut‐ zung eines solchen Informationsvorsprungs ist die für Stakeholder nicht beobachtbare Umset‐ zung bilanzpolitischer Maßnahmen (Healy/Wahlen 1999; Leuz/Nanda/Wysocki 2003). Hiermit ist „die zielgerichtete Gestaltung der externen Rechnungslegung […] im Rahmen der Möglich‐ keiten, die unter Einhaltung der Regeln des jeweils zur Anwendung kommenden Normensys‐ tems bestehen“ gemeint (Coenenberg/Haller/Schultze 2018, S. 1023). Ein häufiges Ergebnis empirischer Analysen hierzu ist die Glättung von Jahresergebnissen, insbesondere um das Be‐ richten kleinerer Verluste zu vermeiden.2 Während hierzu eine Vielzahl empirischer Erkenntnis‐ se für Unternehmen des privaten Sektors existiert, gibt es nur wenige Untersuchungen, ob auch I. 1 Für eine Übersicht zu Bilanztheorien siehe Coenenberg/Haller/Schultze (2018, S. 1261 ff.). 2 Burgstahler/Dichev (1997); Burgstahler/Hail/Leuz (2006); Leuz/Nanda/Wysocki (2003). ZögU 43. Jg. 4/2020, DOI: 10.5771/0344-9777-2020-4-479 479 das Management von Unternehmen der öffentlichen Hand solchen Verhaltensmustern folgt. Für Letztere gibt es vereinzelte Studien, die auf das Vorliegen von Bilanzpolitik auch im europä‐ ischen Raum blicken.3 Demnach finden sich auch hier Hinweise auf das aktive Durchführen bi‐ lanzpolitischer Maßnahmen. Der amtlichen Statistik folgend handelt es sich bei einem öffentlichen Unternehmen um eine nicht einem öffentlichen Kernhaushalt zugehörige Institution, von der jedoch mehr als 50 Pro‐ zent des Nennkapitals beziehungsweise der Stimmrechte direkt oder indirekt von der öffentli‐ chen Hand gehalten und kontrolliert werden. Diese Einheiten werden vom Statistischen Bun‐ desamt als öffentliche Fonds, Einrichtungen und Unternehmen (FEU) bezeichnet. Für das Jahr 2016 berichtet das Statistische Bundesamt für Deutschland 16.833 solcher FEUs mit kaufmän‐ nischer Buchhaltung (Statistisches Bundesamt 2019).4 Diese kaufmännisch buchenden öffentli‐ chen Unternehmen weisen in Summe über 2 Millionen Beschäftigte auf, was die signifikante volkswirtschaftliche Bedeutung dieses Wirtschaftsbereichs unterstreicht. Die Entwicklung im Zeitablauf zeigt dabei ein stetiges Wachstum auf, sowohl in Anzahl – mit einem Wachstum zwischen 1999 und 2016 um ca. 46 Prozent – als auch in Wirtschaftsleistung (Heil/Hollmann 2014; Statistisches Bundesamt 2019). Nutzt man hierzu als simple Indikation die Umsatzerlöse, so zeigt sich, dass diese im selben Zeitraum um ca. 57 Prozent anstiegen, das Bruttoinlandspro‐ dukt hingegen um 52 Prozent wuchs. Als Organisationsformen kommen sowohl Formen privaten Rechts (GmbH, AG usw.) als auch des öffentlichen Rechts (Körperschaft, Anstalt oder Stiftung des öffentlichen Rechts usw.) in‐ frage. Bund, Länder und Kommunen treten dabei als Eigner auf, wobei rund 88% der öffentli‐ chen Unternehmen im mittelbaren oder unmittelbaren Eigentum der Kommunen sind. Betrach‐ tet man die Branchenzugehörigkeiten, zeigt sich ebenfalls eine große Vielfalt. Wichtige Bran‐ chen sind z.B. die Energieversorgung, die Wasserver- und Entsorgung, die Müllentsorgung, der Personenverkehr, der Wohnungsbau- oder der Krankenhaussektor. Für den vorliegenden Bei‐ trag werden aus Vergleichbarkeitsgründen nur solche öffentliche Unternehmen betrachtet, deren Eigner eine oder mehrere Kommunen sind.5 Für kommunale Unternehmen sind für den deutschen Raum keine empirischen Analysen zur Bilanzpolitik bekannt. Diese Forschungslücke wird in der vorliegenden Studie adressiert: Kann auch bei Unternehmen der öffentlichen Hand Bilanzpolitik identifiziert werden? Dabei gilt es zwei institutionelle Strukturmerkmale zu beachten. Erstens können zwischen dem Management kommunaler Unternehmen und seinen Stakeholdern vielfältige Informationsasymmetrien beste‐ hen, die in Prinzipal-Agenten-Konstellationen und den daraus resultierenden Fehlanreizen für das Management resultieren (Mühlenkamp 2006; Papenfuß 2013). Im Unterschied zu erwerbs‐ wirtschaftlich handelnden Unternehmen der Privatwirtschaft haben kommunale Unternehmen zweitens in der Regel multidimensionale Zielsetzungen, so dass ein möglichst hoher Unterneh‐ 3 Capalbo u. a. (2014); Eldenburg u. a. (2011); Jegers (2013); Leone/van Horn (2005); Nguyen/Soobaroyen (2018). 4 Für einen Überblick über öffentliche Unternehmen in Deutschland werden in der Einleitung Zahlen aus dem aktuellsten statistischen Jahrbuch des statistischen Bundesamtes verwendet. Dieses enthält auf Bundesebene aggregierte Werte. Für die empirische Analyse in Kapitel V werden Mikrodaten (auf Unternehmensebene) ver‐ wendet, die uns für den Zeitraum 1998 bis 2014 zur Verfügung stehen. 5 Für eine ausführliche Diskussion und Kategorisierung von öffentlichen Unternehmen in Deutschland siehe Di‐ ckertmann/Strohe (2016). David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki 480 ZögU 43. Jg. 4/2020 mensgewinn nicht das wichtigste Ziel darstellt. An seine Seite tritt ein Bündel aus Sachzielen, das die Gewinnerzielungsabsicht ergänzt oder sogar gänzlich verdrängt. Eine geringere Rele‐ vanz erfolgswirtschaftlicher Unternehmensziele führt aus der Sicht von Stakeholdern und Ma‐ nagement zu einer geringeren Bedeutung des Jahresabschlusses als Dokumentationsinstrument des finanziellen Unternehmenserfolgs. Aufgrund dieses Zusammenhangs von Unternehmens‐ zielen und der Relevanz des Jahresabschlusses ist anzunehmen, dass die Motivation des Ma‐ nagements zur Durchführung von Bilanzpolitik in öffentlichen Unternehmen trotz der Prinzi‐ pal-Agenten-Problematik nicht in gleichem Maße ausgeprägt sein dürfte wie bei privatwirt‐ schaftlichen Unternehmen.6 Demnach stellt sich die Frage: Nutzt das Management kommunaler Unternehmen das Instrumentarium der Bilanzpolitik? Die Bedeutung der unterschiedlichen Unternehmensziele kann sich in Abhängigkeit von ver‐ schiedenen Charakteristika (wie beispielsweise der Branche) der Unternehmen unterscheiden. Demnach kann eine zweite Forschungsfrage formuliert werden: Findet in bestimmten Arten kommunaler Unternehmen mehr Bilanzpolitik als in anderen statt? Die Frage nach der Existenz von Indikatoren für Bilanzpolitik in den Jahresabschlüssen kom‐ munaler Unternehmen kann dazu beitragen, die Beziehung von Managern und Stakeholdern nä‐ her zu beleuchten. Art und Ausmaß von Bilanzpolitik lassen Rückschlüsse auf den opportunis‐ tischen Spielraum des Managements und indirekt auch auf die Rolle finanzwirtschaftlicher Er‐ tragsziele bei der Wahrnehmung öffentlicher Aufgaben insgesamt zu. Die Untersuchung soll aufzeigen, in welchem Maße die Anwendung der handelsrechtlichen Bilanzierungsvorschriften durch das Management bei kommunalen Unternehmen interessengeleitet (oder neutral) erfolgt und damit auch einen Beitrag zur Erforschung von Prinzipal-Agenten-Strukturen im Bereich der öffentlichen Wirtschaft leisten. In Kapitel zwei wird das Thema Bilanzpolitik in kommuna‐ len Unternehmen theoretisch eingeordnet und eine Übersicht über existierende Literatur gege‐ ben, um daraus Hypothesen abzuleiten. Die empirische Untersuchungsstrategie folgt in Kapi‐ tel drei. Die verwendete Datenbasis wird in Kapitel vier dargestellt, Kapitel fünf führt die Er‐ gebnisse auf. Kapitel sechs schließt den Beitrag mit einem Fazit und möglichen Schlussfolge‐ rungen ab. 1. 2. 6 Dies impliziert nicht zwangsläufig einen Bedeutungsverlust finanzieller Ziele, sondern betrifft primär deren Kommunikation mit Hilfe des Jahresabschlusses. Auch das Management eines ausschließlich an Sachzielen orientierten Unternehmens wird eine effiziente Unternehmensführung anstreben, um bspw. das Qualitätsniveau der Daseinsvorsorge zu maximieren. In der Kommunikation mit den Stakeholdern wird es jedoch stärker auf den erbrachten Output als auf die erzielten Gewinne abstellen, um die Unternehmensleistung zu verdeutlichen. Die rein finanzwirtschaftliche Perspektive des Jahresabschlusses verliert in einer solchen Situation tendenziell an Bedeutung und damit auch das Nutzen von Bilanzpolitik, um diesen zu beeinflussen. Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen ZögU 43. Jg. 4/2020 481 Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen Im Sinne der Instrumentalthese nach Thiemeyer (1975) nutzt die öffentliche Hand öffentliche Unternehmen als Instrumente zur Bereitstellung von öffentlichen Gütern und zur Umsetzung von wirtschaftspolitischen Maßnahmen.7 Dabei ist allerdings nicht auszuschließen, dass öffent‐ liche Unternehmen grundsätzlich erwerbswirtschaftliche Ziele bzw. einen gewissen Grad an Gewinnorientierung verfolgen (Christiansen, 2013). Aus institutionenökonomischer Perspekti‐ ve8 ergibt sich daraus ein mehrstufiges Prinzipal-Agenten-Problem, in dem die Leistung der Unternehmensleitung (A) von der öffentlichen Hand als Eigentümerin (P) nicht oder nur einge‐ schränkt beobachtbar ist. Der öffentliche Gesellschafter kann im theoretischen Grundmodell le‐ diglich das Ergebnis der Tätigkeit beobachten, das sowohl vom Anstrengungsniveau der Agen‐ ten als auch von Zufalls- und anderen Effekten beeinflusst wird, woraus sich dann der Fehlan‐ reiz für den Agenten im Hinblick auf ein unzureichendes Motivationsniveau, mangelnde Sorg‐ falt oder eine Fehlallokation von Ressourcen zu eigenen Gunsten etc. ergibt. Ergänzend zum Grundmodell der Prinzipal-Agenten-Theorie gilt für den Fall öffentlicher Un‐ ternehmen, dass das Ergebnis der unternehmerischen Tätigkeit vom Prinzipal nicht eigenstän‐ dig beobachtet wird, sondern ihm über einen Kommunikationskanal von der Unternehmenslei‐ tung mitgeteilt wird. Hierbei kommt dem handelsrechtlichen Jahresabschluss neben anderen In‐ formationsinstrumenten eine wichtige Rolle zu, auch wenn diese bei öffentlichen Unternehmen aufgrund ihrer Sachzielorientierung im Vergleich zur Privatwirtschaft geringer sein dürfte. Fi‐ nanzwirtschaftliche Ergebnisse können gegenüber nichtfinanziellen Zielen nachrangig oder so‐ gar unbedeutend werden, was vom Charakter der zu erfüllenden öffentlichen Aufgabe abhängt. Insoweit finanziellen Zielen