Europese bedrijven

Bauer e.a. (2004) gebruiken de Deminor governance ratings in 2000 en 2001 om 71 ondernemingen uit het Verenigd Koninkrijk in te delen in vier portefeuilles. Een strategie met een longpositie in de portefeuille met de beste governance rating en een shortpositie in de portefeuille met de laagste rating behaalde in de periode januari 1997 tot juli 2002 een jaarlijks buitengewoon rendement van 4.63% (niet significant). Voor de berekening hiervan gebruiken de auteurs het 4-factor model van Carhart (1997) en corrigeren ze voor sectorinvloeden. Ze vinden geen significante relatie tussen de Deminor-rating van bedrijven en Tobin‟s Q (vergelijking 5) in een Fama-MacBeth-regressie over de jaren 1996-2001 waarin de volgende controlevariabelen zijn opgenomen: totale activa; het aantal jaren dat de onderneming bestaat; het rendement op het eigen vermogen; en het rendement op het eigen vermogen van het jaar ervoor.

Alves en Mendes (2004) gebruiken data van drie vragenlijsten waarin Portugese bedrijven aangeven of ze voldoen aan 13 bepalingen uit de Portugese governance code. De referentiedata voor de vragenlijsten zijn (aantal respondenten): 31 december 1998 (60), 31 maart 2000 (44) en 31 maart

30

2001 (50). De auteurs gebruiken de som van alle bepalingen waaraan een onderneming voldoet (G) als indicator voor governance en onderzoeken daarnaast de bepalingen groepsgewijs. Daarvoor sluiten ze aan bij de vier groepen die de code beslaat: informatieverstrekking (G1); vertegenwoordiging van aandeelhouders en hun stemgedrag (G2); de invoering van interne regels die de best practices ondersteunen (G3); de structuur en werking van het bestuur (G4). Tabel 17 presenteert de gebruikte onderzoeksmethode en de resultaten.

Tabel 17 Alves en Mendes (2004)

1. De auteurs bereken eerst voor ieder bedrijf de buitengewone aandelenrendementen aan de hand van 4-factor model van Carhart (1997), uitgebreid met het januari-effect (Keim, 1983). De periode waarover ze de rendementen berekenen loopt van de referentiedatum van de vragenlijst tot de referentiedatum van de volgende vragenlijst. De periode na de laatste vragenlijst loopt tot 31 juli 2001. Opgemerkt dient te worden dat de onderzochte ondernemingen wellicht niet representatief zijn voor de totale Portugese markt, omdat niet iedere onderneming heeft gereageerd op de vragenlijsten. De auteurs geven hierover niets aan.

2. De onder 1. geschatte buitengewone rendementen gebruiken de auteurs als afhankelijke variabele in een regressie met als onafhankelijke variabelen één van de governance variabelen (G; G1; G2; G3 of G4) en de volgende controlevariabelen: het gemiddelde maandelijkse gewicht van marktkapitalisatie van het aandeel / totale marktkapitalisatie; book-to-market ratio; het cumulatieve rendement van het aandeel over de voorgaande 12-maanden en wel/niet opgenomen in de PSI20 index. Daarnaast schatten de onderzoekers bovenstaand model met als afhankelijke variabele niet-gecorrigeerde aandelenrendementen. Ze vinden in beide modellen geen significant effect voor G, G2 en G3. Het model met de niet-gecorrigeerde aandelenrendementen toont voor G1 een significante (1%) negatieve relatie en beide modellen tonen voor G4 een significante (1%) positieve relatie. De significante relatie kan zijn veroorzaakt door heteroskedasticiteit, omdat de auteurs nulhypothese in de White-test niet kunnen accepteren.

3. Om te achterhalen welke van de 13 bepalingen een relatie met buitengewone rendementen hebben, schatten ze de volgende vergelijkingen:

a) vier modellen met daarin een groep (bijv. G1), de bepalingen uit die groep en bovenstaande vier controlevariabelen. b) één model met daarin alle 13 bepalingen en de controlevariabelen

c) dertien modellen met daarin 1 bepaling en de controlevariabelen.

