abl-13
Dieses Dokument ist Teil der Anfrage „Amtsblätter bis 2018“
A
Amtsblatt der Bundesnetzagentur
1452
für Elektrizität, Gas, Telekommunikation, Post und Eisenbahnen
– Regulierung, Energie – |
13 2008
21
Standard-
0.21 0.22 0.12 0.14 0.13 0.09 0.12 0.13 0.11 0.09 0.11 0.11
abweichung
Unternehmen
mit anderen Mittel 3 Mittel 5
Aktivitäten Jahre Jahre
1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
neben dem (2006- (2004-
Netzbetrieb 2008) 2008)
(insgesamt 11)
Mittelwert 0.34 0.31 0.22 0.27 0.29 0.35 0.43 0.57 0.56 0.54 0.56 0.49
Median 0.28 0.23 0.16 0.21 0.31 0.38 0.47 0.54 0.48 0.56 0.53 0.49
Standard-
0.23 0.19 0.17 0.17 0.17 0.18 0.21 0.31 0.23 0.18 0.24 0.22
abweichung
F-Test ** 88.7% 69.9% 32.6% 61.3% 46.3% 2.5% 6.3% 1.0% 1.9% 3.5%
t-Test** 85.1% 70.4% 22.4% 88.0% 35.9% 28.9% 94.8% 22.3% 8.5% 1.1%
* Transener, Terna, Red Electrica, National Grid, Australian Pipeline Trust, Envestra, Snam Rete Gas, Enagas, At-
lanta Gas Light, Atmos Energy
**Irrtumswahrscheinlichkeit
Quelle: Frontier (2008), S.29.
Aus den zuvor genannten Gründen werden 11 Unternehmen, die neben dem Netzgeschäft auch
signifikante Umsätze bzw. Erträge aus weiteren Aktivitäten beziehen, aus der ursprünglichen
Stichprobe ausgeschlossen. Diese Vorgehensweise wird durch qualitative Überlegungen ge-
stützt. Die Entwicklungen der energiewirtschaftlichen Rahmenbedingungen in der jüngsten Zeit
(z.B. Ölpreisanstieg oder die Einführung des CO2 Handels) haben das Risiko von Energieunter-
nehmen außerhalb des Netzbetriebs ansteigen lassen. Daher ist davon auszugehen, dass das
Risiko in diesen Sektoren deutlich über dem üblichen Risiko von reinen Netzbetreibern liegt. Bei
vertikal integrierten Unternehmen ist daher anzunehmen, dass die aus den historischen Daten
ermittelten Risikofaktoren für Netzbetreiber mit anderen Aktivitäten einem Risiko entsprechen,
das signifikant über dem eines reinen Netzbetreibers liegt. Zu einer ähnlichen Einschätzung
kommen auch NERA in ihrem Gutachten für den BDEW33 und KEMA in ihrem Gutachten für den
VKU.34
Zusätzlich wurden diese quantitativen Tests35 auch für Unternehmen in unterschiedlichen Regu-
lierungssystemen angewendet, um zu prüfen, ob es Anhaltspunkte dafür gibt, dass signifikante
Unterschiede in den Risikofaktoren für Unternehmen unter einer Anreiz- bzw. einer Kostenregu-
lierung existieren. Für 2008 liegen die Werte für die Irrtumswahrscheinlichkeit für den F-Test bei
31,7% und für den t-Test bei 73,2%. Beide Werte liegen oberhalb von 5%, so dass es aus die-
sem Grund dafür spricht auch Unternehmen in die Stichprobe einzubeziehen, die nicht einer
Anreizregulierung unterliegen. Dies hat letztlich auch zur Folge, dass die betrachtete Stichprobe
zur Ermittlung des Risikofaktors größer wird und damit die empirische Belastbarkeit der ge-
schätzten Risikofaktoren steigt.
33
Vgl. NERA (2008), S. 31
34
Vgl. KEMA (2008), S. 46
35
Zu den graphischen Analysen siehe Frontier (2008), S.68.
Bonn, 16. Juli 2008
A
Amtsblatt der Bundesnetzagentur
|
13 2008
für Elektrizität, Gas, Telekommunikation, Post und Eisenbahnen
– Regulierung, Energie – 1453
22
Tabelle 3 Auswertung der engeren Teilstichprobe für Anreiz- und Kostenregulierung
Mittel 3 Mittel 5
Anreizregulie-
Jahre Jahre
rung (insge- 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
(2006- (2004-
samt 5)
2008) 2008)
Mittelwert 0.34 0.38 0.32 0.16 0.20 0.25 0.37 0.37 0.41 0.36 0.38 0.35
Median 0.34 0.38 0.32 0.15 0.18 0.28 0.38 0.35 0.43 0.37 0.38 0.36
Standard-
0.38 0.43 0.26 0.13 0.09 0.08 0.11 0.07 0.09 0.07 0.07 0.08
abweichung
Mittel 3 Mittel 5
Kostenregul-
Jahre Jahre
ierung (insge- 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
(2006- (2004-
samt 7)
2008) 2008)
Mittelwert 0.30 0.34 0.30 0.33 0.26 0.30 0.47 0.50 0.43 0.38 0.43 0.42
Median 0.23 0.28 0.29 0.32 0.22 0.32 0.52 0.48 0.46 0.39 0.44 0.43
Standard-
0.12 0.15 0.06 0.10 0.15 0.09 0.11 0.15 0.12 0.11 0.13 0.11
abweichung
F-Test* 17.1% 9.3% 2.5% 64.8% 44.0% 96.7% 90.9% 15.5% 60.0% 31.7%
t-Test* 91.5% 91.8% 95.4% 6.8% 46.6% 35.5% 15.1% 7.7% 70.9% 73.2%
*Irrtumswahrscheinlichkeit
Quelle: Frontier (2008), S. 68-69.
