Oberlandesgericht Düsseldorf (Nordrhein-Westfalen, )
Beschluss vom 2013-04-24, Aktenzeichen VI-3 Kart 33/08 (V)
ECLI: ECLI:DE:OLGD:2013:0424.VI3KART33.08V.00

Tenor:
Die Beschwerde der Betroffenen gegen die Festlegung der Beschlusskammer 4 der Bundesnetzagentur vom 7. Juli 2008 – BK 4-08/068 – wird zurückgewiesen.
Die Betroffene trägt die gerichtlichen Kosten des Beschwerdeverfahrens und die der Bundesnetzagentur entstandenen notwendigen Auslagen. Die durch die Begutachtung durch den Sachverständigen J. entstandenen Kosten trägt die Betroffene wie folgt: Die durch das in den Verfahren
. . .
erstattete Gemeinschaftsgutachten und die durch die Anhörung des Sachverständigen entstandenen Kosten trägt die Betroffene zu 1/11. Die durch das in dem vorliegenden Verfahren gesondert erstattete Einzelgutachten entstandenen Kosten trägt die Betroffene.
Die Rechtsbeschwerde wird zugelassen.
Der Streitwert wird auf 50.000 € festgesetzt.

Tatbestand:
Die Betroffene betreibt ein Elektrizitätsversorgungsnetz.
Gegenstand des Beschwerdeverfahrens ist die Festlegung der Beschlusskammer 4 der gegnerischen Bundesnetzagentur vom 7. Juli 2008 (BK-4-08-68), mit der diese gemäß § 7 Abs. 6 StromNEV/GasNEV die für die Dauer der ersten Regulierungsperiode ab dem 1. Januar 2009 geltenden Eigenkapitalzinssätze für die Betreiber von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnetzen einheitlich auf 9,29 % für Neuanlagen und 7,56 % für Altanlagen, jeweils vor Körperschaftssteuer und nach Gewerbesteuer, bestimmt hat.
Zur Ermittlung angemessener Eigenkapitalzinssätze hatte die Beschlusskammer bei Frontier Economics Ltd. London ein Gutachten in Auftrag gegeben, dessen Ergebnisse nahezu unverändert in die Festlegung vom 7. Juli 2008 eingeflossen waren. Der Verband kommunaler Unternehmen e.V. hatte seinerseits das Beratungsunternehmen KEMA Consulting GmbH Bonn mit der Erstellung eines Gutachtens zur angemessenen Eigenkapitalverzinsung beauftragt. Die Empfehlungen von KEMA weichen von den Ergebnissen des Frontier-Gutachtens deutlich ab. Sie liegen bei 12,45 % für Strom- und 13,19 % für Gasnetze. Auch der Bundesverband der Energie und Wasserwirtschaft e.V. hatte ein eigenes Gutachten beauftragt. Auftragnehmer war NERA Economic Consulting in London. Dieses Gutachten gelangte zu dem Ergebnis, dass die angemessenen Eigenkapitalzinssätze für Strom- bzw. für Gasnetze bei 12,5 % bzw. 13,3 % liegen.