De significant variabelen uit bovenstaande regressies nemen de auteurs tezamen op in één regressie met de controlevariabelen. De White-test accepteert de nulhypothese van geen heteroskedasticiteit in een regressie waarin gebruik is gemaakt van buitengewone rendementen als afhankelijke variabele. Dat levert de volgende resultaten op (nummer van de bepaling in de governance code, teken coëfficiënt, significantieniveau):

- het bestuur communiceert het dividendbeleid (R4, -, 5%)

- er is een permanent een persoon/afdeling als aanspreekpunt voor investeerders (R7, -, niet)

- er zijn interne regels die erop gericht zijn om conflicten tussen bestuurleden efficiënt op te lossen (R10, -, 1%)

- het bestuur telt voldoende leden om effectief te besturen en bestuurders zitten in een beperkt aantal andere bestur en om effectieve controle uit te voeren over het dagelijkse management van de onderneming (R12, +, niet)

- de samenstelling van de Commissie voor belangrijke financiële beslissingen geeft een afspiegeling van de balans binnen het bestuur (R14, +, 5%)

Duitsland is een ander land uit de Europese Unie waarnaar onderzoek gedaan is. Het onderzoek van Drobetz e.a. (2004) vindt een positieve relatie tussen governance en aandeelhouderswaarde voor 91 Duitse ondernemingen. Ze stellen een goverance rating samen op basis van in februari 2002 verzonden vragenlijst die vijf gebieden beslaat: de plaats van corporate governance in de organisatie, de rechten van aandeelhouders, transparantie, bestuur en RvC en auditing. Tabel 18 toont de methodologie en resultaten, waarbij de opname van controlevariabelen in een OLS regressie de enige wijze is waarop de auteurs rekening houden met endogeniteit. Er is geen goede methode beschikbaar om voor endogeniteit te corrigeren, omdat ze in de dataconstructie veronderstellen dat de governance rating tussen 1998-2002 gelijk is.

31

Tabel 18 Drobetz e.a. (2004)

1. De governance rating, die is samengesteld door gelijkgewogen antwoorden op een vragenlijst, kan een waarde tussen 0 en 30 aannemen. Een strategie bestaande uit een longpositie in een gelijkgewogen portefeuille van bedrijven met een score van meer dan 21 en een shortpositie in een gelijkgewogen portefeuille van bedrijven met een rating minder dan 18, levert tussen 1 januari 1998 en 1 maart 2002 een significant (5%) buitengewoon rendement van 16,4% per jaar op. Voor de berekening gebruiken de auteurs maandelijkse aandelenkoersen in het Fama en French (1993)-model.

2. Een cross-sectionele regressie die is afgeleid van het Fama en Macbeth (1973) model. De auteurs schatten in de eerste regressie de beta‟s door gebruik van maandelijkse rendementen in de periode 1 januari 1998 - 1 maart 2002 en schatten vervolgens de cross-sectionele regressie met daarin het gemiddelde buitengewone rendement als afhankelijke variabele en de beta uit de eerste regressie en de governance rating als onafhankelijke variabelen. In dit model is de coëfficiënt van beta negatief en die van de governance rating positief, wat beiden niet overeenkomt met de theoretische verwachting. De auteurs geven twee verklaringen voor de significant (1%) positieve relatie tussen de rating en het buitengewone rendement: - aan het begin van de onderzoeksperiode konden investeerders de omvang van de agency kosten nog niet goed inschatten - activistische aandeelhouders nemen tijdens de onderzoeksperiode een aandelenbelang in de onderneming om er later voor te zorgen dat de governance van het bedrijf

3. De auteurs gebruiken Tobin‟s Q (de definitie is vergelijkbaar met vergelijking 5. Het enige verschil is het ontbreken van de latente belastingen) en de market-to-book ratio (vergelijking 1) als afhankelijke variabele in twee OLS regressies met de controlevariabelen het natuurlijk logartime van de totale activa eind 2001, het gemiddelde van de jaarlijkse groeiratio‟s van (de omzet en totale activa) en verwachte winsten per aandeel in de periode 1 januari 1998 tot 1 maart 2002, het aantal jaren dat de onderneming is genoteerd aan de Duitse beurs, de leverage eind 2001 en dummyvariabelen voor notering aan de DAX30 of NEMAX-50 en de sector. Beide regressies geven een significante (5%) positieve coëfficiënt voor de governance rating.