seitens der Stakeholder jedoch Bedeutung beigemessen wird, ist mit Blick auf die Prinzipal-Agenten-Theorie davon auszugehen, dass das Management bei der Gestaltung der externen Rechnungslegung auch Eigeninteressen verfolgt, also Bilanzpolitik be‐ treibt. Der öffentlich-rechtliche Unternehmenszweck löst die Interessendifferenz zwischen Ma‐ nagement und Unternehmenseigner nicht auf, sondern lässt lediglich erwarten, dass die Ten‐ denz zur Nutzung bilanzpolitischer Instrumente nicht in allen Bereichen gleichermaßen und im Vergleich zur Privatwirtschaft geringer ausgeprägt sein dürfte. Zur Gestaltung der Rechnungslegung stehen dem Management eine Vielzahl von bilanzpoliti‐ schen Instrumenten zur Verfügung, von denen sich einige aus in den Bilanzierungsnormen fest‐ gelegten Wahlrechten und andere aus dem faktischen Ermessensspielraum der Bilanzierenden ergeben.9 Die Maßnahmen wirken sich direkt auf die Gewinn- und Verlustrechnung aus, die auch bei vielen der kommunalen Unternehmen als Kennzeichen der Wirtschaftlichkeit der Be‐ triebsführung angesehen werden kann. Dies gilt zumindest für solche Unternehmen, die regel‐ II. 7 Dies geschieht entweder über die Verwaltung als Beauftragte der gewählten Vertreter im Stadt- bzw. Gemein‐ derat, die wiederum als Sachverwalter des Bürgerwillens auftreten. Auch können Politiker über die Gesell‐ schafterversammlungen oder in der Rolle von Aufsichtsräten kommunaler Unternehmer direkt Einfluss auf die‐ se ausüben. Für eine detaillierte Diskussion zur Instrumentalthese siehe z.B. Boos/Krönes (1990). 8 Siehe für eine Übersicht Erlei/Leschke/Sauerland (2016); sowie für öffentliche Unternehmen Mühlenkamp (2006). 9 Bieg/Kußmaul/Waschbusch (2012); Coenenberg/Haller/Schultze (2018); Detert/Sellhorn (2007); Küting/Weber (2015). David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki 482 ZögU 43. Jg. 4/2020 mäßig Gewinne erzielen, in marktnahen Branchen tätig sind oder sogar mit Privatunternehmen im Wettbewerb stehen. Die Analyse der bilanzpolitischen Ergebnissteuerung gehört zumindest im Bereich der Privat‐ unternehmen zu den gut erforschten Gebieten der empirischen Jahresabschlussforschung. Em‐ pirisch wurde dabei vielfach nachgewiesen, dass Manager in Privatunternehmen mit Hilfe von bilanzpolitischen Maßnahmen Verluste kaschieren und die Gewinnentwicklung verstetigen.10 Weitaus seltener hingegen geschahen solche Untersuchungen bislang mit Blick auf öffentliche Unternehmen. Empirische Untersuchungen finden sich vor allem mit Bezug auf China, da öf‐ fentliche Unternehmen dort einen hohen volkswirtschaftlichen Stellenwert haben. Dabei stehen unter anderem Fragestellungen zum Vergleich des Ausmaßes aktiv durchgeführter bilanzpoliti‐ scher Maßnahmen von öffentlichen mit nicht-öffentlichen Unternehmen im Fokus. Die Ergeb‐ nisse sind allerdings uneinheitlich. Liu/Saidi/Bazaz (2014) finden Hinweise auf die verstärkte Durchführung von Bilanzpolitik öffentlicher Unternehmen. Im Gegensatz hierzu, zeigen die Studien von Chen u. a. (2011) sowie Wang/Yung (2011) hingegen vergleichweise stärkere bi‐ lanzpolitische Maßnahmen durch privatwirtschatliche Unternehmen. Dies wird u.a. mit dem ge‐ ringeren Druck auf das Management öffentlicher Unternehmen durch staatliche Schutzmecha‐ nismen erklärt (Wang/Yung 2011). Ebenfalls für China bestätigen Fan/Song (2019) die Hypo‐ these, dass öffentliche Unternehmen Ergebnissteuerung betreiben, um glättend auf die Volatili‐ tät des Bruttoinlandsprodukts einzuwirken. Chen/Du/Su (2014) finden ferner, dass das Manage‐ ment börsengehandelter chinesischer öffentlicher Unternehmen Bilanzpolitik betreibt, um im Zuge von Privatisierungen die Aktienkurse zu senken. Neben einigen Arbeiten zu Unternehmen in den USA und Großbritannien, allerdings aus dem Non-Profit-Bereich11, liegen für den kontinentaleuropäischen Raum hier noch äußerst wenige empirische Studien vor, was angesichts der größeren volkswirtschaftlichen Bedeutung öffentli‐ cher Unternehmen überrascht. Jegers (2013) weist auf der Basis von 844 belgischen Jahresab‐ schlüssen Bilanzmanipulationen nach, allerdings ebenfalls für Non-Profit- und nicht für öffent‐ liche Unternehmen.12 Der Autor identifiziert dabei die Unternehmensgröße, den Verschul‐ dungsgrad und die Governance-Struktur als statistische Einflussvariablen. Als einzige Studie im europäischen Raum mit Fokus auf öffentliche Unternehmen untersuchen Capalbo u. a. (2014) das Ausmaß deren bilanzpolitischer Maßnahmen im Vergleich zu privatwirtschaftlichen Betrieben. Die Autoren untersuchen hierfür Jahresabschlussdaten von 3.892 privatwirtschaftli‐ chen und 1.457 öffentlichen Unternehmen aus Italien im Zeitraum 2009 bis 2012. Die Ergeb‐ nisse zeigen, dass öffentliche Unternehmen zwar durchaus Bilanzpolitik betreiben, dies aller‐ dings nicht umfangreicher als in der Privatwirtschaft. Ferner werden auch hier die Unterneh‐ mensgröße sowie die Profitablilität als beeinflussende Größen identifiziert. Aufbauend auf die‐ sen Vorarbeiten richtet die vorliegende Arbeit den Blick auf die Jahresabschlussdaten öffentli‐ cher Unternehmen in Deutschland und vergrößert neben der Datenbasis und der inhaltlichen Breite zudem den methodologischen Ansatz zur Identifikation bilanzpolitischer Maßnahmen, 10 Z. B. Burgstahler/Dichev (1997); Burgstahler/Eames (2006); Leuz/Nanda/Wysocki (2003). 11 Eldenburg u. a. (2011); Leone/van Horn (2005); Nguyen/Soobaroyen (2018). 12 Die gewonnenen Einsichten über Non-Profit-Unternehmen können jedoch auch für eine Untersuchung kom‐ munaler Unternehmen von Relevanz sein, da es sich ebenfalls um nicht-privatwirtschaftliche Organisationen handelt, deren Zielsetzungsmechanismen von denen der Privatwirtschaft abzuweichen vermögen. Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen ZögU 43. Jg. 4/2020 483 indem sie Konzepte und Indikatoren aus der Forschung zu privatwirtschaftlichen Unternehmen auf den öffentlichen Unternehmenssektor überträgt. Mit Blick auf die unterschiedlichen Rechtsformen kommunaler Unternehmen ist zu vermuten, dass Bilanzpolitik insbesondere dort betrieben wird, wo die Autonomie des Managements ver‐ gleichsweise groß und die Trennung zwischen Insidern und Outsidern vergleichsweise deutlich ausgeprägt ist (Jegers 2010). Dies gilt für privatrechtliche Rechtsformen stärker als für öffent‐ lich-rechtliche (Cronauge 2016), und hier insbesondere für Aktiengesellschaften und Gesell‐ schaften mit beschränkter Haftung (Krause 2015).13 Somit lässt sich Hypothese 1 wie folgt de‐ finieren: H1: In kommunalen Unternehmen in privatrechtlichen Rechtsformen werden Jahresüber‐ schüsse stärker gesteuert als solchen in öffentlich-rechtlichen Rechtsformen. Als nächstes ist ein positiver Zusammenhang zwischen der Unternehmensgröße und Ergebnis‐ steuerung zu vermuten, da entsprechende Anpassungen im Rechnungswesen für das Manage‐ ment mit Aufwand verbunden sind, der im Falle kleiner Unternehmen weniger lohnend er‐ scheint. Ein Zusammenhang zwischen Unternehmensgröße und Ergebnissteuerung war bereits in anderen empirischen Studien nachweisbar (Capalbo u. a. 2014; Jegers 2013). Es kann somit Hypothese 2 formuliert werden: H2: Große kommunale Unternehmen nutzen ergebnissteuernde Instrumente stärker als klei‐ nere kommunale Unternehmen. Es ist ferner zu vermuten, dass sich die Spielräume des Managements für bilanzpolitische Er‐ gebnissteuerung in den einzelnen Branchen aufgrund der unterschiedlichen Kapitalstruktur un‐ terscheiden. Hinzu kommt, dass Bilanzpolitik aus Sicht des Managements nur dann geboten ist, wenn der Jahresüberschuss für den Unternehmenserfolg bzw. die Unternehmensziele relevant ist. Die Relevanz des wirtschaftlichen Unternehmenserfolgs wird im Hinblick auf die Sachziel‐ orientierung kommunaler Unternehmen branchenspezifisch unterschiedlich ausgeprägt sein.14 Daraus folgt Hypothese 3: H3: Öffentliche Unternehmen unterschiedlicher Branchen weisen Differenzen im Ausmaß bilanzpolitischer Maßnahmen zur Ergebnissteuerung auf. Zwei weitere Hypothesen ergeben sich aus Überlegungen zur Finanzierung kommunaler Unter‐ nehmen. Neben den Eigentümern sind die Fremdkapitalgeber ein für das Management wichti‐ ger Stakeholder, der die Jahresabschlüsse der Unternehmen rezipiert und ggf. auch Vertrags‐ konditionen daran knüpft. Daraus ergibt sich eine weitere Motivation zur Gestaltung der Jahres‐ ergebnisse, etwa um Covenants nicht zu verletzen. Aufbauend auf diese Überlegung und auf andere Untersuchungen (Jegers 2013) lässt sich Hypothese 4 formulieren: 13 Für die Analyse differenzieren wir generell zwischen privatrechtlichen und öffentlich-rechtlichen Rechtsfor‐ men bzw. auf einer tieferen Untergliederung zwischen Aktiengesellschaften, Gesellschaften mit beschränkter Haftung sowie übrigen privatrechtlichen Unternehmen einerseits und Eigenbetrieben sowie übrigen öffent‐ lich-rechtlichen Unternehmen andererseits. 