Zur Ermittlung der Eigenkapitalverzinsung stellt die angegriffene streitgegenständliche Festlegung auf das sog. Capital Asset Pricing Model (CAPM) ab. Den risikolosen Zinssatz als erste wesentliche Komponente des CAPM hat die Beschlusskammer unter Zugrundelegung des auf die letzten zehn abgeschlossenen Kalenderjahre bezogenen Durchschnitts der von der Deutschen Bundesbank veröffentlichten Umlaufrenditen festverzinslicher Wertpapiere inländischer Emittenten auf 4,23 % festgesetzt (Ziffer B. I., Bl. 9). Den Zuschlag zur Abdeckung netzbetriebsspezifischer unternehmerischer Wagnisse - Produkt aus Marktrisikoprämie und Risikofaktor – beziffert sie auf 3,59 % (Ziffer B. II., Bl. 10). Hierbei wird eine Marktrisikoprämie von 4,55 % in Ansatz gebracht (Ziffer B. II. 1. c. (i), Bl. 14 ff.). Die Marktrisikoprämie ist auf der Grundlage historischer Zeitreihen ermittelt worden, die auf den in der Studie „Global Investment Returns Yearbook 2008“ von Dimson, Marsh & Staunton veröffentlichten Datensammlungen basieren. Zur Begründung wird darauf abgestellt, dass der Rückgriff auf einen globalen Index sachgerecht sei. Dieser stelle ein weitdiversifiziertes Marktportfolio dar, wie es Investoren auf Kapitalmärkten vorfänden. Eine rein europäische Analyse wird von der Beschlusskammer dagegen verworfen. Diese werde dem internationalen Charakter der Finanzmärkte nicht gerecht, die eine weltweite Streuung von Risiken ermöglichten. Aus dem arithmetischen Mittel als Obergrenze und dem geometrischen Mittel als Untergrenze hat die Beschlusskammer den auf 4,55 % berechneten Mittelwert gebildet.
Den Risikofaktor beziffert die Beschlusskammer unter Berücksichtigung der historischen Entwicklung der auf nationalen und internationalen Kapitalmärkten vorhandenen Wertpapiere von Netzbetreibern auf 0,79 (Ziffer B. II. 1. c. (ii), Bl. 17), wobei sie für die Zwecke der Schätzung auf ausländische börsennotierte reine Netzbetreiber als Referenzunternehmen zurückgegriffen hat.
Die Berechnung der Risikofaktoren erfolgt anhand einer Regressionsanalyse. Der Schätzung des Risikofaktors liegt ein Betrachtungszeitraum von einem Jahr (7. April 2007 bis 7. April 2008) zugrunde. Ergänzend erfolgt die Betrachtung einer Entwicklung von drei und fünf Jahren, wobei Risikofaktoren für die einzelnen Jahre ermittelt und ein Mittelwert über die sich daraus ergebenden Werte gebildet wird. Die ergänzende Betrachtung erfolgt mit dem Ziel, die Stabilität der Risikofaktoren im Zeitablauf zu gewährleisten. Innerhalb des Betrachtungszeitraums wird auf tägliche Daten abgestellt.
Die korrigierende Adjustierung der Roh-Risikofaktoren, die dazu dient, die empirisch aus Vergangenheitsdaten gewonnenen Risikofaktoren für Prognosezwecke zu verwenden, führt die Beschlusskammer mittels der sog. Vasicek-Anpassung durch, bei der die Roh-Risikofaktoren verstärkt in Richtung des Marktdurchschnitts gewichtet werden, je unschärfer die Qualität der zugrunde liegenden Regression ist. Das Verfahren der sog. Blume-Anpassung, wie sie in den NERA - und KEMA – Gutachten durchgeführt wird, lehnt die Beschlusskammer als weniger geeignet ab: Die Blume-Anpassung – obgleich sie rechnerisch leicht durchzuführen sei - sei für die Bestimmung von Risikofaktoren für Energienetzbetreiber konzeptionell nicht solide fundiert. In der Festlegung wird insoweit ausgeführt (Bl. 25 f.):
„Bei diesem Verfahren (gemeint ist die Blume-Anpassung, Anm. d. Senats.) wird ungeachtet der Qualität der Regression immer eine Anpassung in Richtung des Marktdurchschnitts („eins“) vorgenommen. Hintergrund ist dabei der über alle Branchen empirisch beobachtbare Trend, dass Unternehmen über die Zeit durch Wachstum und Diversifizierung ihr Risiko streuen und somit Risikofaktoren im Zeitablauf tendenziell gegen „eins“ konvergieren. Durch die „Blume-Anpassung“ wird dieser Trend für die Zukunft antizipiert. Für regulierte Netzunternehmen ist dieser Trend jedoch nicht in gleicher Weise zu erwarten, da i.d.R. weder bedeutende 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 bestehen, 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. …“
Um die Kapitalstruktureinflüsse auf die Eigenkapitalkosten des verschuldeten Unternehmens unter Berücksichtigung der anfallenden Steuern zu bewerten, legt die Beschlusskammer die sog. Modigliani-Miller-Formel zugrunde. Bei der Korrektur der für die Stichprobenunternehmen ermittelten Risikofaktoren im Hinblick auf die unterschiedlichen Finanzierungsstrukturen existieren zwei verbreitete Korrekturverfahren. Bei der sog. Miller-Anpassung erfolgt eine Korrektur ohne Beachtung von Unterschieden in internationalen Steuersätzen, während die Modigliani-Miller-Anpassung Unterschiede in internationalen Steuersätzen beachtet. Die Verfahren unterscheiden sich damit hinsichtlich der Berücksichtigung von Steuereffekten beim Ausgleich unterschiedlicher Fremdkapitalquoten, wobei die Wahl des Verfahrens an Bedeutung verliert, je ähnlicher der Verschuldungsgrad der Unternehmen in der Stichprobe dem Verschuldungsgrad des zu schätzenden Unternehmens ist. Die Beschlusskammer hält die Berücksichtigung von Steuereffekten für erforderlich.