Auf Grundlage dieser Vorüberlegungen kommen nur ausländische börsennotierte reine Netz-
betreiber als Referenzunternehmen in Frage. Nationale börsennotierte Energieversorgungsun-
ternehmen werden dagegen nicht berücksichtigt, da deren Geschäftstätigkeit sich hauptsächlich
auf die gesamte energiewirtschaftliche Wertschöpfungskette erstreckt und deren Risikofaktor
daher - wie ausgeführt - ein Risiko über alle Geschäftbereiche widerspiegelt. Die gleiche Über-
legung gilt auch für den nationalen Branchenindex Prime Utilities der Deutschen Börse AG, da
dieser sich aus den börsennotierten nationalen Energieversorgungsunternehmen zusammen-
setzt.
Betrachtungszeitraum
Die Berechnung der Risikofaktoren erfolgt anhand einer Regressionsanalyse.36 Hierfür wird die
Methodik der Kleinsten Quadrate37 zu Grunde gelegt. Die dazu gehörige Regressionsgleichung
lautet:
36
Die Regressionsanalyse ist ein statistisches Analyseverfahren. Ziel ist es, Beziehungen zwischen einer
abhängigen und einer oder mehreren unabhängigen Variablen festzustellen. Zur Wiedergabe der Abhän-
gigkeit zwischen zwei Variablen wird zweckmäßigerweise zunächst ein Streuungsdiagramm erstellt. Häu-
fig lässt sich daraus bereits ersehen, ob überhaupt eine Abhängigkeit vorliegt und welcher Art die Funkti-
on, die so genannte Regressionsfunktion, sein könnte. Die Regressionsanalyse stellt die Bestimmung
mathematischer Funktionen zur Beschreibung der Form des Zusammenhangs dar.
Bonn, 16. Juli 2008
A
Amtsblatt der Bundesnetzagentur
1454
für Elektrizität, Gas, Telekommunikation, Post und Eisenbahnen
– Regulierung, Energie – |
13 2008
23
Rit D i E i Rmt ei ,
wobei es sich bei Rit um die Rendite der Aktie i in Periode t handelt, Rmt die Marktrendite in Pe-
riode t darstellt und ei der Vorhersagefehler ist, d.h. die nicht erklärte Abweichung des Beobach-
tungswertes von dem entsprechenden Schätzwert. Bei D i handelt es sich um eine Konstante,
die die indexunabhängige oder unsystematische Rendite der Aktie i darstellt und auch im Rah-
men der Regression geschätzt werden muss. Für die Schätzung des Risikofaktors wird auf ei-
nen Betrachtungszeitraum von einem Jahr zurückgegriffen (7. April 2007 – 7. April 2008). Dies
ist erforderlich, um die verzerrenden Effekte von Strukturbrüchen, die bei einer längerfristigen
Betrachtung notwendigerweise auftreten, zu vermeiden und die aktuelle Risikostruktur der Netz-
betreiber abbilden zu können. Ergänzend wird eine Entwicklung über drei und fünf Jahre be-
trachtet, wobei wiederum Risikofaktoren für die einzelnen Jahre ermittelt und dann jeweils ein
Mittelwert über die sich daraus ergebenden Werte berechnet werden. Durch das Abstellen auf
einzelne Jahre wird die jährliche Entwicklung der Risikostruktur im Zeitablauf erfasst. Zudem
wird dadurch die Konsistenz zum Betrachtungszeitraum von einem Jahr bewahrt. Anders als bei
der Marktrisikoprämie geht es bei der Ermittlung des Risikofaktors gerade darum, das aktuelle
Risiko der betrachteten Referenzunternehmen zu ermitteln. Entsprechend ist auf möglichst kur-
ze Zeiträume zurück zu greifen, die so dicht wie möglich am Stichpunkt der Betrachtung liegen.
Die ergänzende Betrachtung über die Zeiträume von drei und fünf Jahren wird daher hier nur
durchgeführt, um eine Stabilität der Risikofaktoren im Zeitablauf, insbesondere mit Blick auf die
Geltungsdauer der Regulierungsperiode zu gewährleisten.
Die Beschlusskammer sieht keine Notwendigkeit für einen über 5 Jahre hinausgehenden Be-
trachtungszeitraum. Gegen einen über fünf Jahre hinausgehenden Betrachtungszeitraum spricht
zunächst die mangelhafte Datenverfügbarkeit, denn die Regulierung und Entflechtung des Netz-
betriebs ist historisch betrachtet ein sehr junges Phänomen. Für die Heranziehung eines einjäh-
rigen Betrachtungszeitraums sprechen die modelltheoretischen Annahmen des CAPM, da dem
CAPM grundsätzlich ein einperiodiger Betrachtungszeitraum zu Grunde liegt. Die Beschluss-
kammer sieht hierin die Möglichkeit aktuelle Verhältnisse auf den internationalen Kapitalmärkten
und die aktuelle Bewertung von Netzbetreibern auf diesen Märkten abzubilden. Zudem ist nach
Auffassung der Beschlusskammer eine Betrachtung über einen Zeitraum von drei bis fünf Jah-
ren geeignet, um neben der bereits genannten Stabilität zusätzlich die Dauer einer Regulie-
rungsperiode zu erfassen. Innerhalb der Vorgehensweise der Beschlusskammer wird der aktu-
ellste Wert für den letzten betrachteten einjährigen Zeitraum durch die Mittelwertbildung stärker
gewichtet. Durch diese Mittelwertbildung wird den aktuellen Verhältnissen auf Kapitalmärkten
bzw. der aktuellen Bewertung von Netzbetreibern auf diesen Märkten in angemessener Weise
verstärkt Rechnung getragen.