Het onderzoek van Goncharov e.a. (2006) bestudeert het aantal afwijkingen van de Duitse corporate governance code voor 61 niet-financiële bedrijven in 2002 en 2003. Om te corrigeren voor endogeniteit schatten ze wel in twee stappen, maar gebruiken een iets andere techniek dan voorgaande onderzoekers (tabel 19). Uit het onderzoek blijkt dat bedrijven die van minder best practices afwijken dan de mediaan, significant hogere aandelenkoersen (5%) en aandelenrendementen (1%) hebben. Het verschil in de aandelenkoers tussen de groepen die boven/ onder de mediaan zitten bedraagt per onderneming gemiddeld 3,227 euro.

Tabel 19 Onderzoeksmethode Goncharov e.a. (2006)

De auteurs hanteren de volgende procedure om de invloed van governance op aandelenkoersen en rendementen te meten: 1. De te onderzoeken governance variabele CG neemt de waarde 1 (0) aan als het aantal afwijkingen van best practices, waarover Duitse ondernemingen verplicht moeten rapporteren, minder (meer) is dan de mediaan.

2. In de eerste stap van het model gebruiken de auteurs de variabele CG als afhankelijke variabele in een maximum likelihood-regressie. De volgende governance variabelen waarvan de auteur verwacht dat ze de mate van naleving van de code bepalen, zijn als onafhankelijke variabelen in de regressie geschat: percentage v.d. aandelen gehouden door banken; percentage v.d. aandelen gehouden door de drie grootste aandeelhouders; percentage v.d. aandelen dat vrij verhandelbaar is; leverage; natuurlijk logaritme van het aantal leden van de RvC; percentage van de RvC dat bestaat uit vertegenwoordigers van de vakbond; natuurlijk logaritme van het totale beloningspakket per persoon; wel/niet opgenomen in de top100 niet-financiële multinationals; wel/geen indicatie van overnameactiviteit en het natuurlijk logartime van de totale activa. 3. De schattingen worden gebruikt om voor elke observatie de inverse Mills ratio te berekenen.

4. De tweede stap van het model voeren de auteurs voor zowel de aandelenkoers als het aandelenrendement uit:

a) Een OLS regressie met als afhankelijke variabele de aandelenkoers 6 maanden na de balansdatum geeft de volgende resultaten (significantieniveau, teken coëfficiënt) voor de onafhankelijke variabelen: de inverse Mills ratio (niet, negatief), de variabele CG (5%, positief), de winst per aandeel (1%, positief) en de boekwaarde van het eigen vermogen per aandeel ( 1%, negatief).

b) Een OLS regressie met als afhankelijke variabele het aandelenrendement over een periode van 1 jaar startend 6 maanden na de balansdatum geeft de volgende resultaten (significantieniveau, teken coëfficiënt) voor de onafhankelijke variabelen:

32

de inverse Mills ratio (1%, negatief), de variabele CG (1%, positief), de winst per aandeel (1%, positief) en de verandering in de winst per aandeel (niet, negatief).

5. De schattingen onder 4a en 4b maken het mogelijk om het gemiddelde prijsverschil (3,227 euro) en het gemiddelde rendementsverschil (10,3 procentpunten) tussen bedrijven met een CG-score van 1 en bedrijven met een CG-score van 0 te bepalen.

Beiner et al (2006) meten governance door gebruik te maken van de antwoorden op een vragenlijst die best practices uit de Zwitserse governance code bevat. De vragen beslaan vijf categorieën; de plaats van governance in het bedrijf, de rechten van aandeelhouders, transparantie, managers en toezichthouders in een one-tier bestuur en verslaggeving / auditing. Tussen mei en juli 2003 gaven 109 Zwitserse bedrijven voor iedere best practice op een schaal van 1 tot 5 aan in hoeverre de bepaling geaccepteerd is binnen het bedrijf. Door de som van alle antwoorden te nemen berekenen de auteurs de governance index.