In den Gründen der Festlegung wird dazu ausgeführt (Bl. 26):
„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 betrachtenden Steuern gehören sowohl die Körperschaftssteuer als auch die Gewerbesteuer, da auf Ebene des Kapitalmarkts nicht zwischen den einzelnen Ertragssteuern differenziert wird. Aus Sicht der Beschlusskammer ist daher aufgrund der zwar vereinfacht dargestellten, aber erforderlichen expliziten Berücksichtigung von Steuereffekten das Modigliani-Miller-Korrekturverfahren in diesem Kontext zu bevorzugen. Die Miller-Anpassung stellt noch nicht mal eine vereinfachte Betrachtung dieser Steuereffekte an, da die zu erwartenden Steuereffekte keine Berücksichtigung finden.“
Unter Anwendung der Vasicek-Anpassung und der Modigliani-Miller-Korrektur errechnet die Beschlusskammer eine Bandbreite für den Risikofaktor von 0,76 bis 0,82 (vgl. Bl. 27 ff.). Das konkrete Vorgehen wird in der Festlegung wie folgt erläutert (Bl. 27):
„Für die Anwendung des Modigliani-Miller-Korrekturverfahrens werden von der Beschlusskammer die nachfolgenden Schritte durchgeführt. Die Finanzierungsstruktur eines Unternehmens kann durch den Verschuldungsgrad dargestellt werden. Der Verschuldungsgrad eines Unternehmens ergibt sich aus dem Verhältnis von Fremdkapital zur Summe von Fremdkapital und Eigenkapital dieses Unternehmens. Der jeweils ermittelte unternehmensindividuelle Risikofaktor wird im Folgenden als Risikofaktorverschuldet bezeichnet. Um den Risikofaktor für einen Verschuldungsgrad, der den Betreibern von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnetzen durch den § 7 Abs. 1 Satz 5 StromNEV bzw. GasNEV vorgegeben wird, zu ermitteln, wird anschließend mittels Verwendung des für Betreiber von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnetzen in Deutschland geltenden Verschuldungsgrads sowie des durchschnittlichen Steuersatzes von tDE=29,8 % auf einen Risikofaktorverschuldet für Betreiber von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnetzen - RisikofaktorEGV – gebracht…“
Der arithmetische Mittelwert der bereinigten Risikofaktoren der für die Schätzung herangezogenen ausländischen Netzbetreiber, wie sie sich aus der Tabelle 4 der Festlegung ergeben (Bl. 28), liegt ausweislich der Berechnung der Beschlusskamer für den einjährigen Betrachtungszeitraum vom 7. April 2007 bis 7. April 2008 bei 0,37. Der arithmetische Mittelwert des für deutsche Betreiber von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnetzen abgeleiteten RisikofaktorsEGV ergibt danach einen Wert von 0,76 (Bl. 29). Die ergänzende Betrachtung über die vergangenen drei bzw. fünf Jahre führt für die ausländischen Netzbetreiber zu Mittelwerten von 0,41 bzw. 0,39 (Mittelwert 0,40) und zu einem RisikofaktorEGV von 0,84 bzw. 0,80 (Mittelwert 0,82).