Für die Wahl des Zeitfensters zur Ableitung des Risikofaktors sind weiterhin zwei gegenläufige
Aspekte zu berücksichtigen. Einerseits kann eine Minimierung des Standardfehlers38 der Schät-
zung durch eine möglichst große Anzahl von Beobachtungen erreicht werden, was für eine lan-
ge Betrachtungsperiode sprechen würde. Andererseits hat durch die Schwankungsanfälligkeit
des Risikofaktors die Festlegung des Betrachtungszeitraumes deutliche Auswirkungen auf die
Ergebnisse der Ermittlung des Risikofaktors, so dass kurze Betrachtungszeiträume vorzuziehen
sind. Aufgrund sich ändernder Risikostrukturen variieren das Risiko und damit der Risikofaktor
37
Die Methode der Kleinsten Quadrate (Ordinary Least Square, OLS) ist eine Schätzmethode in der Reg-
ressionsanalyse. Dabei werden die Parameter der Regressionsgerade so gewählt, dass die Summe der
quadrierten Vorhersagefehler, d.h. die Abweichung von beobachteten und durch die Regression vorher-
gesagten Wertepaaren, minimiert wird. Für weitere Ausführung zur Regressionsanalyse siehe z.B. Gree-
ne, „Econometric Analysis“, Simon & Schuster, New York, 2008, 6. Auflage.
38
Der Standardfehler ist ein Streuungsmaß für eine Stichprobenverteilung. Der Standardfehler des Stich-
proben-Mittelwertes ist definiert als der Quotient aus der Standardabweichung und der Wurzel des Stich-
probenumfangs. Er gibt die Streuung des Stichproben-Mittelwerte von gleichgroßen, zufällig aus einer
Grundgesamtheit gezogenen Stichproben um den wahren Grundgesamtheitsmittelwert an.
Bonn, 16. Juli 2008
A
Amtsblatt der Bundesnetzagentur
|
13 2008
für Elektrizität, Gas, Telekommunikation, Post und Eisenbahnen
– Regulierung, Energie – 1455
24
über die Zeit. Eine Korrektur für Struktureffekte ist zwar prinzipiell möglich, allerdings sind die
Verfahren in der Praxis kaum verbreitet. Um derartige Änderungen in den historischen Risiko-
verhältnissen im Hinblick auf eine in die Zukunft gerichtete Aussage identifizieren und darstellen
zu können, ist ein möglichst kurzer Betrachtungszeitraum zu wählen. Um die ermittelten spezifi-
schen Risikofaktoren vergleichen zu können, sind diese aus Konsistenzgründen über die glei-
chen oder zumindest ähnlichen Zeiträume zu ermitteln. Da aber für unterschiedliche Unterneh-
men häufig verschieden lange Zeitreihen vorliegen, ist standardmäßig ein kurzer Betrachtungs-
zeitraum innerhalb des Überlappungsbereiches aller vorliegenden Zeitreihen zu verwenden.
Datenfrequenz
Um eine ausreichende Anzahl an Werten für eine verlässliche Schätzung zu erhalten, wird zur
Ermittlung des Risikofaktors innerhalb des Betrachtungszeitraums auf tägliche Daten abgestellt,
so dass man auf ein Jahr bezogen ca. 250 Renditewerte erhält.
Prinzipiell besteht die Möglichkeit einer Berechnung des Risikofaktors auf Basis von täglichen,
wöchentlichen oder monatlichen Börsendaten. Die Verwendung von tagesgenauen Daten bietet
bei der Bestimmung des Risikofaktors die größte Genauigkeit. Der Vorteil liegt hierbei vor allem
in einer großen Stichprobe, wodurch eine hohe Robustheit der Schätzergebnisse erreicht wird.
Insbesondere der theoretischen Möglichkeit, dass bei vergleichsweise illiquide gehandelten Un-
ternehmen die Kurse den allgemeinen Marktentwicklungen vorauseilen bzw. hinterherlaufen und
es damit tendenziell zu einer Unter- bzw. Überschätzung des Wertes für den Risikofaktor kom-
men kann, wird durch die Berücksichtigung der Handelsliquidität bei der Wahl der Vergleichsun-
ternehmen entgegengewirkt. Zusätzlich werden die geschätzten Risikofaktoren mit Hilfe statisti-
scher Methoden angepasst, sollte die Qualität der Schätzung durch die hohe Datenfrequenz von
Tagesdaten beeinflusst sein (s. hierzu unten „Anpassung der geschätzten Risikofaktoren“).
Durch die Verwendung von Wochendaten könnten die bei Tagesdaten potentiell auftretenden
Einflüsse durch verzögerte Kursanpassungen zumindest bis zu einem gewissen Grad gesenkt
werden. Allerdings kann es bei der Verwendung wöchentlicher Daten zu Verzerrungen aufgrund
von Stichtagseffekten kommen. Hierbei sind die Schätzwerte für den Risikofaktor von der Wahl
des Wochentages beeinflusst, der als repräsentativer Tag für die Woche ausgewählt wird. Da
die Ermittlung des Risikofaktors stark von dem gewählten Wochentag bestimmt wird, besteht bei
einer wöchentlichen Datenfrequenz prinzipiell das Risiko einer Über- bzw. Unterschätzung des
Risikofaktors. Dieses Problem könnte man umgehen, indem der Tag für die Analyse zufällig
bestimmt wird oder ein Schätzwert für Durchschnittswerte des Risikofaktors für verschiedene
Starttage ermittelt wird. Ein derartiges Vorgehen erfordert aber den gleichen Bedarf an Primär-
daten wie bei der Verwendung von Tagesdaten, so dass sich demgegenüber kein weiterer Vor-
teil ergibt.
Ein wesentlicher Nachteil der Verwendung von Wochendaten ist die geringere Anzahl von Da-
tenpunkten im gleichen Betrachtungszeitraum (ca. 50 Renditewerte pro Jahr). Zwar ist die Ver-
wendung längerer Zeitreihen, also die Betrachtung mehrerer Jahre, möglich, die Aktualität der
Daten sinkt allerdings und die Schätzung wird in Bezug auf die Identifikation von Strukturbrü-
chen zunehmend unschärfer. Wie ausgeführt, sollte der Betrachtungszeitraum zur Bestimmung
des aktuellen Risikos allerdings relativ kurz sein, so dass auch vor diesem Hintergrund die Ver-
wendung von Wochendaten als nicht sachgerecht anzusehen ist.