Naast de index onderzoeken de auteurs de volgende variabelen op als indicatie voor diverse governance mechanismen: het stemrecht van de grootste aandeelhouder, het stemrecht van alle externe partijen met een belang groter dan 5 %, het aantal leden van het one-tier bestuur, leverage en het percentage „outsiders‟ in het bestuur. Door het gemiddelde en de mediaan van deze variabelen voor de groep respondenten en respondenten te vergelijken, concludeerden de onderzoekers dat niet-respons de onderzoeksmethode niet beïnvloedde. Tabel 20 toont de resultaten van het model van een OLS regressie. Om rekening te houden met endogeniteit schatten de auteurs daarnaast een systeem van zeven simultane vergelijkingen met 3SLS en tonen een significant (1%) verband tussen de governance index en Tobin‟s Q. Tabel 21 geeft de door hen gebruikte methodologie, schattingen en uitkomsten van geldigheidstesten van de instrumentele regressie.

Tabel 20 Resultaten OLS regressie

Variabele Gevonden verband Significantie-niveau I Significantie-niveau II Governance index + 5 % 5 %

Stemrecht van de grootste aandeelhouder - Niet niet

Stemrecht van alle externe partijen met een belang groter dan 5 % - Niet niet

Het aantal leden van het one-tier bestuur + 10 % 5 %

Leverage - Niet niet

Percentage „outsiders‟ in het bestuur - Niet niet

Percentage aandelen gehouden door bestuurders* + 5%

Kwadraat van het percentage aandelen gehouden door bestuurders* - 5%

Beiner e.a. (2006) schatten de OLS-vergelijking met als afhankelijke variabele Tobin‟s Q en onafhankelijke variabelen één of alle governance variabelen uit de linkerkolom hierboven en de volgende controlevariabelen: ln (totale activa); gemiddelde jaarlijkse groei van de omzet over de voorgaande drie jaar; winst uit operationele activiteiten / totale activa; beta van de maandelijkse aandelenkoersen en dummievariabelen voor de sector.

De kolom „Significantieniveau I‟ bevat de resultaten van een regressie waarin de betreffende goverannce variabele als enige onafhankelijke governance variabele is opgenomen.

33

De kolom „Significantieniveau II‟ bevat de resultaten van een regressie waarin alle goverannce variabelen uit de tabel als onafhankelijke variabelen zijn opgenomen. In deze regressie is de variabele „het (kwadraat van het) percentage aandelen gehouden door bestuurders‟ niet opgenomen, omdat een aantal bestuurders in Zwitserland ook de grootste aandeelhouder is. Als er in de laatste twee kolommen „niet‟ is opgenomen, dan is de betreffende variabele na een tweezijdige test niet significant op het 10 % niveau.

* Er is eerst een positieve relatie tussen aandelenbezit van managers en Tobin‟s Q, maar als het management een bepaald percentage van de aandelen bezit, dan slaat dit om in een negatieve relatie. Als verklaring geven de auteurs dat een manager zijn eigen beloning kan bepalen als hij een groot percentage van de aandelen bezit.

Tabel 21 Resultaten 3SLS regressie

Variabele Gevonden

verband

Significantie-niveau

Governance index + 1 %

Stemrecht van de grootste aandeelhouder - Niet

Stemrecht van alle externe partijen met een belang groter dan 5 % + Niet

Het aantal leden van het one-tier bestuur + 1 %

Leverage + 10 %

Percentage „outsiders‟ in het bestuur - Niet

Beiner e.a. (2006) schatten onderstaand model van zeven vergelijkingen met 3SLS. Ieder van de bovenstaande 6 governance variabelen is in een aparte vergelijking als afhankelijke opgenomen en in de zevende vergelijking is dat Tobin‟s Q. In de tabel hierboven zijn de uitkomsten van de zevende vergelijking gegeven. Als er in de laatste kolom „niet‟ is opgenomen, dan is de betreffende variabele na een tweezijdige test niet significant op het 10 % niveau.