Zur abschließenden Ermittlung heißt es in der Festlegung (Bl. 29):
„Aufgrund der Veränderungen des Risikofaktors über die Zeit wird die aktuelle Marktsicht für eine Ableitung von Zukunftswerten für besser geeignet betrachtet als Vergangenheitswerte. Um dennoch den historischen Trend zu berücksichtigen, werden die Mittelwerte der vergangenen drei und fünf Jahre als obere Grenze des Schätzbereichs genutzt. 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.“
Gegen diesen Beschluss richtet sich die Beschwerde der Betroffenen, mit der sie sich nur gegen die Festlegung der Eigenkapitalverzinsung der Stromnetznetzbetreiber wendet.
Zur Begründung trägt die Betroffene vor:
Die Beschlusskammer habe bei der von ihr herangezogenen Umlaufrendite zu Unrecht auf eine Gesamtbetrachtung der Umlaufrenditen fest verzinslicher Wertpapiere inländischer Emittenten abgestellt. Diese Gesamtbetrachtung stehe im Widerspruch zu den besonderen wirtschaftlichen Verhältnissen in der Energiewirtschaft und sei deshalb unzulässig. Bei der Ermittlung der Umlaufrendite hätte die Beschlusskammer Wertpapiere mit bestimmten, den jeweiligen Nutzungsdauern der Anlagegütern des Unternehmens entsprechenden Restlaufzeiten berücksichtigen müssen. Bei der Vorgehensweise der Beschlusskammer bleibe unberücksichtigt, dass die wirtschaftliche Nutzungsdauer der zum Betrieb von Energieversorgungsnetzen notwendigen Anlagegüter überwiegend Zeiträume von wenigstens 20 Jahren überschreite. Für die Bestimmung eines Renditesatzes müsse die Kapitalbindung und die Nutzungsdauer der mit den Finanzmitteln erworbenen Anlage in die Entscheidungsfindung einbezogen werden. Entsprechend dieses ökonomischen Gebotes beschränken sich die Gutachten von KEMA und NERA auf Wertpapiere mit längeren Restlaufzeiten. Auch wenn die Mindestlänge in den Gutachten unterschiedlich beurteilt würde, kämen beide Gutachten zu einer höheren Umlaufrendite als 4,23 %. Auch andere europäische Regulierungsbehörden hätten bei der Bestimmung des risikolosen Zinssatzes eine differenziertere Betrachtung der Restlaufzeiten vorgenommen. Die britische Regulierungsbehörde Ofgem verwende Staatsanleihen mit einer Restlaufzeit von mindestens fünf Jahren, um damit die wirtschaftliche Nutzungsdauer der jeweiligen Anlage angemessen zu berücksichtigen. Im Durchschnitt aller europäischen Regulierungsbehörden würden aus dem gleichen Grund Laufzeiten von mindestens fünf bis zehn und mehr Jahren herangezogen. Von diesen methodischen Grundsätzen weiche die Vorgehensweise der Beschlusskammer ohne sachlich tragfähige Begründung ab und führe zu einem deutlich niedrigeren Zinssatz.
Auch die Marktrisikoprämie sei fehlerhaft ermittelt. Fehlerhaft sei bereits die Zugrundelegung einer internationalen Marktrisikoprämie. Die Marktrisikoprämie sei ausschließlich auf der Grundlage von Daten der Eurozone zu ermitteln gewesen. Dieses ergebe sich zwingend daraus, dass sich auch die Umlaufrendite auf einen bestimmten Heimatmarkt beziehe. Damit sei die Bildung einer Weltmarktrisikoprämie nicht vereinbar. Es sei auch widersprüchlich, dass die Beschlusskammer bei der Bestimmung der Marktrisikoprämie einen weltweiten Vergleichsindex zugrundelege und bei der Bestimmung des Risikofaktors nationale Vergleichsindices berücksichtige. Zudem unterstelle die Beschlusskammer bei der Verwendung eines weltweiten Referenzmarktes zur Ermittlung der Marktrisikoprämie ein Ausmaß an Risikodiversifizierung, das einem europäischen Investor in Strom- und Gasnetze nicht zur Verfügung stehe. Idealerweise sei, wie auch vom gerichtlichen Sachverständigen ausdrücklich festgestellt, ein deutscher Referenzmarkt heranzuziehen, um den Eigenkapitalzinssatz für deutsche Netzbetreiber zu bestimmen.