14 Der hier verwendete Datensatz lässt eine Differenzierung nach Wirtschaftszweigen zu. In der empirischen Analyse werden die in Abbildung 2 differenzierten Branchen betrachtet. David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki 484 ZögU 43. Jg. 4/2020 H4: Ergebnissteuerung findet insbesondere in kommunalen Unternehmen mit höherem Ver‐ schuldungsgrad statt. Ähnliches dürfte für gemischtwirtschaftliche Unternehmen gelten. Sie haben sowohl öffentliche als auch private Gesellschafter, die das Unternehmen als Stakeholder begleiten (Papenfuß/ Reichard 2016).15 Es ist zu vermuten, dass gemischtwirtschaftliche Unternehmen aus Sicht der Kreditgeber mit höheren Insolvenzrisiken verbunden sind als solche mit ausschließlich öffentli‐ chen Gesellschaftern. Für gemischtwirtschaftliche Unternehmen erscheint eine interessengelei‐ tete Gestaltung der Jahresergebnisse somit wichtiger. Daraus folgt: H5: Kommunale Unternehmen, die zwar mehrheitlich, aber nicht vollständig im Eigentum der öffentlichen Hand sind (Öffentlichkeitsgrad kleiner als 100%) betreiben eher Ergebnis‐ steuerung als kommunale Unternehmen im vollständigen Besitz der öffentlichen Hand. Indikatoren und Testverfahren Bilanzpolitische Ergebnissteuerung kann nicht direkt gemessen,16 sondern nur indirekt sichtbar gemacht werden. Die hierfür notwendigen Indikatoren beruhen auf bestimmten Annahmen und sind selbst nicht frei von methodologischer Kritik. Aus diesem Grund wird in der Literatur zu‐ meist die Verwendung mehrerer Proxys vorgeschlagen, die für sich genommen jeweils nicht perfekt sind, in der Gesamtschau jedoch durchaus valide Anhaltspunkte liefern. Methodisch orientiert sich die Untersuchung am Vorgehen von Leuz/Nanda/Wysocki (2003) und Burgstah‐ ler/Hail/Leuz (2006), die für die Anwendung in internationalen Vergleichsstudien einen sehr breiten Ansatz bilanzpolitischer Indikatoren entwickeln, der in der Folge von zahlreichen ande‐ ren Arbeiten rezipiert wurde, sowie am für die empirische Bilanzforschung inzwischen klassi‐ schen Ansatz von Burgstahler/Dichev (1997). Allen drei Ansätzen ist gemein, dass sie unab‐ hängig von Unternehmenstypen, -größen, Branchen und Rechtskreisen angewandt werden kön‐ nen und als generische Ansätze gut auf den Bereich der öffentlichen Wirtschaft übertragbar sind. Daher werden im Folgenden zur empirischen Überprüfung der vorgestellten Hypothesen Subgruppen gebildet, innerhalb derer jeweils vier deskriptive Indikatoren für Bilanzpolitik17 so‐ wie zwei statistische Testverfahren (in Anlehnung an Burgstahler/Dichev 1997) berechnet und analysiert werden. Ein erster Anhaltspunkt für die Existenz von Bilanzpolitik ergibt sich aus der empirischen Häu‐ figkeitsverteilung der Jahresergebnisse der Unternehmen im Datensatz. Ohne die Nutzung von Maßnahmen zur Ergebnissteuerung müssten die Jahresüberschüsse in einem hinreichend klei‐ nen Intervall um den Jahresüberschuss bzw. -fehlbetrag von Null symmetrisch verteilt sein oder III. 15 Gemischtwirtschaftliche Unternehmen (GWU) sind Unternehmen die sowohl von öffentlichen als auch priva‐ ten Anteilseignern gehalten werden. Je nach Definition können hiermit auch Unternehmen gemeint sein, die nicht mehrheitlich in öffentlicher Hand sind (Papenfuß/Reichard (2016). Im Rahmen dieser Untersuchung werden jedoch nur öffentliche Unternehmen, also Unternehmen mit öffentlicher Mehrheit, betrachtet. Somit sind hier, wenn von gemischtwirtschaftlichen Unternehmen die Rede ist, GWUs mit öffentlicher Mehrheit ge‐ meint. 16 Wäre dies möglich, wäre sie gleichsam wirkungslos, da Unternehmensexterne in diesem Fall das unbeein‐ flusste Jahresergebnis erkennen könnten und eine Täuschung durch Unternehmensinsider unmöglich würde. 17 In Anlehnung an Leuz/Nanda/Wysocki (2003) und Burgstahler/Hail/Leuz (2006). Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen ZögU 43. Jg. 4/2020 485 zumindest einer unbekannten stetigen Verteilung folgen. Unter der Annahme einer neutralen Buchführung dürfte ein Jahresergebnis unmittelbar unter null per se nicht unwahrscheinlicher sein als ein geringfügig kleinerer oder größerer Wert. Werden die Jahresergebnisse hingegen vom Management bewusst gesteuert, so dürften kleine Verluste ein eher unterdurchschnittliches Phänomen sein: Ein kleiner Verlust oder ein geringfügig unter den Erwartungen liegender Ge‐ winn führt einerseits für das Management zu unangenehmen Diskussionen mit den Stakehol‐ dern, insbesondere auch mit Blick auf verhaltenspsychologisch bedingte Wahrnehmungsverzer‐ rungen (Prospect-Theory, Verlustaversion). Andererseits dürfte ein kleiner Verlust mit Hilfe bi‐ lanzpolitischer Maßnahmen gut in eine „schwarze Null“ zu verwandeln sein, ohne den Rahmen der Rechnungslegungsnormen zu überdehnen. Diese Überlegungen sind auch auf kommunale Unternehmen übertragbar, sofern in ihnen dem Gewinnziel zumindest eine gewisse Bedeutung zukommt. Dieser Ansatz geht als Indikator E1 in die Untersuchung ein. Zur Berechnung von Indikator E1 wird entsprechend des Vorgehens von Leuz/Nanda/Wysocki (2003) sowie Burg‐ stahler/Hail/Leuz (2006) im vorliegenden Datensatz aus den Angaben für den Jahresüberschuss bzw. -fehlbetrag unter Berücksichtigung der Vorzeichen zunächst eine stetige Gewinngröße er‐ stellt und mit der Bilanzsumme des Vorjahres skaliert, um für Größenunterschiede der Unter‐ nehmen zu kontrollieren. Ein kleiner Gewinn wird operationalisiert als das Intervall von 0 bis 0,01 und ein kleiner Verlust als Intervall von -0,01 bis 0. Den Indikator E1 definieren wir demnach als das so berechnete Verhältnis kleiner Gewinne zu kleinen Verlusten. Hieraus lässt sich ableiten, dass ein umso größerer Wert von E1 ein größeres Ausmaß bilanzpolitischer Mani‐ pulationen vermuten lässt. Es gilt: E1 = #[0;0,01] / #[-0,01;0]. Ein weiterer Ansatzpunkt für die Indikation von Bilanzpolitik ergibt sich aus der Struktur der Rechnungslegung. Das externe Rechnungswesen in allen relevanten nationalen Normen beruht auf dem Prinzip der Periodenabgrenzung. Die Ertragssituation eines Unternehmens wird an‐ hand von Aufwand und Ertrag beschrieben, die GuV besteht damit sowohl aus zahlungswirksa‐ men Vorgängen als auch aus Periodenabgrenzungen, wie bspw. Abschreibungen. Folglich kann das Jahresergebnis in einen zahlungswirksamen Anteil, den Cashflow aus betrieblicher Ge‐ schäftstätigkeit, und einen durch Periodenabgrenzungen bedingten Anteil aufgespalten werden. Während sich der Cashflow aus dem operativen Geschäft eines Unternehmens ergibt und von den ökonomischen Geschehnissen während der Berichtsperiode bestimmt wird, werden die Pe‐ riodenabgrenzungen durch buchhalterische Vorgänge gebildet, d.h. sie erfolgen ex-post und er‐ geben sich aus der Anwendung der Rechnungslegungsregeln durch das Management. Demnach können vor allem die Periodenabgrenzungen direkt durch bilanzpolitische Instrumente ex-post gestaltet werden. Betreibt das Management eine ergebnisglättende Bilanzpolitik, so wird es ver‐ suchen, den von Jahr zu Jahr schwankenden Cashflow mit der bewussten Gestaltung der Perio‐ denabgrenzungen zugunsten eines verstetigten Jahresergebnisses auszugleichen. Im Ergebnis wird das Jahresergebnis weniger stark schwanken als der Cashflow (Leuz/Nanda/Wysocki 2003). Dieser Ergebnissteuerungsindikator wird mit E2 bezeichnet. Hierfür bietet sich nach Leuz/Nanda/Wysocki (2003) ein Vergleich der Standardabweichungen beider Größen an. Für die Berechnung im Datensatz muss zunächst eine indirekte Ermittlung des Cashflows erfol‐ David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki 486 ZögU 43. Jg. 4/2020 gen,18 der dann analog zum Jahresgewinn mit der Bilanzsumme des Vorjahres skaliert wird. Für beide Größen werden nun auf Firmenebene die Standardabweichungen berechnet. Der Indika‐ tor E2 ergibt sich dann als Quotient aus der Standardabweichung des Jahresgewinns und der Standardabweichung des Cashflows für jedes Unternehmen im Datensatz. Je kleiner (größer) der Wert, desto größer (kleiner) die Tendenz zur Ergebnisglättung in den Unternehmen. Es gilt: E2 = σ(JÜ) / σ(CF). Nutzt das Management die Gestaltungen der Periodenabgrenzungen bewusst dazu, einen aus seiner Sicht zu hohen oder zu niedrigen Cashflow zu nivellieren, so müsste sich dies außerdem in einer negativen Korrelation beider Komponenten des Jahresergebnisses niederschlagen. Je stärker die negative Korrelation von Periodenabgrenzungen und Cashflow, desto umfangreicher dürfte ceteris paribus das Ausmaß bilanzpolitischer Maßnahmen sein (Leuz/Nanda/Wysocki 2003), auch wenn der negative Zusammenhang beider Größen gewissermaßen eine natürliche Folge des Periodisierungsprinzips im Rechnungswesen ist (Dechow/Sloan/Sweeney 1995). Leuz/Nanda/Wysocki (2003) und Burgstahler/Hail/Leuz (2006) verwenden zur Operationalisie‐ rung nicht die absoluten Werte von Periodenabgrenzung und Cashflow, sondern die jeweiligen Veränderungen zum Vorjahr. Dem liegt der Gedanke zugrunde, dass das Management unge‐ plante Veränderungen des Cashflows nicht vollumfänglich neutralisieren kann, aber zumindest bewusst gegensteuert. Wir bezeichnen diesen Indikator der Ergebnissteuerung als Indikator E3. Die Periodenabgrenzungen ergeben sich im Datensatz als Jahresüberschuss/-fehlbetrag abzüg‐ lich des operativen Cashflows. Dabei werden vereinfachend das Beteiligungs- und das Finanz‐ ergebnis des Unternehmens ebenfalls den Periodenabgrenzungen zugeschlagen. Mit Blick auf die Forschungsfrage, nämlich das Aufteilen des Jahresergebnisses in einen vom allgemeinen Wirtschaftsgeschehen abhängigen Teil (operativer Cashflow) und eine Restgröße, die maßgeb‐ lich vom Management gesteuert werden kann, erscheint dies jedoch sachgerecht. Auch die Pe‐ riodenabgrenzungen werden analog zum Cashflow mit der Bilanzsumme des Vorjahres skaliert. Anschließend werden für beide Größen jeweils die Veränderung gegenüber dem Vorjahr und hieraus dann Korrelationen berechnet. Es gilt dabei, dass eine stärkere negative Korrelation eher auf die Existenz von aktiver Bilanzpolitik hinweist. Indikator E3 ist demnach wie folgt de‐ finiert: E3 = ρ(ΔPA, ΔCF). Schließlich wird die Größe der Periodenabgrenzungen für sich genommen bereits als ein Indi‐ kator für die Ergebnisgestaltungsmöglichkeiten des Managements angesehen (Burgstahler/Hail/ Leuz 2006; Leuz/Nanda/Wysocki 2003). Je größer die Periodenabgrenzungen, desto größer ist der Spielraum des Managements zur Gestaltung des Jahresergebnisses im eigenen Sinne. Ge‐ mäß dem Vorgehen von Leuz/Nanda/Wysocki (2003) und Burgstahler/Hail/Leuz (2006) wird 18 Der Cashflow berechnet sich mit Verweis auf Coenenberg/Haller/Schultze (2018) und den Deutschen Rech‐ nungslegungsstandard Nr. 21 als Jahresüberschuss/-fehlbetrag, zuzüglich den Abschreibungen auf Gegenstän‐ de des Anlagevermögens, zuzüglich der Zunahme/Abnahme der Rückstellungen, vermindert um die Zunah‐ me/Abnahme der Vorräte, vermindert um die Zunahme/Abnahme der Forderungen aus Lieferungen/Leistun‐ gen, zuzüglich der Zunahme/Abnahme der Verbindlichkeiten aus Lieferungen/Leistungen, zuzüglich der Zinsaufwendungen, abzüglich der Zinserträge, abzüglich der Erträge aus Wertpapieren, abzüglich der Erträge aus Beteiligungen, abzüglich der außerordentlichen Erträge und zuzüglich der außerordentlichen Aufwendun‐ gen. Nicht berücksichtigt bleiben mangels Datenverfügbarkeit sonstige zahlungsunwirksame Aufwände/Erträ‐ ge, Gewinne/Verluste aus dem Abgang von Anlagevermögen sowie Differenzen von Steueraufwand und -zah‐ lung. Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen ZögU 43. Jg. 4/2020 487 der Wert mit dem ebenfalls betragsmäßigen operativen Cashflow skaliert, um für unterschiedli‐ che Unternehmensgrößen und -profitabilitäten zu kontrollieren. So ergibt sich schließlich der Indikator E4 als Quotient aus absoluter Größe der Periodenabgrenzung und absolutem operati‐ vem Cashflow für jedes Unternehmen im Datensatz, wobei ein umso größerer Wert mit ebenso größeren Freiräumen zur Anwendung ergebnissteuernder Bilanzpolitik einhergeht. Es gilt: E4 = |PA| / |CF|. Die verwendeten Indikatoren E1 bis E4 zielen auf unterschiedliche Ziele und Instrumente bi‐ lanzpolitischer Gestaltungen. E1 richtet den Blick auf das Ziel der Verlustvermeidung und be‐ trachtet ausschließlich diejenigen Jahresergebnisse unmittelbar unter- und oberhalb von null. Der Indikator ist jedoch offen hinsichtlich der bilanzpolitischen Instrumente und zeigt Auffäl‐ ligkeiten unabhängig davon an, mit welchen buchhalterischen Mitteln sie erwirkt wurden. E2 bis E4 beziehen sich jeweils auf spezifische Weise auf die Unterscheidung von Cashflow und Periodenabgrenzungen und unterstellen bei Auffälligkeiten in den Periodenabgrenzungen eine Gestaltungsabsicht. Sie setzen an der Bildung von Periodenabgrenzungen im Zuge der Erstel‐ lung des Jahresabschlusses nach dem Ende des Berichtsjahres an und nehmen damit nur ein mögliches Instrument bilanzpolitischer Gestaltungen in den Blick. Andere Instrumente wie zah‐ lungswirksame Ergebnissteuerungen durch die bewusste Gestaltung von Sachverhalten wäh‐ rend des Berichtsjahres hingegen bleiben von den Indikatoren E2 bis E4 unerkannt. Im Gegen‐ zug verfügen E2 bis E4 über eine größere Abdeckungsbreite hinsichtlich der bilanzpolitischen Ziele, da sie im Gegensatz zu E1 nicht nur auf die Verlustvermeidung, sondern auch auf die Glättung von Jahresergebnissen im Zeitablauf oder Manipulationen im Hinblick auf einen be‐ stimmten Plangewinn (oder -verlust) reagieren. Eng verwandt mit dem Indikator E1 ist ferner ein von Burgstahler/Dichev (1997) entwickeltes statistisches Testverfahren. Hierfür werden wiederrum die Häufigkeiten der Jahresergebnisse in einem hinreichend kleinen Intervall knapp unter null sowie die beiden angrenzenden Intervalle untersucht. Weist in der Verteilung der Jahresergebnisse das Intervall unmittelbar unter null eine geringere Anzahl an Fällen auf, als bei einem linearen Verlauf der Fallzahlen in den beiden unmittelbar angrenzenden Intervallen zu vermuten wäre, so ist dies ein Indikator für Ergebnis‐ steuerung. Dieses in der Literatur als Burgstahler/Dichev-Test (fortfolgend BD-Test) bezeichne‐ te Verfahren kommt zudem ohne Verteilungsannahmen in Bezug auf das Gesamtbild auf, da mögliche unterdurchschnittliche Fallzahlen kleiner Verluste unabhängig von Struktur und Sym‐ metrie der Gesamtverteilung auffällig sind. Zusätzlich zu den vier deskriptiven Indikatoren E1- E4 wird auch der BD-Test als statistisches Maß zum Vorliegen von Bilanzpolitik kommunaler Unternehmen gemäß den Hypothesen berechnet, um durch dieses induktive Messverfahren weitere, gegebenenfalls komplementäre Einsichten zu gewinnen. Der BD-Test lässt sich wie folgt beschreiben: Die Beobachtungen werden in Klassen eingeteilt und die Anzahl der Beobachtungen als ni be‐ zeichnet. Die Teststatistik19 stellt sich dann wie folgt dar: 19 Burgstahler/Dichev (1997) nehmen nun für die Berechnung der Varianz an, dass die Klassenwerte der drei direkt aneinandergrenzenden Klassen i–1, i und i+1 voneinander unabhängig sind Takeuchi (2004). Die An‐ nahme der Unabhängigkeit der angrenzenden Klassen wird z.B. von Beaver/McNichols/Nelson (2007) disku‐ tiert und hierbei ein korrigierter Ausdruck für die Varianz postuliert. Burgstahler/Chuk (2014) zweifeln aller‐ dings die Richtigkeit dieser Korrektur an und führen aus, dass der ursprüngliche BD-Test die Varianz auf‐ David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki 488 ZögU 43. Jg. 4/2020 Teststatistik = ni − ni − 1 + ni + 1 2 V ni − ni − 1 + ni + 1 2 .    Die Teststatistik des BD-Tests setzt sich zusammen aus zwei multinomial verteilten Zufallsva‐ riablen: der Anzahl der Beobachtungen in einer beliebigen Klasse ni und dem arithmetischen Mittelwert der Beobachtungsanzahlen der unmittelbar daran angrenzenden Klassen ni − 1 + ni + 12  . Letztere dient der Bestimmung eines Schätzwertes für den mittig liegenden Klassenwert ni un‐ ter der Annahme eines glatten Verteilungsverlaufs. Die Teststatistik berechnet sich hiernach aus der Differenz der tatsächlichen von der geschätzten Häufigkeit der jeweiligen Klasse. Durch die Normalisierung mit der Standardabweichung kann die Teststatistik ferner als nahezu standard‐ normalverteilt angenommen werden (Burgstahler/Chuk 2014). Das Testverfahren birgt dabei ei‐ nige methodische Probleme. So werden die Klassenbreiten h willkürlich gewählt. Burgstahler/ Dichev (1997) untersuchen das Intervall für Werte von -0,15 bis +0,15 mit einer Klassenbreite von 0,0025 für skalierte Veränderungen der Gewinne und das Intervall für Werte von -0,25 bis +0,35 mit einer Klassenbreite von 0,005 für skalierte Gewinne.20 Holland/Ramsay (2003) ver‐ doppeln hingegen in ihrer Analyse für Daten australischer Unternehmen die Klassenbreiten. Generell kann nicht ausgeschlossen werden, dass eine veränderte Wahl von h Auswirkungen auf die Höhe und die mögliche Signifikanz der Teststatistik haben, was somit eine bedeutsame Schwäche dieses Verfahrens darstellt. Burgstahler/Chuk (2014) zeigen durch Simulationsbe‐ rechnungen, dass die untersuchten Klassen vollständig und ausschließlich Daten beinhalten sollten, in denen Gewinnmanipulationen durchgeführt werden. Sowohl engere als auch weitere Klassenbreiten als diese haben negative Auswirkungen auf die Güte bzw. Trennschärfe des Tests. Ein weiteres Problem resultiert aus der grundlegenden Annahme, wonach der hypotheti‐ sche Häufigkeitsverteilungsverlauf glatt bzw. linear verläuft: E ni − ni − 1 + ni + 1 2 = 0 . Diese An‐ nahme erweist sich insbesondere bei links- bzw. rechtsschiefen Verteilungen und für den Fall, in dem eine der untersuchten Klassen den Gipfel der empirischen Verteilung darstellt, als pro‐ blematisch (Lahr 2014). Bei Letzterem gilt, dass sich per se eine Differenz aus tatsächlichen und erwarteten Häufigkeiten im Sinne der Teststatistik ergibt. Somit kann sich ein statistisch signifikantes Testergebnis auch ohne Vorliegen aktiver Gewinnmanipulationen einstellen (Coulton/Taylor/Taylor 2005). Diese methodischen Probleme lassen sich auch durch den alter‐ nativen Ansatz von Degeorge/Patel/Zeckhauser (1999) nicht korrigieren, der einen Vergleich der Steigung einer Intervallklasse mit dem Mittelwert der Steigungen der angrenzenden Klas‐ sen vornimmt, so dass sich trotz der bestehenden methodischen Probleme der BD-Test in der grund der Unabhängigkeitsannahme zwar unterschätzt, die postulierte Korrektur die Varianz hingegen deut‐ lich überschätzen würde. Simulationsberechnungen von Burgstahler/Chuk (2014) zeigen ferner, dass die Un‐ abhängigkeitsannahme keine schwerwiegenden Fehler in den Ergebnissen verursachen. 20 In verschiedenen Studien werden nebst dem skalierten Gewinn am Übergang von Verlust zu Gewinn und der Gewinnveränderung am Übergang von negativem zu positivem Wachstum mitunter auch Analystenprognosen zur Unternehmensperformance am Übergang von Nicht-Einhalten zum Einhalten der Erwartungen untersucht Degeorge/Patel/Zeckhauser (1999); Burgstahler/Eames (2006); Donelson/Mcinnis/Mergenthaler (2013). Da es sich bei den hier beobachteten öffentlichen Unternehmen um überwiegend nicht an Börsen gelisteten Akti‐ engesellschaften handelt, für die somit keine externen Analystenprognosen existieren, kann dieser Ansatz für die vorliegende Studie verworfen werden. Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen ZögU 43. Jg. 4/2020 489 Literatur als Standardverfahren zur statistischen Messung des Vorliegens von bilanzpolitischen Manipulationen etabliert hat.21 Für den weiteren Verlauf der empirischen Analyse wenden wir somit trotz der bekannten me‐ thodischen Kritikpunkte den BD-Test zur Schätzung der skalierten Jahresergebnisse als weite‐ ren Indikator zur Vorliegen von Bilanzpolitik an. Gemäß der beschriebenen Kalkulationsmetho‐ den testen wir ebenfalls auf einen linearen Verlauf der Häufigkeiten in den Intervallen, was wir als BD-TestA bezeichnen. Um die Linearitätsannahme zu lockern und zusätzlich auf einen nicht-linearen Verlauf zu tes‐ ten, verwenden wir außerdem als weiteren Schätzer das geometrische Mittel anstatt des arith‐ metischen Mittels zur Schätzung der Intervallhäufigkeiten von Intervall ni. Hierbei verändert sich der Zähler der Teststatistik wie folgt: ni − ni + 1 ni − 1 0,5 ni − 1   bzw. ni − ni + 1 0,5 ni − 1 0,5  .22 Aufgrund des hierdurch geschätzten exponentiellen Verlaufs der Intervallhäufigkeiten bei gleichbleibendem Wachstum sind die Häufigkeitsschätzungen naturgemäß stets geringer als bei der linearen Verlaufsannahme. Somit kann dieses Vorgehen als konservativer interpretiert wer‐ den. Wir bezeichnen dieses Verfahren im Folgenden als BD-TestB. Datensatzbeschreibung und deskriptive Statistik Die Datenbasis für die im nächsten Kapitel folgende empirische Analyse bildet die Jahresab‐ schlussstatistik der kaufmännisch öffentlichen Fonds, Einrichtungen und Unternehmen der For‐ schungsdatenzentren des Bundes und der Länder.23 Dieser umfasst jährliche GuV- und Bilanz‐ daten aller kaufmännisch buchenden öffentlichen Unternehmen für den Zeitraum von 1998 bis 2014. Aus Vergleichbarkeitsgründen betrachten wir außerdem nur solche öffentlichen Un‐ ternehmen, deren Eigner eine oder mehrere Kommunen sind, Unternehmen des Bundes und der Länder werden nicht berücksichtigt. Erstere machen die Mehrheit aller öffentlichen Unterneh‐ men aus. Im Jahr 2014 belief sich die Anzahl der öffentlichen Unternehmen auf 15.707. Davon waren 13.782 (rd. 88%) in kommunaler Hand. IV. 21 Burgstahler/Eames (2006); Coulton/Taylor/Taylor (2005); Donelson/Mcinnis/Mergenthaler (2013); Holland/ Ramsay (2003); Jacob/Jorgensen (2007). 