Die Verwendung von Monatsdaten hat zwar auch den Vorteil einer Reduzierung der bei Tages-
daten potentiell auftretenden verzögerten Kursanpassung, ohne diese aber vollständig aus-
schließen zu können. Zusätzlich können auf Basis einer monatlichen Betrachtung die Auswir-
kungen von marktrelevanten Informationen auf den Aktienkurs nahezu vollständig erfasst wer-
den, ohne dass kurzfristige Schwankungen im Kurs diese verzerren. Der Nachteil der Verwen-
dung von Monatsdaten liegt vor allem in der mangelnden Robustheit der Analysen des Risiko-
faktors, insbesondere bei kurzen Betrachtungszeiträumen. Daneben besteht prinzipiell die glei-
che Stichtagsproblematik wie bei Wochendaten, und die Anzahl der verfügbaren Datenpunkte
wird im Vergleich zu Tagesdaten noch einmal weiter reduziert.
Bonn, 16. Juli 2008
A
Amtsblatt der Bundesnetzagentur
1456
für Elektrizität, Gas, Telekommunikation, Post und Eisenbahnen
– Regulierung, Energie – |
13 2008
25
Referenzindex
Als Referenzindex für die Rendite der Marktentwicklung wird auf den jeweils verfügbaren Index
mit einer möglichst breiten Diversifizierung der Anlagealternativen zurückgegriffen. Der Refe-
renzindex erfasst also eine möglichst große Zahl an Anlagemöglichkeiten, um die am Markt ver-
fügbaren Investitionsmöglichkeiten umfassend abzubilden und damit den Anforderungen der
Bestimmung des Risikofaktors besser gerecht zu werden. Für die ausländischen Märkte wird
daher für die jeweiligen Referenzindizes auf die landesüblichen Indizes mit einem hohen Diversi-
fikationsgrad – nationale Subindizes des FTSE All-World-Index39 – zurückgegriffen. Für die Ver-
wendung nationaler Vergleichsindizes spricht, dass die Netzbetreiber in der Regel auf nationa-
len Märkten agieren. Daher wirken sich die nationalen gesamtwirtschaftlichen Entwicklungen,
unter anderem getrieben durch die jeweiligen politischen Entscheidungen auf nationaler Ebene,
auf das Risiko des jeweiligen national agierenden Netzbetreibers aus. Zudem hat die Auswahl
der länderspezifischen Indizes des FTSE All-World-Index den Vorteil, für alle Unternehmen auf
einen konsistenten Vergleichsmaßstab zurückzugreifen.
Anpassung der geschätzten Risikofaktoren
Werden die empirisch aus Vergangenheitsdaten gewonnenen Risikofaktoren für Prognosezwe-
cke verwendet, wird üblicherweise eine Adjustierung der Roh-Risikofaktoren durch ein geeigne-
tes Verfahren vorgenommen, um einerseits von historischen Werten auf Prognosewerte schlie-
ßen zu können und um andererseits statistische Unschärfen zu korrigieren. Dabei wird die Tat-
sache genutzt, dass der durchschnittliche Risikofaktor aller Unternehmen eines Marktes per
Definition „eins“ ist. Als geeignete Methode zur Korrektur der historischen Roh-Risikofaktoren
wird vorliegend die so genannten Vasicek-Anpassung40 durchgeführt. Hierbei werden die Roh-
Risikofaktoren verstärkt in Richtung des Marktdurchschnitts gewichtet, je unschärfer die Qualität
der zugrunde liegenden Regression ist, d.h. je größer der Standardfehlerder Schätzung von ß
ist. Der Vorteil dieser Korrektur besteht darin, dass die Anpassung entsprechend den statisti-
schen Eigenschaften (Standardfehler) der Schätzung erfolgt.
Die von NERA41 und KEMA42 verwandte so genannte „Blume-Anpassung“ 43 als alternatives Ver-
fahren ist dagegen weniger geeignet. Die Berechnung ist zwar rechnerisch relativ einfach durch-
zuführen, dafür ist die Anpassung aber für die vorliegenden Probleme der Bestimmung von Risi-
kofaktoren für Energienetzbetreiber konzeptionell nicht solide fundiert. Bei diesem Verfahren
wird ungeachtet der Qualität der Regression immer eine Anpassung in Richtung des Markt-
durchschnitts („eins“) vorgenommen. Hintergrund ist dabei der über alle Branchen hinweg empi-
risch beobachtbare Trend, dass Unternehmen über die Zeit durch Wachstum und Diversifizie-
rung ihr Risiko streuen und somit Risikofaktoren im Zeitablauf tendenziell gegen „eins“ konver-
gieren. Durch die „Blume-Anpassung“ wird dieser Trend für die Zukunft antizipiert. Für regulierte
39
Siehe „FTSE All-World Index Series“.
40
Die Formel für die Vasicek- Anpassung lautet:
Var(E pop ) SE 2 ( EOLS )
E adj EOLS * 2
1*
Var(E pop ) SE (EOLS ) Var( E pop ) SE 2 ( EOLS )
wobei SE 2 ( E OLS ) der quadrierte Standardfehler der OLS- Schätzung von E ist und Var ( E pop ) die Varianz
des E über die Stichprobe. Vasicek ermittelt demnach das gewichtete Mittel aus dem Roh-Risikofaktor
( E OLS) und 1. Gewichtungsfaktor ist dabei die Varianz der Grundgesamtheit sowie der Standardfehler der
Regression. Der – mathematisch an sich irrelevante – Faktor 1 dient der Betonung dieses Zusammen-
hangs.
41
Vgl. NERA (2008), S. 25f.
42
Vgl. KEMA (2008), S. 53f.