Die Verwendung einer weltweiten Marktrisikoprämie führe auch insofern zu einer unsachgemäß verminderten Marktrisikoprämie, als diese weltweite Prämie anhand des Weltindexes bestimmt werde, mittels dessen eine Prämie auf Basis von in US-Dollar umgerechneten Renditen, d.h. aus der Sicht eines US-amerikanischen Investors berechnet werde. Dies sei nicht sachgemäß, da es im vorliegenden Fall um die Höhe der Eigenkapitalkosten einer Investition in deutsche Strom- und Gasnetze gehe. Mithin seien Investitionen in Euro betroffen. Da der US-Dollar im Betrachtungszeitraum gegenüber dem Euro bzw. den Vorgänger-Währungen aufgewertet habe, ergebe sich ein wechselkursbedingter Nachteil, der nicht hinnehmbar sei. Entweder müsse dieser Nachteil durch die Verwendung deutscher Kapitalmarktdaten eliminiert werden oder ihm müsse durch einen Sicherheitsaufschlag Rechnung getragen werden.
Soweit die Beschlusskammer die entstehenden Wechselkurseffekte anhand der Entwicklung aller in der Datenreihe von DMS vertretenen Landeswährungen auf 0,019 % beziffere, d.h. eine um 0,019 % niedrigere Marktrisikoprämie errechne, sei die hierfür herangezogene Datenbasis nicht nachvollziehbar und die damit errechneten Ergebnisse unplausibel.
Zudem sei entgegen der von dem gerichtlich bestellten Sachverständigen vorgetragenen Auffassung davon auszugehen, dass bei Abstellen auf einen weltweiten Referenzmarkt zwingend auch die Verwendung einer Währungsrisikoprämie durch Ansatz des International-Capital-Asset-Pricing-Modell (ICAPM) hätte erfolgen müssen. Dabei handele es sich um ein geeignetes Modell, mit dem die bei Zugrundelegung eines weltweiten Referenzmarktes entstehenden Währungsrisiken sachgerecht ausgeglichen werden könnten.
Zur Berechnung der Marktrisikoprämie sei ausschließlich auf den arithmetischen Mittelwert abzustellen. Die Annahme der Beschlusskammer, das arithmetische und das geometrische Mittel seien je zur Hälfte anzusetzen, sei unrichtig. Die Auffassung des gerichtlich bestellten Sachverständigen, vor dem Hintergrund der noch anhaltenden wissenschaftlichen Diskussion sei die von der Beschlusskammer herangezogene Methodik nicht zu beanstanden sei, beantworte die streitgegenständlichen Fragen nicht hinreichend. Insbesondere habe der Sachverständige sich nicht konkret zu der von der Beschlusskammer verwandten Methode geäußert und sei nicht auf den sog. Cooper-Schätzer eingegangen. Bei Zugrundelegung des wissenschaftlich anerkannten Cooper-Schätzers, der dem Blume-Schätzer nicht unterlegen sei, ergebe sich eine von dem Ergebnis der Beschlusskammer abweichende Gewichtung.
Zudem fehle es sowohl in der Festlegung wie auch in den Ausführungen des gerichtlich bestellten Sachverständigen an einer hinreichenden Auseinandersetzung mit der internationalen Regulierungspraxis bei der Ermittlung der Marktrisikoprämie.