1. Governance index = f1( de overige vijf bovenstaande governance variabelen, Tobin‟s Q, ln (totale activa), gemiddelde

jaarlijkse groei van de omzet over de voorgaande drie jaar, winst uit operationele activiteiten / totale activa, immateriële activa / totale activa, wel/niet opgenomen in de Swiss Market Index, dummievariabelen voor de sector, foutterm)

2. Stemrecht van de grootste aandeelhouder = f1( de overige vijf bovenstaande governance variabelen, Tobin‟s Q,

standaarddeviatie maandelijkse aandelenkoersen, ln (totale activa), gemiddelde jaarlijkse groei van de omzet over de voorgaande drie jaar, ln (aantal jaren dat het bedrijf bestaat), wel/niet meerdere soorten aandelen, huidige CEO is wel/niet oprichter van de onderneming, dummievariabelen voor de sector, foutterm)

3. Stemrecht van alle externe partijen met een belang groter dan 5 % = f1( de overige vijf bovenstaande governance

variabelen, Tobin‟s Q, standaarddeviatie maandelijkse aandelenkoersen, ln (totale activa), gemiddelde jaarlijkse groei van de omzet over de voorgaande drie jaar, immateriële activa / totale activa, wel/niet meerdere soorten aandelen, aantal externe partijen met een belang groter dan 5%, dummievariabelen voor de sector, foutterm)

4. Het aantal leden van het one-tier bestuur = f1( de overige vijf bovenstaande governance variabelen, Tobin‟s Q, ln (totale

activa), wel/geen dividend uitbetaald in 2002, winst uit operationele activiteiten / totale activa, dummievariabelen voor de sector, foutterm)

5. Leverage = f₁( de overige vijf bovenstaande governance variabelen, Tobin‟s Q, ln (totale activa), ln (aantal jaren dat het

bedrijf bestaat), wel/geen dividend uitbetaald in 2002, gemiddelde jaarlijkse groei van de omzet over de voorgaande drie jaar, winst uit operationele activiteiten / totale activa, dummievariabelen voor de sector, foutterm)

6. Percentage „outsiders‟ in het bestuur = f1( de overige vijf bovenstaande governance variabelen, Tobin‟s Q, CEO is wel/niet

voorzitter van het one-tier bestuur, belang van de staat als aandeelhouder is wel/niet groter dan 5 %, huidige CEO is wel/niet oprichter van de onderneming, gemiddelde jaarlijkse groei van de omzet over de voorgaande drie jaar, winst uit operation ele activiteiten / totale activa, dummievariabelen voor de sector, foutterm)

7. Tobin‟s Q = f₁( de overige vijf bovenstaande governance variabelen, ln (totale activa), gemiddelde jaarlijkse groei van de

omzet over de voorgaande drie jaar, winst uit operationele activiteiten / totale activa, beta van de maandelijkse aandelenkoersen en een dummievariabelen voor de sector, foutterm)

De Sargan (1964) misspecificatie test kan de nulhypothese van geldige instrumenten niet verwerpen op 10 %-niveau voor vergelijkingen 1-6. Voor vergelijking 7 is dit wel het geval op 10 %, maar niet op 1%. De Hausman (1978) test verwerpt de nulhypothese van een correcte specificatie van het systeem van vergelijkingen niet op het 10%-niveau.

* Er is eerst een positieve relatie tussen aandelenbezit van managers en Tobin‟s Q, maar als het management een bepaald percentage van de aandelen bezit, dan slaat dit om in een negatieve relatie. Als verklaring geven de auteurs dat een manager zijn eigen beloning kan bepalen als hij een groot percentage van de aandelen bezit.

Renders en Gaeremynck (2006) wijzen erop dat het niet alleen belangrijk is om te corrigeren voor endogeniteit, maar ook voor „sample selection bias‟. Dit probleem ontstaat doordat de meeste studies

34

alleen grote bedrijven uit de belangrijkste indices gebruiken. De auteurs tonen aan dat het „sample selection bias‟ ertoe leidt dat de coëfficiënten van governance variabelen of indices worden onderschat. Ze geven aan dat voor dit „bias‟ als volgt kan worden gecorrigeerd:

1. Schat eerst de kans dat een onderneming in het onderzoek is opgenomen als functie van een aantal variabelen dat model staat voor de selectiecriteria (bijv. marktkapitalisatie).

2. Schat vanuit het model onder 1. de inverse Mills ratio

3. Gebruik de inverse Mills ratio in het normale regressiemodel.

In document Corporate governance en aandeelhouderswaarde Is er een significante positieve relatie? (pagina 30-35)