43
Die Formel für die Blume- Anpassung lautet:
1 2
E adj * E OLS
3 3
Bonn, 16. Juli 2008
A
Amtsblatt der Bundesnetzagentur
|
13 2008
für Elektrizität, Gas, Telekommunikation, Post und Eisenbahnen
– Regulierung, Energie – 1457
26
Netzunternehmen ist dieser Trend jedoch nicht in gleicher Art zu erwarten, da i.d.R. weder be-
deutende Wachstumspotentiale noch besondere Möglichkeiten zur Diversifizierung (außerhalb
des Netzbetriebs) bestehen, weil diese durch Entflechtungsvorschriften explizit ausgeschlossen
sind. Zudem ist auch fraglich, ob für Netzbetreiber Wachstumspotentiale in einer Weise beste-
hen, die zu einer Angleichung des netzbetreiberspezifischen Risikos an das allgemeine Risiko
des Kapitalmarktes führen. Aus den genannten Gründen stellt die Beschlusskammer bei der
Bestimmung des Risikofaktors auf die Vasicek-Korrektur ab. Gestützt wird das Vorgehen der
Beschlusskammer auch dadurch, dass diese Anpassung ebenfalls von renommierten Quellen
für die Schätzung des Risikofaktors wie der London Business School oder Thomson Financi-
al/Data Stream angewendet werden.44
Anpassung der Kapitalstruktur
Bei der Berechnung der einzelnen Risikofaktoren für unterschiedliche Unternehmen gilt es auch
zu beachten, dass bei den einzelnen internationalen Unternehmen zum Betrachtungszeitpunkt
eine bestimmte Finanzierungsstruktur gegeben ist. Diese Finanzierungsstruktur muss nicht un-
bedingt mit der Finanzierungsstruktur der Betreiber von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnetzen
übereinstimmen. Ausgehend von der unterschiedlichen Finanzierungsstruktur der Unternehmen
sind auch unterschiedliche steuerbedingte Einflüsse auf das Risiko zu beobachten.45 Um die
Kapitalstruktureinflüsse auf die Eigenkapitalkosten des verschuldeten Unternehmens unter Be-
rücksichtigung der anfallenden Steuern zu bewerten, wird daher die so genannte Modigliani-
Miller-Formel zu Grunde gelegt, die auch Steuereffekte berücksichtigt.
Bei der Korrektur der für die Stichprobenunternehmen ermittelten Risikofaktoren um unter-
schiedliche Finanzierungsstrukturen ist zu berücksichtigen, dass die Wahl des Verfahrens an
Bedeutung verliert, je ähnlicher der Verschuldungsgrad in den Unternehmen der Stichprobe dem
Verschuldungsgrad des zu schätzenden Unternehmens ist. Grundsätzlich existieren für die Kor-
rektur zwei verbreitete Verfahren, die so genannte Miller-Anpassung46 (ohne Beachtung von
Unterschieden in internationalen Steuersätzen) und die Modigliani-Miller-Anpassung47 (mit Be-
achtung von Unterschieden in internationalen Steuersätzen). Beide Verfahren sind sich grund-
sätzlich ähnlich, unterscheiden sich jedoch hinsichtlich der Berücksichtigung von Steuereffekten
beim Ausgleich unterschiedlicher Fremdkapitalquoten. In der zur Ermittlung der Risikofaktoren
herangezogenen internationalen Stichprobe finden sich Unterschiede zwischen den jeweiligen
nationalen Steuerregimes. Entsprechend sind für den Vergleich der jeweiligen Risikofaktoren
durchaus relevante Einflüsse durch Steuereffekte zu erwarten. Zu den zu betrachteten Steuern
gehören sowohl die Körperschaftssteuer als auch die Gewerbesteuer, da auf Ebene des Kapi-
talmarktes nicht zwischen den einzelnen Ertragssteuern differenziert wird. Aus Sicht der Be-
schlusskammer ist daher aufgrund der zwar vereinfacht dargestellten, aber erforderlichen expli-
ziten Berücksichtigung von Steuereffekten das Modigliani-Miller-Korrekturverfahren in diesem
Kontext zu bevorzugen. Die Miller- Anpassung stellt noch nicht mal eine vereinfachte Betrach-
tung dieser Steuereffekte an, da die zu erwartenden Steuereffekte keine Berücksichtigung fin-
den.
Für die Anwendung des Modigliani-Miller-Korrekturverfahrens werden von der Beschlusskam-
mer die nachfolgenden Schritte durchgeführt. Die Finanzierungsstruktur eines Unternehmens
44
Frontier (2008), S. 35.
45
Frontier (2008), S. 37.
46
Nach Miller errechnet sich der unverschuldete Risikofaktor
nach Risikofaktorunverschuldet (1 g ) Risikofaktorverschuldet , wobei g der Verschuldungsgrad als FK ist.
( FK EK )
47
Nach Modigliani Miller errechnet sich der unverschuldete Risikofaktor nach:
1 g
Risikofaktorunverschuldet 1 g W C
Risikofaktorverschuldet , wobei g der Verschuldungsgrad als FK und
( FK EK )
Wc der Unternehmenssteuersatz ist.
Bonn, 16. Juli 2008
A
Amtsblatt der Bundesnetzagentur
1458
für Elektrizität, Gas, Telekommunikation, Post und Eisenbahnen
– Regulierung, Energie – |
13 2008
27
kann durch den Verschuldungsgrad dargestellt werden. Der Verschuldungsgrad eines Unter-
nehmens ergibt sich aus dem Verhältnis von Fremdkapital zur Summe von Fremdkapital und
Eigenkapital48 dieses Unternehmens. Der jeweils ermittelte unternehmensindividuelle Risikofak-
tor ist also ein Risikofaktor bei einem bestimmten Verschuldungsgrad. Dieser Risikofaktor wird
im Folgenden als Risikofaktor verschuldet bezeichnet. Um den Risikofaktor für einen Verschul-
dungsgrad, der den Betreibern von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnetzen durch den § 7 Abs.