Der von der Beschlusskammer verwandte Risikofaktor sei methodisch fehlerhaft ermittelt. Die Zusammensetzung der Vergleichsgruppe sei nicht sachgerecht und führe zu einem verzerrten Ergebnis. Die Aufnahme außereuropäischer Unternehmen in die Referenzgruppe sei fehlerhaft. Sachgerecht sei in erster Linie eine sich aus inländischen Strom- bzw. Gasnetzbetreibern zusammensetzende Vergleichsgruppe. Da auf nationaler Ebene keine entsprechenden börsennotierten Unternehmen existierten, sei die Gruppe der Referenzunternehmen auf europäische Netzbetreiber zu beschränken, um dem regionalen Fokus der Regulierungsvorschriften annähernd gerecht zu werden.
Insbesondere sei die Einbeziehung des argentinischen Netzbetreibers T. in die Vergleichsgruppe angesichts der länderspezifischen Risiken und der weitgehenden Isolation Argentiniens von den internationalen Kapitalmärkten unangemessen.
Fehlerhaft sei zudem die Aufnahme der drei US-amerikanischen Unternehmen Ag., At. und K., die keine reinen Netzbetreiber seien.
Die Vorgehensweise der Beschlusskammer, für die Ermittlung des Risikofaktors Daten von Unternehmen heranzuziehen, die zum Teil einer Anreiz-, zum Teil einer Kostenregulierung unterlägen, sei unzulässig. Dadurch werde übergangen, dass für unterschiedliche Regulierungssysteme unterschiedliche Risikofaktoren anzusetzen seien. So ergäben sich für die Betroffene besondere regulatorische Risiken, die in dem von der Beschlusskammer ermittelten Risikofaktor nicht enthalten seien. Im Gegensatz zu dem bisherigen Modell einer reinen kostenorientierten Regulierung müsse im Modell der Anreizregulierung insbesondere die Anwendung von Effizienzvorgaben zu einer höheren Risikobewertung führen. Zudem seien die aus der erstmaligen Anwendung von Benchmarking-Modellen und der schlechteren Qualität der ihnen zugrunde liegenden Daten resultierenden Unsicherheiten zu berücksichtigen. Diese besonderen Risiken bilde der von der Beschlusskammer ermittelte Risikofaktor nicht ab, denn die Beschlusskammer stütze ihre Bewertung eben auch auf solche Unternehmen, die einer Anreizregulierung nicht unterlägen. Zum Nachteil der Betroffenen weiche die Beschlusskammer insoweit auch von der Regulierungspraxis anderer europäischer Regulierungsbehörden ab.
Die Wahl des Betrachtungszeitraums bei der Bestimmung des Risikofaktors sei inkonsistent und widersprüchlich im Vergleich zu den der Ermittlung der Marktrisikoprämie zugrunde liegenden Annahmen. Während die Marktrisikoprämie und der risikolose Zinssatz unter der – impliziten Annahme – ermittelt worden seien, dass die hohe Volatilität, die das Marktumfeld im Einjahreszeitraum vor der Entscheidung der Beschlusskammer aufgrund der Krise des US-Subprimemarktes im Jahre 2007 und des Zusammenbruchs der Investmentbank Bear Sterns im Frühjahr 2008 geprägt habe, nicht anhalte und stattdessen langfristige Durchschnitte verwandt worden seien, gehe die Berechnung des Risikofaktors davon aus, dass die Volatilität anhalte und ein kurzfristiger Durchschnitt anzuwenden sei.
Darüber hinaus hätte eine periodenspezifische Durchschnittsbildung durchgeführt werden müssen, bei der eine unbeabsichtigte Verschiebung der zeitlichen Gewichtung nicht stattfinde. Die Vermeidung einer solchen Verschiebung sei im Streitfall von besonderer Bedeutung, da der Betrachtungszeitraum durch eine Periode „normaler“ Marktverhältnisse (Jahre 2003/04 – 06/07) und einer Periode von Marktturbulenzen (2007/2008) geprägt sei.