22 Alle weiteren Annahmen bleiben aus Gründen der Einfachheit zu den obigen Ausführungen identisch. 23 Der offizielle Name des Datensatzes lautet: Jahresabschlüsse der kaufmännisch buchenden Extrahaushalte und der kaufmännisch buchenden sonstigen öffentlichen Fonds, Einrichtungen und Unternehmen, angeboten von den Forschungsdatenzentren der Statistischen Ämter des Bundes und der Länder; DOI: 10.21242/71811.2002.00.00.1.1.0 bis 10.21242/71811.2014.00.00.1.1.0. David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki 490 ZögU 43. Jg. 4/2020 Abbildung 1: Rechtsformen kommunaler Unternehmen im Jahr 2014 Quelle: FDZ der Statistischen Ämter des Bundes und der Länder, Jahresabschlüsse der kauf‐ männisch buchenden Extrahaushalte und der kaufmännisch buchenden sonstigen öffentlichen Fonds, Einrichtungen und Unternehmen, 1998-2014, eigene Berechnungen Die mit Abstand häufigste Rechtsform bei den kommunalen Unternehmen ist die GmbH (Ab‐ bildung 1). Im Jahr 2014 sind 7.995 Betriebe als GmbH organisiert. Das entspricht rund 58 % der gesamten kommunalen Unternehmen. Weitere auftretende privatrechtliche Rechtsformen sind die AG und die GmbH & Co. KG. Insgesamt sind rund 64 % der Unternehmen in privat‐ rechtlicher Rechtsform organisiert. Die wichtigste öffentlich-rechtliche Rechtsform ist der Ei‐ genbetrieb (3.446 Unternehmen). Die 1.459 sonstigen öffentlich-rechtlichen Unternehmen aus der Abbildung 1 setzen sich vor allem aus Anstalten des öffentlichen Rechts (AöR) sowie kom‐ munalen Zweckverbänden zusammen. Bei Betrachtung der Branchen in denen kommunale Unternehmen tätig sind, wird durchaus eine größere Vielfalt deutlich. Kommunale Unternehmen reichen von Stadtwerken über Kran‐ kenhäuser, Wohnungsbaugesellschaften, Wasser- und Abwasserbetrieben, ÖPNV bis hin zu Schlacht- und Viehhöfen. Abbildung 2 zeigt den zahlenmäßigen Stand der wichtigsten Bran‐ chen kommunaler Unternehmen aus dem Jahr 2014. Die Branchenklassifizierungen orientieren sich an den Klassifizierungen nach Wirtschaftszweigen (WZ 2003 und WZ 2008) des statisti‐ schen Bundesamtes. Hier zeigt sich, dass die häufigsten kommunalen Unternehmen in den Be‐ reichen Grundstücks- und Wohnungswesen (Wohnungsbaugesellschaften), Wasserversorgung sowie Abwasserentsorgung zu finden sind. Aber auch Unternehmen aus den Branchen Elektri‐ zitätsversorgung, Gesundheits- und Sozialwesen (insb. Krankenhäuser) sowie öffentliche Ver‐ waltung, Verteidigung und Sozialversicherungen befinden sich im niedrigen vierstelligen Be‐ reich. Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen ZögU 43. Jg. 4/2020 491 Abbildung 2: Branchen kommunaler Unternehmen im Jahr 2014 Quelle: FDZ der Statistischen Ämter des Bundes und der Länder, Jahresabschlüsse der kauf‐ männisch buchenden Extrahaushalte und der kaufmännisch buchenden sonstigen öffentlichen Fonds, Einrichtungen und Unternehmen, 1998-2014, eigene Berechnungen Empirische Prüfung der Hypothesen Den oben vorgestellten deskriptiven Indikatoren E1-E4 wie auch den BD-Testverfahren ist ge‐ mein, dass sie die Existenz einer strategischen Ergebnissteuerung nicht direkt nachweisen, je‐ doch begründete Hinweise zu der Nutzung bilanzpolitischer Spielräume darstellen. Die Indika‐ toren erlauben somit eine Betrachtung im Aggregat, was dem Vorgehen von Leuz/Nanda/Wyso‐ cki (2003) und Burgstahler/Hail/Leuz (2006) entspricht. Dabei wird zweistufig vorgegangen: Zunächst ist mit den BD-Tests zu ermitteln, inwieweit sich in den Jahresabschlüssen überhaupt statistisch signifikante Verteilungsanomalien zeigen. Im zweiten Schritt soll die Auswertung der Indikatoren E1-E4 Aufschluss darüber geben, in welche Richtung und in welchem Ausmaß die Jahresergebnisse tendenziös sind. Dabei prüfen die statistischen Testverfahren auf Signifi‐ kanz für das Vorliegen von aktiver Ergebnissteuerung zur Verlustvermeidung und Indikator E1 ermöglicht ergänzend inhaltliche Aussagen hierüber. Die Indikatoren E2-E4 erfassen Hinweise auf Bilanzpolitik zum Zwecke der Ergebnisglättung. Die Indikatoren E1 und E3 werden für alle Beobachtungseinheiten innerhalb der jeweiligen Subgruppen berechnet. E2 liegt auf Unternehmensebene vor, hier wird analog zum Vorgehen von Leuz/Nanda/Wysocki (2003) der Median in den jeweiligen Gruppen bestimmt. E4 liegt für jedes Unternehmensjahr vor, die Berechnung erfolgt zunächst für jedes Unternehmensjahr und wird dann auf Unternehmensebene gemittelt. Für die jeweiligen Gruppen wird wiederum der V. David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki 492 ZögU 43. Jg. 4/2020 Median der Unternehmenswerte angegeben. Die Subgruppen werden gemäß den Hypothesen gebildet.24 Tabelle 1 zeigt zunächst die Analyseergebnisse für den Gesamtdatensatz auf. Statistische Signi‐ fikanz für den BD-Test auf Ergebnissteuerung ergibt sich dabei unter der Annahme eines linea‐ ren (BD-TestA), allerdings nicht für die eines nichtlinearen Häufigkeitsverlaufs (BD-TestB). In‐ dikator E1 ergibt dabei, dass die Anzahl an kommunalen Unternehmen, die ein kleines positive Jahresergebnis aufweisen um ca. das 1,85-fache größer ist als solche mit einem kleinen negati‐ ven Ergebnis. Bei den Indikatoren auf Ergebnisglättung zeigt E2 eine geringere Schwankung der Jahresüberschüsse im Vergleich zur Variation der Cashflows auf. Dies ist ebenso als gene‐ reller Hinweis auf aktive Bilanzpolitik zu verstehen wie die negative Korrelation gemäß Indika‐ tor E3. Bezüglich Indikator E4 ist anzumerken, dass sich dieser ohne Bezugs- bzw. Vergleichs‐ punkt alleinstehend nicht im Sinne des Durchführens einer aktiven Bilanzpolitik interpretieren lässt. Tabelle 1: Deskriptive Indikatoren E1-E4 und BD-Teststatistiken für alle kommunale Unterneh‐ men; *** bezeichnet Signifikanz zum 1%-Niveau, ** bezeichnet Signifikanz zum 5%-Niveau und * bezeichnet Signifikanz zum 10%-Niveau E1 E2 E3 E4 BD-Test BD-Test #[0;0,01]  #[‐0,01;0]   σ(JÜ) σ(CF)   ρ(ΔPA,ΔCF) PACF   Variante A Variante B Gesamt 1,852377 0,565334 -0,710800 1,008970 -20,3795*** 7,4046 Quelle: FDZ der Statistischen Ämter des Bundes und der Länder, Jahresabschlüsse der kauf‐ männisch buchenden Extrahaushalte und der kaufmännisch buchenden sonstigen öffentlichen Fonds, Einrichtungen und Unternehmen, 1998-2014, eigene Berechnungen Weitere Einsichten können aus der grafischen Analyse der Verteilung der Häufigkeiten der Jah‐ resergebnisse im gesamten Datensatz erfolgen. Viele Studien basierend auf Daten privatwirt‐ schaftlicher Unternehmen verzeichnen einen ungewöhnlichen Einbruch der Häufigkeiten im In‐ tervall unmittelbar unter dem Jahresergebnis null25, so dass das vorgehende Intervall eine grö‐ ßere Zahl an Häufigkeiten aufweist. Ebenso zeigen die empirischen Verteilungen in der Litera‐ tur zumeist einen Gipfel im späteren positiven Bereich, d.h. bei größeren Jahresergebnissen als im unmittelbar rechts von null gelegenen Intervall, auf. Abbildung 3 stellt dies für den Daten‐ satz der kommunalen Unternehmen für zwei unterschiedliche Intervallgrößen dar. Dabei ist auffallend, dass beide bei privaten Unternehmen beschriebenen typischen Resultate hier nicht auftreten. Es findet kein Einbruch bei den Häufigkeiten im Intervall unmittelbar kleiner als null statt. Dies lässt sich somit als Hinweis darauf interpretieren, dass Bilanzpolitik zwar möglicher‐ 24 Für die Indikatoren E2 bis E4 wurde eine Bereinigung um Ausreißer vorgenommen. Dies ist insbesondere für E3 wichtig, da Ausreißer den Korrelationskoeffizienten bei sonst relativ niedrigen Werten stark verzerren. Bei E2 und E4 hat die Bereinigung nur einen sehr geringen Einfluss auf das Ergebnis, da hier ohnehin Median‐ werte ermittelt werden. 25 Beaver/McNichols/Nelson (2007); Burgstahler/Chuk (2015); Burgstahler/Dichev (1997); Glaum/Lichtblau/ Lindemann (2004); Holland/Ramsay (2003). Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen ZögU 43. Jg. 4/2020 493 weise durchgeführt wird, dies allerdings im schwächeren Ausmaß als üblicherweise bei der Pri‐ vatwirtschaft der Fall. Außerdem bildet das Intervall unmittelbar über dem Jahresergebnis von null stets den Gipfel der empirischen Verteilung. Dies kann bei Absenz einer außergewöhnli‐ chen Schiefe der Verteilung ergänzend zum Resultat von Indikator E4 als weiterer Hinweis ver‐ standen werden, dass die Jahresergebnisse bei öffentlichen Unternehmen generell relativ zu pri‐ vaten Unternehmen geringer ausfallen. Abbildung 3: Häufigkeitsverteilung der skalierten Jahresergebnisse aller kommunaler Unter‐ nehmen mit Intervallgrößen 0,005 (links) und 0,0025 (rechts) Quelle: FDZ der Statistischen Ämter des Bundes und der Länder, Jahresabschlüsse der kauf‐ männisch buchenden Extrahaushalte und der kaufmännisch buchenden sonstigen öffentlichen Fonds, Einrichtungen und Unternehmen, 1998-2014, eigene Berechnungen Gemäß Hypothese H1 ist bei kommunalen Unternehmen in privater Rechtsform stärkere Bi‐ lanzpolitik zu erwarten als bei solchen nach öffentlichem Recht. Die Ergebnisse hierzu sind Ta‐ belle 2 zu entnehmen. Die BD-Tests bei sowohl linearer als auch nicht-linearer Häufigkeitsan‐ nahme scheinen dies zu bestätigen. Beide BD-Tests stellen für privatwirtschaftliche Rechtsfor‐ men insgesamt und für Gesellschaften mit beschränkter Haftung und Aktiengesellschaften im Besonderen hoch signifikante Abweichungen der tatsächlichen von den erwarteten Häufigkei‐ ten fest. Für kommunale Unternehmen in öffentlich-rechtlichen Rechtsformen insgesamt sowie für die größte Subgruppe der Eigenbetriebe