1 Satz 5 StromNEV bzw. GasNEV vorgegeben wird, zu ermitteln, ist der für die Referenzunter-
nehmen ermittelte Risikofaktor um den unternehmensindividuellen Verschuldungsgrad und um
die jeweiligen Ertragsteuern tref zu bereinigen. Dabei wird der Risikofaktor eines unverschuldeten
Unternehmens ermittelt. Dieser bereinigte Risikofaktor – Risikofaktor bereinigt – wird anschließend
mittels Verwendung des für Betreiber von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnetzen in Deutsch-
land geltenden Verschuldungsgrads sowie des durchschnittlichen Steuersatzes in Deutschland
von tDE = 29,8 % auf einen Risikofaktor verschuldet für Betreiber von Elektrizitäts- und Gasversor-
gungsnetzen – Risikofaktor EGV - gebracht. Die Beschlusskammer stellt für die Berücksichtigung
des Steuereffektes auf die durchschnittliche Steuerbelastung der Unternehmen in Deutschland
ab49. Eine Ermittlung der Steuerbelastung im Einzelfall ist ohne Kenntnis der jeweiligen unter-
nehmensindividuellen Situation nicht möglich. Die schrittweise Umformung eines Risikofaktors
für Referenzunternehmen hin zu einem Risikofaktor für Betreiber von Elektrizitäts- und Gasver-
sorgungsnetzen sieht also wie folgt aus:
1. Schritt: Ermittlung des bereinigten Risikofaktors
Risikofaktorverschul det
Risikofaktorbereinigt
FK ref
(1 (1 t ref ))
EK ref
wobei FKref und EKref jeweils die Fremdkapitalquote50 bzw. die Eigenkapitalquote51 des Refe-
renzunternehmens sind, Risikofaktor verschuldet der ermittelte Risikofaktor des Referenzunterneh-
mens und tref der Steuersatz des Referenzunternehmens ist.
2. Schritt: Ermittlung des Risikofaktors für Betreiber von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnet-
zen
FK EGV
RisikofaktorEGV Risikofaktorbereinigt * (1 (1 t DE ))
EK EGV
wobei FKEGV und EKEGV jeweils die Fremdkapitalquote bzw. die Eigenkapitalquote der Betreiber
von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnetzen in Deutschland sind. Entsprechend der Vorgaben
der § 7 Abs. 1 StromNEV bzw. GasNEV kann für die Fremdkapitalquote 60% und für die Eigen-
kapitalquote 40% eingesetzt werden, so dass sich als Verhältnis aus Fremdkapital zu Eigenkapi-
tal 1,5 einsetzen lässt. Die Ermittlung der Fremdkapitalquote erfolgt basierend auf Daten von
dem Finanzdienstleister Thompson Financial52 auf jährlicher Basis für die Referenzunterneh-
men.
48
In der nachfolgenden Formel unter Schritt 1 wird nicht explizit auf den Verschuldungsgrad, sondern auf
das Verhältnis von Fremdkapital zu Eigenkapital abstellt. Es handelt sich um eine einfache Umformung,
die keinen Einfluss auf das Ergebnis hat.
49
Für die Ermittlung der durchschnittlichen Steuerlast siehe Hommel und Pauly, „Unternehmenssteuerre-
form 2008“, Betriebs-Berater, 62. Jg. Heft 21, S. 1156.
50
Für die Fremdkapitalquote gilt Fremdkapital / Gesamtkapital.
51
Für die Eigenkapitalquote gilt 1-Fremdkapitalquote.
52
Thompson Financial/ Datastream ist Anbieter einer umfangreichen Datenbasis zu verschiedensten
historischen Kapitalmarktdaten. www.datastream.com
Bonn, 16. Juli 2008
A
Amtsblatt der Bundesnetzagentur
|
13 2008
für Elektrizität, Gas, Telekommunikation, Post und Eisenbahnen
– Regulierung, Energie – 1459
28
Die von der Beschlusskammer zur Schätzung des Risikofaktors für deutsche Elektrizitäts- und
Gasnetzbetreiber herangezogenen ausländischen Netzbetreiber sowie die für diese Unterneh-
men ermittelten Risikofaktoren sind der folgenden Tabelle zu entnehmen:
Tabelle 4: Risikofaktoren für börsennotierte Betreiber von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnet-
zen mit Vasicek- Anpassung
Risiko-
Ertrags-
FK-
Risikofaktorverschuldet steuer- Risikofaktorbereinigt
Refe- Quote fakto-
satz tref *
renzun- Charakterisie- rEGV
Land
terneh- rung
Mittel 3 Mittel 5 1 Mittel 3 Mittel 5
men 1 Jahr 1 Jahr
Jahre Jahre Jahr Jahre Jahre
2007- 2007 2007 2007-
(2006- (2004- 2007- (2006- (2004-
2008 2008
2008) 2008) 2008 2008) 2008)
Transe- Argenti- Übertragungs-
0,58 0,51 0,65 47% 0,35 0,37 0,33 0,33 0,76
ner nien netzbetreiber
Übertragungs-
Terna Italien 0,48 0,55 0,58 31% 0,33 0,37 0,41 0,44 0,76
netzbetreiber
Red Übertragungs-
Spanien 0,63 0,67 0,58 38% 0,325 0,45 0,47 0,40 0,92
Electrica netzbetreiber
Übertragungs-
und Fernlei-
National Großbri- tungsnetzbetrei-
0,59 0,63 0,61 35% 0,30 0,43 0,44 0,40 0,88
Grid tannien ber und Elektrizi-
täts- und Gasver-
teilnetzbetreiber
Australian
Austra- Fernleitungsnetz-
Pipeline 0,76 0,71 0,68 58% 0,30 0,39 0,38 0,38 0,80
lien betreiber
Trust
Fernleitungs- und
Austra-
Envestra Verteilnetzbetrei- 0,60 0,68 0,59 66% 0,30 0,25 0,28 0,23 0,51
lien
ber
Snam Fernleitungsnetz-
Italien 0,51 0,55 0,48 40% 0,33 0,35 0,38 0,34 0,72
Rete Gas betreiber
Fernleitungsnetz-
Enagas Spanien 0,64 0,76 0,69 30% 0,325 0,50 0,60 0,54 1,03
betreiber
Atlanta Gasverteilnetz-
USA 0,69 0,80 0,72 44% 0,3927 0,47 0,55 0,50 0,96
Gas Light betreiber
Atmos Gasverteilnetz-
USA 0,60 0,73 0,72 47% 0,3927 0,39 0,46 0,48 0,80
Energy betreiber
Kinder Fernleitungsnetz-
USA 0,33 0,45 0,43 35% 0,3927 0,25 0,34 0,33 0,51
Morgan betreiber
TC Pipe- Fernleitungsnetz-
USA 0,26 0,36 0,39 31% 0,3927 0,20 0,29 0,34 0,41
lines betreiber
* Quelle: OECD http://www.oecd.org/document/60/0,2340,en_2649_37427_1942460_1_1_1_37427,00.html#table_II1 ; Table II.1.
Corporate income tax rate (30.06.2008)
Der arithmetische Mittelwert der bereinigten Risikofaktoren der ausländischen Netzbetreiber liegt
für den betrachteten Zeitraum von 7.April 2007 bis 7. April 2008 bei 0,37. Dieser Wert ergibt sich
wie oben bereits dargestellt aus den um den jeweiligen Verschuldungsgrad und die jeweiligen
Ertragssteuern korrigierten verschuldeten Risikofaktoren der betrachteten Netzbetreiber. Der in
den Stellungnahmen geäußerte Vorwurf bezüglich des Unternehmens Transener (Argentinien),
dass der Risikofaktor durch das Länderrisiko – staatliches Kreditrisiko Argentiniens – verfälscht
werde, hat aus Sicht der Beschlusskammer keine Bedeutung, da die Ableitung des Risikofaktors
Bonn, 16. Juli 2008
A
Amtsblatt der Bundesnetzagentur
1460
für Elektrizität, Gas, Telekommunikation, Post und Eisenbahnen
– Regulierung, Energie – |
13 2008
29
aus einer Analyse von Kursdaten bzw. Indexdaten des argentinischen Aktienmarktes erfolgt.
Das Länderrisiko betrifft sowohl den Gesamtmarkt als auch das Unternehmen und führt daher
nach Ansicht der Beschlusskammer nicht zu einer signifikanten Verfälschung des Risikofaktors.
Die Anwendung des arithmetischen Mittels folgt aus den bereits unter C) I. aufgeführten Erwä-
gungen zur Anwendbarkeit des arithmetischen Mittels. Auch hier liegt keine Abhängigkeit der
einzelnen Risikofaktoren untereinander vor, so dass die Anwendung des arithmetischen Mittels
richtig ist. Innerhalb der Stichprobe lässt sich keine ökonomische Indikation finden, dass einzel-
ne Unternehmen besonders gute (oder schlechte) Schätzer für die zu regulierenden Unterneh-
men darstellen. Insofern liefert jedes Unternehmen der Stichprobe eine relevante Beobachtung,
ohne dass a priori ein Grund für eine unterschiedliche Gewichtung erkennbar ist. Aus diesem
Grund wird der ungewichtete Mittelwert aller Unternehmen in der Stichprobe verwendet.
Der für deutsche Betreiber von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnetzen abgeleitete Risikofaktor
(Risikofaktor EGV) liegt bei 0,76. Der Wert von 0,76 ergibt sich als arithmetischer Mittelwert der in
Tabelle 4 dargestellten Risikofaktoren EGV für den einjährigen Zeitraum von 7. April 2007 bis 7.
April 2008. Die Ableitung erfolgt mittels der genannten Modigliani-Miller-Anpassung, basierend
auf einer durch den Verordnungsrahmen vorgegebenen Fremdkapitalquote von 60% und einem
durchschnittlichen Steuersatz in Deutschland von 29,8%. Die dargestellten Erwägungen zur
Mittelwertbildung gelten hier analog.
Ergänzend zum einjährigen Betrachtungszeitraum wurde eine Betrachtung über die vergange-
nen drei bzw. fünf Jahre durchgeführt, wobei ansonsten das gleiche Vorgehen wie bei der ein-
jährigen Betrachtung gewählt wurde. Aus den oben genannten Gründen zur Konsistenz im Vor-
gehen und der Erfassung der Entwicklung der Risikostruktur wird auch bei der mehrjährigen
Betrachtung jeweils auf einjährige Zeiträume abgestellt. Somit wurden jeweils die Zeiträume
vom 7. April des Vorjahres bis 7. April des folgenden Jahres analysiert. Für den dreijährigen
Betrachtungszeitraum handelt es sich um die Zeiträume 7. April 2007 bis 7. April 2008, 7. April
2006 bis 7. April 2007 und 7. April 2005 bis 7. April 2006. Aus den sich daraus für die Ver-
gleichsunternehmen ergebenden Werten für die bereinigten Risikofaktoren wurde jeweils ein
Durchschnitt gebildet. Bei der fünfjährigen Betrachtung wurden entsprechend für fünf Jahre die
bereinigten Risikofaktoren der Vergleichsunternehmen ermittelt und aus den sich daraus erge-
benden Werten jeweils wiederum der Durchschnitt berechnet. Die Durchschnittswerte der berei-
nigten Risikofaktoren der einzelnen Vergleichsunternehmen sind Tabelle 3 zu entnehmen. Aus
den für die einzelnen Vergleichsunternehmen ermittelten durchschnittlichen Werten wurde wie-
derum jeweils ein Mittelwert gebildet, der für den dreijährigen Betrachtungszeitraum bei 0,41 und
für den fünfjährigen Betrachtungszeitraum bei 0,39 liegt. Aus diesen beiden Werten ergeben
sich unter Anwendung der Modigliani-Miller-Anpassung basierend auf einer Fremdkapitalquote
von 60% und einem durchschnittlichen Steuersatz in Deutschland von 29,8% für den dreijähri-
gen Betrachtungszeitraum ein Risikofaktor EGV von 0,84 und für den fünfjährigen Betrachtungs-
zeitraum ein Risikofaktor EGV von 0,80. Als Mittelwerte aus den beiden Betrachtungszeiträumen
ergeben sich schließlich Werte für den bereinigten Risikofaktor in Höhe von 0,40 und für den
Risikofaktor EGV in Höhe von 0,82.