im Besonderen finden sich hingegen keine statis‐ tisch signifikanten Hinweise hierauf. In Bezug auf die deskriptiven Indikatoren fällt folgerichtig auf, dass sich H1 insbesondere für die Bilanzpolitik zur Verlustvermeidung (E1) bestätigt. Diese Auffälligkeit zeigt sich zudem bei Aktiengesellschaften stärker als bei Gesellschaften mit beschränkter Haftung, was mit der grö‐ ßeren Autonomie des Managements erklärt werden kann.26 Öffentlich-rechtlich verfasste Un‐ ternehmen weisen demgegenüber eine weniger starke Ergebnisgestaltung auf. Weniger deutlich 26 Bei der Interpretation der Indikatoren nach Rechtsformen sollte beachtet werden, dass die Beobachtungen in den Rechtsformen sehr ungleich verteilt sind. So sind zwar die Gruppen der öffentlich rechtlichen und privat‐ rechtlichen Unternehmen beide groß, aber insbesondere Aktiengesellschaften nur in sehr geringer Anzahl im Datensatz enthalten (siehe Abbildung 1). David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki 494 ZögU 43. Jg. 4/2020 sind allerdings die Befunde hinsichtlich der zahlungswirksamen und periodenabgrenzungsbe‐ dingten Ergebnisbestandteile. Hier ergibt sich ein gemischtes Bild, das H1 lediglich für Aktien‐ gesellschaften zu bestätigen scheint, wie etwa die auffällig geringe relative Standardabwei‐ chung der Jahresergebnisse (E2) und die starke gegenläufige Korrelation von Periodenabgren‐ zungen und Cashflow (E3). Für die anderen Rechtsformen zeigen sich hier jedoch weniger kla‐ re Befunde. Das deutliche Bild im Indikator E1 und die uneindeutigen Tendenzen in E2 bis E4 müssen in‐ haltlich jedoch keinen Widerspruch darstellen: E1 zeigt auf, dass privatrechtliche Unternehmen bilanzpolitische Instrumente zur Vermeidung von Verlusten stärker nutzen als öffentlich-rechtli‐ che. Dies kann mittels der Indikatoren E2 bis E4 jedoch nur für Aktiengesellschaften auf eine unterschiedliche Handhabung der Periodenabgrenzungen als Instrument zurückgeführt werden, während die anderen Rechtsformen hier wenig Differenzierung zeigen. Möglich wäre einer‐ seits, dass Gestaltungen stärker über aktive Bilanzpolitik erfolgen, sie sich also bereits in den liquiditätsrelevanten Bestandteilen des Jahresergebnisses und nicht erst in der ex-post-Gestal‐ tung der Periodenabgrenzungen niederschlagen. In einem solchen Fall würde lediglich der Indi‐ kator E1 reagieren, während E2 bis E4 unauffällig blieben. Alternativ könnte die Verstetigung von Jahresergebnissen (gemessen mit den Indikatoren E2 bis E4) gegenüber der Verlustvermei‐ dung (gemessen mit Indikator E1) für das Management kommunaler Unternehmen weniger re‐ levant sein als in der Privatwirtschaft. Denkbar wäre zudem, dass die öffentliche Hand als Ei‐ gentümerin aufgrund ihrer eigenen haushaltsmäßigen Buchführungspraxis die Leistung des Ma‐ nagements ihrer Unternehmen stärker nach zahlungswirksamen Ergebnisbestandteilen bewertet als dies Privatinvestoren tun. In einem solchen Fall würde ein antizipierendes Management zur Glättung des Jahresergebnisses weniger auf Periodenabgrenzungen als vielmehr auf bilanzpoli‐ tische Instrumente mit Einfluss auf den Cashflow setzen, die von den Indikatoren E2 bis E4 nicht erkannt werden können. Daneben könnten die Rechtsformen auch mit anderen wesentli‐ chen Unterschieden der Unternehmen im Datensatz (Geschäftsmodell, Bilanzstruktur etc.) kor‐ reliert sein, die das Bild hinsichtlich der Ergebnisbestandteile (E2 bis E4) verdecken. Die Am‐ biguität hinsichtlich E2 bis E4 lässt jedenfalls eine vertiefte statistische Analyse insbesondere mit multidimensionalen Tests lohnend erscheinen. Im Ergebnis kann die Hypothese H1 nur in Bezug auf verlustvermeidende Bilanzpolitik als bestätigt gelten. Eine verstärkte Anwendung er‐ gebnisglättender Bilanzpolitik ist nur bei Aktiengesellschaften auffällig, während sich für die anderen Rechtsformen ein nicht eindeutiges Bild ergibt. Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen ZögU 43. Jg. 4/2020 495 Tabelle 2: Deskriptive Indikatoren E1-E4 und BD-Teststatistiken für kommunale Unternehmen nach Rechtsformen; *** bezeichnet Signifikanz zum 1%-Niveau, ** bezeichnet Signifikanz zum 5%-Niveau und * bezeichnet Signifikanz zum 10%-Niveau E1 E2 E3 E4 BD-Test BD-Test #[0;0,01]  #[‐0,01;0]   σ(JÜ) σ(CF)   ρ(ΔPA,ΔCF) PACF   Variante A Variante B Öffentlichrechtliche 1,565655 0,538634 -0,742200 1,022191 1,2747 20,3105 Eigenbetriebe 1,537837 0,557700 -0,707200 1,020140 1,7866 17,1845 Übrige öffentlichrechtliche 1,646357 0,490906 -0,822000 1,027488 -0,5033 10,9843 Privatrechtliche 2,284951 0,588029 -0,704300 1,000023 -31,8369*** -11,1007*** AG 5,820000 0,476817 -0,846200 0,986078 -14,2056*** -3,7756*** GmbH 2,292731 0,584341 -0,717800 1,001378 -30,7326*** -10,3875*** Übrige privat‐ rechtliche 1,455823 0,662335 -0,546100 0,959736 -1,5554* -0,2993 Quelle: FDZ der Statistischen Ämter des Bundes und der Länder, Jahresabschlüsse der kauf‐ männisch buchenden Extrahaushalte und der kaufmännisch buchenden sonstigen öffentlichen Fonds, Einrichtungen und Unternehmen, 1998-2014, eigene Berechnungen Zur Prüfung von Hypothese H2, wonach sich verstärkt Hinweise auf aktive Bilanzpolitik bei größeren Unternehmen ergeben sollten, werden die kommunalen Unternehmen in Quintile ge‐ mäß ihren Bilanzsummen zusammengefasst. Die Prüfung der BD-Tests scheint diese Hypothe‐ se nicht zu bestätigen. Während im linearen Bereich alle bis auf das mittlere Quintil statistisch signifikante Abweichungen aufzeigen, trifft dies beim Test auf nichtlinearen Häufigkeitsverlauf nur auf das erste Quintil zu. Der lineare Zusammenhang von BD-TestA lässt sich sodann bei der näheren Betrachtung von Indikator E1 genauer interpretieren. Demnach stellt sich der Zusam‐ menhang zwischen verlustvermeidender Bilanzpolitik (E1) und Betriebsgröße in den fünf Be‐ triebsgrößenklassen U-förmig dar. Am deutlichsten ist die Verteilungsanomalie in Unternehmen mit einer Bilanzsumme unter 950.000 € (Q1) und in Großunternehmen mit einer Bilanzsumme größer als 35,5 Mio. € (Q5) erkennbar, während Unternehmen mittlerer Größenordnung weni‐ ger deutliche Ausprägungen aufweisen. Dieser auf den ersten Blick überraschende Befund wird jedoch plausibel, wenn man die konkrete Entscheidungssituation des Managements betrachtet: In kleinen Unternehmen geht es um vergleichsweise kleine Beträge, um einen Verlust in eine schwarze Null zu verwandeln.27 Eine privatwirtschaftlichen Großkonzernen vergleichbare und top-down planvoll durchgesetzte Bilanzierungsstrategie erwartet man wiederum stärker in Großbetrieben, was die Auffälligkeiten in den Quintilen Q4 und Q5 erklärt. Ein anderes Bild ergibt sich für die Indikatoren ergebnisglättender Bilanzpolitik durch Gestal‐ tung der Periodenabgrenzungen (E2 bis E4): Während E2 und E4 in den Größenklassen kaum 27 In der Größenklasse Q1 müssten maximal 9.500€ an Aufwand ins Folgejahr verschoben werden, um einen kleinen Verlust auszugleichen, was wohl kaum eine groß angelegte Bilanzierungsstrategie voraussetzten dürf‐ te. David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki 496 ZögU 43. Jg. 4/2020 variieren, zeigt sich bei E3 ein umgekehrt U-förmiger Zusammenhang: In kleinen und großen Unternehmen sind Cashflows und Periodenabgrenzungen nur schwach korreliert, in den mittle‐ ren Klassen (Q2 bis Q4) ist die Korrelation auffallend hoch. Im Ergebnis muss Hypothese H2, die einen linearen Zusammenhang zwischen Unternehmens‐ größe und bilanzpolitischen Maßnahmen unterstellt, abgelehnt werden. Der Zusammenhang zwischen Unternehmensgröße und bilanzpolitischen Maßnahmen ist vielschichtiger: Kleine und große Unternehmen betreiben vergleichsweise intensive Verlustvermeidung, während mit‐ telgroße Unternehmen vergleichsweise stärkere Ergebnisglättungen mittels Periodenabgrenzun‐ gen vornehmen. Tabelle 3: Deskriptive Indikatoren E1-E4 und BD-Teststatistiken für kommunale Unternehmen nach Quintilen der Bilanzsummen; *** bezeichnet Signifikanz zum 1%-Niveau, ** bezeichnet Signifikanz zum 5%-Niveau und * bezeichnet Signifikanz zum 10%-Niveau E1 E2 E3 E4 BD-Test BD-Test #[0;0,01]  #[‐0,01;0]  σ(JÜ) σ(CF)   ρ(ΔPA,ΔCF) PACF   Variante A Variante B Q1 [min; 950.242] 2,097146 0,623524 -0,638100 0,9999991 -11,8384*** -4,9545*** Q2 [950.242; 4.195.018] 1,712949 0,559892 -0,796500 1,0311520 -7,8052*** -0,9720 Q3 [4.195.018; 12.200.000] 1,537877 0,562929 -0,812000 1,0382060 -1,1750 7,6118 Q4 [12.200.000; 35.500.000] 1,713153 0,523305 -0,732400 1,0037810 -4,3394*** 10,8425 Q5 [35.500.000; max] 2,328953 0,532982 -0,805000 0,9948422 -22,0553*** 2,7959 Quelle: FDZ der Statistischen Ämter des Bundes und der Länder, Jahresabschlüsse der kauf‐ männisch buchenden Extrahaushalte und der kaufmännisch buchenden sonstigen öffentlichen Fonds, Einrichtungen und Unternehmen, 1998-2014, eigene Berechnungen Nach Hypothese H3 findet Bilanzpolitik in unterschiedlichen Branchen in einem unterschiedli‐ chen Ausmaß statt. Anhand des typisierten Aufgabenbereichs wurden die Unternehmen im Da‐ tensatz in elf Subgruppen differenziert. Dabei zeigen sich deutliche Unterschiede zwischen den einzelnen Aufgabenbereichen, so dass sich hinreichend Hinweise auf eine Bestätigung von Hy‐ pothese H3 finden. Die BD-Tests zeigen unter linearer Verlaufsannahme (BD-TestA) lediglich in den Branchen Wasserversorgung sowie Kunst, Unterhaltung und Erholung kein signifikantes Ergebnis auf. Der BD-TestB auf nichtlineare Häufigkeitsverläufe ergibt zusätzlich noch Insigni‐ fikanzen bzw. nur schwache Signifikanzen in den Branchen Abwasserentsorgung, Verkehr und Lagerei (inkl. ÖPNV) sowie bei öffentlichen Holdinggesellschaften. In den Branchen der Elek‐ trizitätsversorgung, der Gas- und Wärmeversorgung und der Abfallbeseitigung sind die Test‐ ergebnisse hingegen stark signifikant. Hier liegen ferner die Indikatoren E1 und E3 über und E2 unter dem Durchschnittswert, was demnach als eine größere Nutzung von bilanzpolitischen Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen ZögU 43. Jg. 4/2020 497 Spielräumen zur Vermeidung von Verlusten und zur Glättung der Jahresergebnisse interpretier‐ bar ist. In den Branchen Kunst, Unterhaltung und Erholung sowie öffentliche Verwaltung, Ver‐ teidigung und Sozialversicherung liegen die Werte für E1 und E3 unter und für E2 über dem Durchschnitt, was mit einer geringeren Tendenz zu Bilanzpolitik einhergeht. Die Kennzahl E4 zeigt bei geringer Varianz ein eher uneinheitliches Bild. Ein möglicher Ansatz zur Erklärung dieser Unterschiede kann durch die variierende Wettbe‐ werbsintensität, vor allem mit Unternehmen der Privatwirtschaft, erfolgen. Die Ergebnisse zei‐ gen, dass Unternehmen aus den Branchen Elektrizitäts-, Gas- und Wärmeversorgung, Abfallbe‐ seitigung eher Bilanzpolitik betreiben. Diesen ist gemein, dass der Wettbewerb tendenziell stär‐ ker ausgeprägt ist als in klassischen Zuschussbetrieben (etwa Kunst, Unterhaltung und Erho‐ lung) und solchen in staatsnahen Bereichen (z. B. öffentliche Verwaltung, Verteidigung), wel‐ che auch weniger Bilanzpolitik durchführen. Somit ist zu vermuten, dass Unternehmen mit mehr Markt- und Profitabilitätsdruck auch höheren Anreizen zur Implementierung bilanzpoliti‐ scher Maßnahmen unterliegen. Tabelle 4: Deskriptive Indikatoren E1-E4 und BD-Teststatistiken für kommunale Unternehmen nach Branchenzuordnung; *** bezeichnet Signifikanz zum 1%-Niveau, ** bezeichnet Signifi‐ kanz zum 5%-Niveau und * bezeichnet Signifikanz zum 10%-Niveau E1 E2 E3 E4 BD-Test BD-Test #[0;0,01]  #[‐0,01;0]   σ(JÜ) σ(CF)   ρ(ΔPA,ΔCF) PACF   Variante A Variante B Elektrizitätsversor‐ gung 2,525328 0,439353 -0,828800 0,882857 -9,8023*** -3,4331*** Gas- und Wärme‐ versorgung 2,444444 0,460418 -0,870400 0,878250 -6,8404*** -1,8293**  Wasserversorgung 1,399803 0,474625 -0,699100 1,007692 6,7797 16,9777 Abwasserentsor‐ gung 1,808650 0,473559 -0,834800 0,986427 -2,1324** 20,2201 Abfallbeseitigung 2,887608 0,391234 -0,868300 0,905939 -10,5038*** -3,8894*** Verkehr und Lage‐ rei 2,044800 0,579192 -0,709400 1,000216 -6,0779*** -1,2992* Grundstücks- und Wohnungswesen 1,986305 0,636432 -0,788700 1,083836 -14,8706*** -3,7413*** Erbringung von freiber., wissensch. und techn. Dienst‐ leistungen sowie Erbringung sonsti‐ ger wirtschaftlicher Dienstleistungen 2,392233 0,527618 -0,786700 1,006685 -9,3580*** -4,4414*** David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki 498 ZögU 43. Jg. 4/2020 E1 E2 E3 E4 BD-Test BD-Test #[0;0,01]  #[‐0,01;0]   σ(JÜ) σ(CF)   ρ(ΔPA,ΔCF) PACF   Variante A Variante B Managementtätig‐ keiten von sonst. Holdinggesell. so‐ wie Verwaltung und Führung von Unter‐ nehmen und Betrie‐ ben 2,143478 0,811204 -0,649800 1,149686 -5,9659*** -1,3445* Öffentliche Verw., Verteidigung und Sozialversicherung 1,786618 0,621335 -0,672300 1,012400 -6,1828*** -2,3630*** Gesundheits- und Sozialwesen 2,274221 0,650201 -0,658500 1,170721 -15,9408*** -7,2472*** Kunst, Unterhal‐ tung und Erholung 1,348203 0,845711 -0,519500 1,076352 -0,4640 0,8541 Übrige 2,199309 0,618928 -0,757900 1,035554 -9,7125*** -4,0134*** Quelle: FDZ der Statistischen Ämter des Bundes und der Länder, Jahresabschlüsse der kauf‐ männisch buchenden Extrahaushalte und der kaufmännisch buchenden sonstigen öffentlichen Fonds, Einrichtungen und Unternehmen, 1998-2014, eigene Berechnungen Nach Hypothese H4 wird vermutet, dass Bilanzpolitik aktiver von kommunalen Unternehmen mit einem höheren Verschuldungsgrad betrieben wird. Für alle Unternehmen wurde der Ver‐ schuldungsgrad als Verhältnis der Schulden (Rückstellungen und Verbindlichkeiten) zum Ei‐ genkapital berechnet. Hierbei ergeben die BD-Tests vollkommen unterschiedliche Resultate. Während bei Annahme eines linearen Häufigkeitsverlaufs (BD-TestA) in allen Quintilen statis‐ tisch signifikante Abweichungen vorliegen, kann dies für die Annahme der Nichtlinearität der Häufigkeitsverteilung (BD-TestB) in keinem Quintil bestätigt werden. Anhand der deskriptiven Werte nach Indikator E1 wird der Zusammenhang von Verschuldungsgrad und bilanzpoliti‐ schen Maßnahmen allerdings deutlich erkennbar: Die Verteilungsanomalie der Jahresergebnisse ist demnach bei höher verschuldeten Unternehmen deutlicher ausgeprägt und nimmt über die fünf Quintile stetig zu. Dies zeigt sich auch hinsichtlich der Ergebnisglättung: Je höher der Ver‐ schuldungsgrad, desto weniger schwankt das Jahresergebnis relativ zum Cashflow (E2), d.h. schwankende Cashflows werden mittels bilanzpolitischer Maßnahmen zu stärker homogenen Jahresergebnissen geglättet. Dies geschieht mittels gegenläufig gestalteter Periodenabgrenzun‐ gen, die den Veränderungen des Cashflows entgegenwirken (E3), und mit ansteigendem Ver‐ schuldungsgrad umso stärker. E4 leistet hinsichtlich Hypothese H4 keinen Beitrag zur Differen‐ zierung. In der Gesamtschau kann die Hypothese als bestätigt angesehen werden. Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen ZögU 43. Jg. 4/2020 499 Tabelle 5: Deskriptive Indikatoren E1-E4 und BD-Teststatistiken für kommunale Unternehmen nach Quintilen des Verschuldungsgrads; *** bezeichnet Signifikanz zum 1%-Niveau, ** be‐ zeichnet Signifikanz zum 5%-Niveau und * bezeichnet Signifikanz zum 10%-Niveau E1 E2 E3 E4 BD-Test BD-Test #[0;0,01]  #[‐0,01;0]   σ(JÜ) σ(CF)   ρ(ΔPA,ΔCF) PACF   Variante A Variante B Q1 [min; 43,14648] 1,57195 0,72118 -0,58890 1,04364 -2,8859*** 4,5862 Q2 [43,14648; 106,0787] 1,87623 0,59392 -0,65660 1,01217 -8,1435*** 4,4806 Q3 [106,0787; 203,7968] 1,90035 0,53548 -0,74550 1,00775 -9,5176*** 4,4117 Q4 [203,7968; 478,768] 2,03543 0,49895 -0,80760 0,99752 -14,2962*** 0,2850 Q5 [478,768; max] 2,23406 0,42106 -0,85900 1,00000 -17,4733*** 0,5267 Quelle: FDZ der Statistischen Ämter des Bundes und der Länder, Jahresabschlüsse der kauf‐ männisch buchenden Extrahaushalte und der kaufmännisch buchenden sonstigen öffentlichen Fonds, Einrichtungen und Unternehmen, 1998-2014, eigene Berechnungen Die letzte Hypothese H5 vermutet einen Unterschied im Ausmaß der aktiven Ergebnissteue‐ rung je nachdem, ob private Anteilseigner zum Kreis der Gesellschafter an einem kommunalen Unternehmen gehören oder nicht. Um Verzerrungen wegen verstärkter Vorselektion zu vermei‐ den, wird das Sample dabei beschränkt auf nur privatrechtliche Rechtsformen, da öffentlichrechtlich organisierte Unternehmen stets zu 100% in öffentlicher Hand sind. Anteile an den Un‐ ternehmen können nur bei privatrechtlichen Rechtsformen erworben werden (Papenfuß/ Reichard 2016). BD-Tests finden in den Subgruppen hinreichende Abweichung der empiri‐ schen von den erwarteten Häufigkeiten, so dass hier keine gesonderte Bewertung der Hypothe‐ se erfolgen kann. Indikator E1, welcher in gemischtwirtschaftlichen Unternehmen deutlich stär‐ ker ausgeprägt ist als bei reinen kommunalen Unternehmen lässt hingegen einen Unterschied vermuten. Die Beteiligung privatwirtschaftlicher Akteure ginge hiernach mit einer verstärkten Tendenz zu verlustvermeidender Bilanzpolitik einher. Dies scheint jedoch nicht für die ergeb‐ nisglättende Bilanzpolitik (E2 bis E4) zu gelten, wo sich abermals ein nicht insignifikantes Bild ergibt. Insofern kann H5 bezüglich aktiv durchgeführter Ergebnissteuerung bestätigt und bezüg‐ lich der Durchführung von Ergebnisglättung verworfen werden. David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki 500 ZögU 43. Jg. 4/2020 Tabelle 6: Deskriptive Indikatoren E1-E4 und BD-Teststatistiken für kommunale Unternehmen nach Öffentlichkeitsgrad; *** bezeichnet Signifikanz zum 1%-Niveau, ** bezeichnet Signifi‐ kanz zum 5%-Niveau und * bezeichnet Signifikanz zum 10%-Niveau E1 E2 E3 E4 BD-Test BD-Test #[0;0,01]  #[‐0,01;0]   σ(JÜ) σ(CF)   ρ(ΔPA,ΔCF) PACF   Variante A Variante B rein öffentlich 2,16423 0,594684 -0,7149 1,006806 -25.2933*** -8,4688*** privat-öffentlich 2,86611 0,564558 -0,6703 0,9726863 -20,8524*** -7,5708*** Quelle: FDZ der Statistischen Ämter des Bundes und der Länder, Jahresabschlüsse der kauf‐ männisch buchenden Extrahaushalte und der kaufmännisch buchenden sonstigen öffentlichen Fonds, Einrichtungen und Unternehmen, 1998-2014, eigene Berechnungen Fazit und Forschungsbedarf Kommunale Unternehmen erbringen einen wichtigen und tendenziell wachsenden Anteil der volkswirtschaftlichen Wertschöpfung, wurden aber von der empirischen Jahresabschlussfor‐ schung in der Vergangenheit bislang nur vergleichsweise selten betrachtet. Der vorliegende Beitrag versucht diese Forschungslücke für das Thema Bilanzpolitik zu schließen, indem zu‐ nächst die Anreize zur Ergebnissteuerung durch das Management theoretisch herausgearbeitet wurden. Hierzu wurde ein institutionenökonomischer Analyserahmen gewählt, mit Hilfe dessen gezeigt werden konnte, dass im Grundsatz auch für kommunale Unternehmen eine Ausnutzung bilanzpolitischer Spielräume durch das Management zu erwarten ist. Demnach bestehen ähn‐ lich wie in der Privatwirtschaft zwischen der Unternehmensleitung und den Stakeholdern Infor‐ mationsasymmetrien zulasten Letzterer, die dem Management diverse Spielräume zu opportu‐ nistischem Verhalten eröffnen. Untersucht wurden verschiedene Hypothesen zur Ausprägung der Bilanzpolitik in unterschied‐ lichen Gruppen von kommunalen Unternehmen. Die empirische Analyse umfasste Jahresab‐ schlussdaten von ca. 13.800 Unternehmen aus den Jahren 1998-2014. Eine Zusammenfassende Übersicht über die Ergebnisse ist Tabelle 7 zu entnehmen. Hiernach betreiben privatrechtliche Unternehmen stärkere verlustvermeidende Bilanzpolitik als öffentlich-rechtliche Unternehmen. Die größere Managementautonomie Ersterer begünstigt demnach möglicherweise bilanzpoliti‐ sche Aktivitäten. Für ergebnisglättende Bilanzpolitik finden sich im Vergleich privatrechtlicher mit öffentlich-rechtlichen Unternehmen hingegen keine Hinweise. Lediglich für die spezifische Rechtsform der Aktiengesellschaft finden sich klare Tendenzen hierzu. Darüber hinaus spielt die Größe des Unternehmens in der Analyse nur bedingt eine Rolle. Ver‐ lustvermeidende Bilanzpolitik wird hiernach besonders in