Aus den durchgeführten Betrachtungen ergibt sich somit eine Bandbreite für den Risikofaktor
EGV von 0,76 bis 0,82. Aufgrund der Veränderungen des Risikofaktors über die Zeit wird die ak-
tuelle Marktsicht für eine Ableitung von Zukunftswerten für besser geeignet betrachtet als Ver-
gangenheitswerte. Um dennoch den historischen Trend zu berücksichtigen, werden die Mittel-
werte der vergangenen drei und fünf Jahre als obere Grenze des Schätzbereichs genutzt.53
Wiederum als Mittelwert dieser Bandbreite ergibt sich ein Risikofaktor in Höhe von 0,79. Um die
aktuelle Marktsicht vor dem Hintergrund des historischen Trends zu berücksichtigen, ist es aus
Sicht der Beschlusskammer angemessen, diesen Mittelwert der ermittelten Bandbreite in Höhe
von 0,79 als Risikofaktor zu Grunde zu legen.
53
Vgl. Seite 22 oben.
Bonn, 16. Juli 2008
A
Amtsblatt der Bundesnetzagentur
|
13 2008
für Elektrizität, Gas, Telekommunikation, Post und Eisenbahnen
– Regulierung, Energie – 1461
30
iii. Zuschlag zur Abdeckung netzbetriebsspezifischer unternehmerischer Wagnisse im CAPM
Als Ergebnis des kapitalmarktorientierten Ansatzes ergibt sich ein Zuschlag zur Abdeckung
netzbetriebsspezifischer unternehmerischer Wagnisse in Höhe von 3,59%. Dieser Wert ermittelt
sich aus dem Produkt der Marktrisikoprämie in Höhe von 4,55% und dem Risikofaktor in Höhe
von 0,79.
2. Keine unterschiedlichen Wagnisse für Betreiber von Elektrizitätsversorgungsnetzen
und Betreiber von Gasversorgungsnetzen
Aus Sicht der Beschlusskammer gibt es keine Gründe für unterschiedliche Zuschläge zur Abde-
ckung netzbetriebsspezifischer unternehmerischer Wagnisse für Betreiber von Elektrizitätsver-
sorgungsnetzen und Betreiber von Gasversorgungsnetzen. Eine Gleichbehandlung von Strom-
und Gasnetzbetreibern hinsichtlich der Höhe des Wagniszuschlags und damit auch hinsichtlich
des Eigenkapitalzinssatzes insgesamt ist daher aus Sicht der Beschlusskammer angemessen
und mit Art. 3 Abs. 1 GG vereinbar. Die Beschlusskammer kommt zu diesem Ergebnis auf der
Grundlage einer quantitativen Analyse der bei ausländischen Netzbetreibern vorhandenen Risi-
ken. Unterstützend hierzu hat die Beschlusskammer eine qualitative Analyse möglicherweise
vorhandener Risiken unternommen und dabei die im Rahmen des Konsultationsverfahrens vor-
gebrachten Argumente berücksichtigt.
a. Quantitative Analyse von Risikodifferenzen
Die von der Beschlusskammer vorgenommene quantitative Analyse der Risken von ausländi-
schen Strom- und Gasnetzbetreibern deutet darauf hin, dass keine signifikanten Unterschiede
zwischen dem Betrieb von Energienetzen für unterschiedliche Produkte bestehen.
Zur Untersuchung der Notwendigkeit einer Differenzierung der berechneten Risikofaktoren wird
zunächst die Hypothese aufgestellt, dass Gasnetzbetreiber keinem höheren Risiko ausgesetzt
sind als Stromnetzbetreiber. Um diese Hypothese zu überprüfen, werden die Unternehmen in
der Stichprobe hinsichtlich ihrer Geschäftstätigkeit klassifiziert und entsprechenden Teilstichpro-
ben – Netzbetreiber mit Schwerpunkt Strom und Netzbetreiber mit Schwerpunkt Gas – zugeord-
net. Anschließend werden die sich für die Teilstichproben ergebenden Werte für die Risikofakto-
ren und die darauf bezogenen deskriptiven Statistikmaße analysiert, wobei wiederum neben
einer graphischen Analyse54 statistische Tests (F-Test sowie t-Test) durchgeführt werden. Die
sich aus dieser Betrachtung ergebenden Ergebnisse zeigen, dass sich die Risikofaktoren für
Strom- bzw. Gasnetzbetreiber nicht signifikant unterscheiden.55 Die Ergebnisse sind der Tabelle
5 zu entnehmen.
Tabelle 5: Auswertung für reine und gemischte Strom- und Gasnetzbetreiber
Reine Stromnetzbetreiber Mittel 3 Jahre Mittel 5 Jahre
1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
(insgesamt 3) (2006-2008) (2004-2008)
Mittelwert 0.61 0.41 0.22 0.11 0.28 0.39 0.41 0.40 0.40 0.40 0.38
Median 0.61 0.41 0.22 0.11 0.28 0.36 0.44 0.43 0.37 0.41 0.38
Standardabweichung 0.10 0.10 0.09 0.09 0.05 0.07 0.08
54
Siehe Frontier (2008), S. 62.
55
Auch hier lautet die Nullhypothese: Die Varianz der beiden Stichproben ist identisch, so dass sich beide
Stichproben in Bezug auf ihr Risikoprofil nicht signifikant unterscheiden und daher gemeinsam betrachtet
werden sollten.
Bonn, 16. Juli 2008