großen aber auch in kleinen Unter‐ nehmen durchgeführt, während Ergebnisglättung eher in den mittelgroßen Unternehmen betrie‐ ben wird. Demgegenüber konnten deutliche Branchenunterschiede identifiziert werden. Starke Hinweise für sowohl verlustvermeidende als auch ergebnisglättende Bilanzpolitik konn‐ ten für die Branchen Elektrizitäts-, Gas- und Wärmeversorgung sowie Abfallbeseitigung gefun‐ VI. Bilanzpolitik in kommunalen Unternehmen ZögU 43. Jg. 4/2020 501 den werden. Die Branchen Öffentliche Verwaltung, Verteidigung und Sozialversicherung sowie Kunst, Unterhaltung und Erholung zeigten hingegen nur sehr geringe Hinweise. Möglicherwei‐ se lassen sich diese Unterschiede durch variierende Wettbewerbsintensitäten in den jeweiligen Branchen erklären. Die stärksten Tendenzen wurden bei der Untersuchung verschiedener Verschuldungsgrade ent‐ deckt. Je stärker verschuldet ein kommunales Unternehmen ist, desto mehr Bilanzpolitik be‐ treibt es. Die Bedeutung der Gläubiger als Stakeholder steigt mit zunehmender Verschuldung und demnach vermutlich auch die Wichtigkeit der Bilanzpolitik. Zuletzt finden sich auch Hinweise für stärkere Verlustvermeidung in gemischtwirtschaftlichen kommunalen Unternehmen im Vergleich zu Unternehmen, die ausschließlich öffentliche Eigner aufweisen. Da gemischtwirtschaftliche Unternehmen aus Sicht der Kreditgeber möglicherweise höhere Insolvenzrisiken aufweisen, könnte eine interessengeleitete Gestaltung der Jahresergeb‐ nisse wichtiger erscheinen. Tabelle 7: Zusammenfassende Übersicht über die Ergebnisse der empirischen Überprüfung der Hypothesen. Hypothese VerlustvermeidendeBilanzpolitik Ergebnisglättende Bilanzpolitik H1: Rechtsform – Mehr BP in privatrechtlichen ÖU Hypothese bestätigt. Kein eindeutiges Bild. Ergebnis‐ glättende BP nur bei Aktienge‐ sellschaften. H2: Größe – Mehr BP in größe‐ ren ÖU Kleine und große Unternehmen betreiben vergleichsweise inten‐ sive Verlustvermeidung. Mittelgroße Unternehmen betrei‐ ben vergleichsweise stärkere Er‐ gebnisglättungen. H3: Branche – Unterschiedlich starke BP in unterschiedlichen Branchen Hypothese bestätigt: Starke Hinweise in den Bran‐ chen: Elektrizitäts-, Gas- und Wärmeversorgung und Abfallbe‐ seitigung. Sehr geringe Hinweise für: Öf‐ fentliche Verwaltung, Verteidi‐ gung und Sozialversicherung; Kunst, Unterhaltung und Erho‐ lung. Hypothese bestätigt: Starke Hinweise in den Bran‐ chen: Elektrizitäts-, Gas- und Wärmeversorgung und Abfallbe‐ seitigung. Sehr geringe Hinweise für: Öf‐ fentliche Verwaltung, Verteidi‐ gung und Sozialversicherung; Kunst, Unterhaltung und Erho‐ lung. H4: Verschuldungsgrad – Mehr BP in stärker verschuldeten ÖU Hypothese bestätigt. Hypothese bestätigt. H5: Öffentlichkeitsgrad – Mehr BP in gemischtwirtschaftlichen ÖU Hypothese bestätigt. Hypothese nicht bestätigt. Die Ergebnisse der deskriptiven Analyse verweisen zugleich auf weiteren Forschungsbedarf: Zum einen gilt es, die hier jeweils getrennt auf Gruppenebene betrachteten Unternehmensei‐ genschaften (Rechtsform, Branche, Verschuldung etc.) in ein multivariates Modell zu integrie‐ ren, um die Einflussgrößen differenzierter beurteilen zu können. Das erscheint insofern heraus‐ fordernd, als die verwendeten Indikatoren für Bilanzpolitik zumeist nur auf Aggregate von Un‐ ternehmen anwendbar und nicht für einzelne Unternehmen als Beobachtungseinheit konzipiert David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki 502 ZögU 43. Jg. 4/2020 sind. Zum anderen sind auch zur Art und Richtung der Bilanzpolitik noch weitere Forschungen wünschenswert. Während in der empirischen Auswertung häufig Verteilungsanomalien der Jah‐ resergebnisse auftraten, die darauf hindeuten, dass Manager tendenziell Verluste vermeiden möchten, blieben die Indikatoren ergebnisverstetigender Bilanzpolitik häufig wenig signifikant oder unauffällig. Auch dieser Punkt bedarf einer tieferen theoretischen wie empirischen Unter‐ suchung, um den Umgang mit der externen Unternehmensrechnung in öffentlichen Unterneh‐ men besser zu verstehen. Abstract David Boll, Harry Müller und Marcus Sidki; Management in Municipal Enterprises earnings management; empirical financial statement analysis; institutional economics; micro data analysis; principal-agent-problems; public enterprises; Earnings management enables a company’s management to intentionally produce financial statements that present an overly positive view. It is made possible by exploiting informational advantages the management possesses vis-à-vis its stakeholders. While usually a subject of re‐ search in the private sector, this study analyses whether earnings management is a phenomenon that also exists in the case of municipally-owned enterprises. Based on financial statement data for all German municipal enterprises that apply commercial accounting between 1998 and 2014, four different descriptive measures as well as Burgstahler/Dichev's (1997) statistical test are calculated. Results show indications for earnings management in municipal enterprises es‐ pecially when they are organised by commercial law, or when lenders or private shareholders are more involved. Additionally, heterogeneous results for different sectors are found. Literaturverzeichnis Beaver, William H., Maureen F. McNichols und Karen K. Nelson (2007), An alternative interpretation of the dis‐ continuity in earnings distributions, in: Review of Accounting Studies, 12. Jg., S. 525–556. Bieg, Hartmut, Heinz Kußmaul und Gerd Waschbusch (2012), Externes Rechnungswesen, 6. 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Abstract

Earnings management enables a company’s management to intentionally produce financial statements that present an overly positive view. It is made possible by exploiting informational advantages the management possesses vis-à-vis its stakeholders. While usually a subject of research in the private sector, this study analyses whether earnings management is a phenomenon that also exists in the case of municipally-owned enterprises. Based on financial statement data for all German municipal enterprises that apply commercial accounting between 1998 and 2014, four different descriptive measures as well as Burgstahler/Dichev's (1997) statistical test are calculated. Results show indications for earnings management in municipal enterprises especially when they are organised by commercial law, or when lenders or private shareholders are more involved. Additionally, heterogeneous results for different sectors are found.

Zusammenfassung

Bilanzpolitik beschreibt die Möglichkeit der Geschäftsleitung eines Unternehmens, existierende Informationsvorteile gegenüber ihren Anspruchsgruppen auszunutzen. Sie dient der bewussten und zweckorientierten Einflussnahme innerhalb des gesetzlichen Rahmens auf einen Jahresabschluss in formaler und in inhaltlicher Hinsicht. Empirische Erkenntnisse hierzu liegen vor allem für die Privatwirtschaft vor. Die vorliegende Studie analysiert daher, ob Bilanzpolitik ein Phänomen ist, das ebenfalls in Unternehmen der öffentlichen Hand existiert. Basierend auf Jahresabschlussdaten aller kaufmännisch buchenden kommunalen Unternehmen in Deutschland zwischen 1998 und 2014 werden vier deskriptive Indikatoren sowie ein auf Burgstahler/ Dichev (1997) zurückgehendes statistisches Testverfahren kalkuliert. Die Ergebnisse zeigen, dass sich Hinweise auf Bilanzpolitik vor allem bei solchen kommunalen Unternehmen finden, die eine privatwirtschaftliche Rechtsform aufweisen oder einem zunehmenden Einfluss von Kreditgebern bzw. privatwirtschaftlichen Anteilseignern unterliegen. Außerdem zeigen sich heterogene Ergebnisse für unterschiedliche Branchen.

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Abstract

Journal for Public and Nonprofit Services is a multidisciplinary scientific journal. It provides information, discussions and documentations, and is furthermore the organ of the Federal Public Services - German Section of CEEP e. V.

The journal offers comprehensive information on the important area of public companies and provides a forum for practitioners and researchers. It is dedicated to federal, state, and local companies, mixed-economy companies, companies of trade unions, chambers, churches, political parties, foundations and associations, publicly committed companies, cooperative companies and, in particular, enterprises of the independent welfare work. The Journal is a forum for economic, political, and social scientists and legal scholars.

The publication of papers and short contributions are examined by a scientific anonymous review process that guarantees a consistently high quality of contributions.

Website: www.zoegu.nomos.de

Zusammenfassung

Die Zeitschrift für öffentliche und gemeinwirtschaftliche Unternehmen – ZögU (Journal for Public and Nonprofit Services) ist eine disziplinübergreifende wissenschaftliche Fachzeitschrift. Sie versteht sich als Informations-, Diskussions- und Dokumentationsschrift und ist zugleich Organ des Bundesverbandes Öffentliche Dienstleistungen – Deutsche Sektion des CEEP e. V. Die ZögU bietet umfassende Informationen über das wichtige Gebiet der öffentlichen und gemeinwirtschaftlichen Unternehmen und bietet ein Forum für Praktiker und Wissenschaftler.

Sie widmet sich Unternehmen des Bundes, der Länder und der Gemeinden, gemischtwirtschaftlichen Unternehmen, Unternehmen der Gewerkschaften, Kammern, Kirchen, Parteien, Stiftungen und Verbände, öffentlich gebundenen Unternehmen, genossenschaftlichen Unternehmen und insbesondere auch Unternehmen der Freien Wohlfahrtspflege. Die Zeitschrift bietet ein Forum, das für Wirtschafts-, Politik-, Sozial- und Rechtswissenschaftler gleichermaßen interessant ist.

Über die Veröffentlichung von Abhandlungen sowie der wissenschaftlichen Kurzbeiträge wird in einem anonymisierten Begutachtungsverfahren entschieden, das eine gleichbleibend hohe Qualität der Beiträge sicher stellt.

Homepage: www.zoegu.nomos.de