Zudem sei das von der Beschlusskammer zur Anpassung der historischen Risikofaktoren verwandte Vasicek-Verfahren ungeeignet. Auch in Ansehung der von dem gerichtlich bestellten Sachverständigen vorgenommenen Untersuchungen sei allein das Blume-Verfahren zur Anpassung der geschätzten Risikofaktoren heranzuziehen. Abzulehnen sei auch die Anwendung des Vasicek-Verfahrens in der von dem gerichtlich bestellten Gutachter befürworteten Form. Der Vorschlag des Gutachters, anstelle der Adjustierung des Risikofaktors an den Marktdurchschnitt eine Adjustierung an dem durchschnittlichen Risikofaktor der Vergleichsgruppe vorzunehmen, sei methodisch verfehlt. Aufgrund der Zirkularität des Vorgehens wären die Ergebnisse der Adjustierung nahezu identisch mit dem Ausgangswert, was die Adjustierung im Ergebnis obsolet mache. Zudem führe diese Vorgehensweise zu einer Instabilität der ermittelten Beta-Werte.
Die Anpassung der Vergleichswerte an eine einheitliche Kapitalstruktur habe durch das sog. Miller-Verfahren zu erfolgen. Die von der Beschlusskammer verwandte Modigliani-Miller-Formel sei abzulehnen, weil sie größere Fehlerquellen in sich berge.
Nachdem die Bundesnetzagentur sich im Termin zur mündlichen Verhandlung am 16. Januar 2013 bereit erklärt hat, den Steuerfaktor nach Beendigung des Verfahrens anzupassen, haben die Beteiligten die Beschwerde im Hinblick auf den von der Betroffenen ursprünglich erhobenen Einwand, die Beschlusskammer habe den Steuerfaktor falsch berechnet, übereinstimmend für erledigt erklärt.
Die Betroffene beantragt,
den Beschluss der Bundesnetzagentur vom 7. Juli 2008 – BK 4-08/068 – aufzuheben.
Die Bundesnetzagentur beantragt,
die Beschwerde zurückzuweisen.
Sie bittet um Zurückweisung der Beschwerde und verteidigt den angegriffenen Beschluss unter Wiederholung und Vertiefung seiner Gründe. Sie macht geltend, dass die festgelegten Eigenkapitalzinssätze angemessen, wettbewerbsfähig und risikoangepasst seien.
Im Hinblick auf die Bestimmung des risikolosen Zinses sei die Auswahl der betrachteten Wertpapiere mit der Vorschrift des § 7 Abs. 4 StromNEV/GasNEV vereinbar und sachgerecht. Die von der Deutschen Bundesbank veröffentlichte Kapitalmarktstatistik erfasse auch Wertpapiere mit sehr langen Restlaufzeiten, so dass sich kein Widerspruch zu den Gutachten von KEMA und NERA ergebe.
Die Argumentation der Betroffenen, bei der Bestimmung der Marktrisikoprämie sei allein auf die nationale Marktrisikoprämie abzustellen, gehe fehl. Eine rein nationale Analyse werde dem internationalen Charakter von Finanzmärkten nicht gerecht, die eine weltweite Streuung von Risiken ermöglichten. Insbesondere ergäben sich keine empirischen Belege, dass einige der internationalen Kapitalmärkte nicht hinreichend integriert seien. Zudem sei die Betrachtung internationaler Märkte methodisch konsistent zu der Ermittlung des Risikofaktors, bei dem eine internationale Stichprobe von Vergleichsunternehmen herangezogen werde.
Unabhängig davon sei das Abstellen auf die Weltmarktrisikoprämie aber auch vorteilhaft für die Betroffene. Die nationale Risikoprämie liege nach maßgeblichen und von der Beschwerdeführerin in Bezug genommenen Ausführungen von Stehle mit 4,35 % unter der in Ansatz gebrachten Weltmarktrisikoprämie von 4,55 %.
Die Argumentation, die Wahl einer US-Perspektive führe wegen der Wechselkurseffekte zu einer systematischen Unterschätzung der Risikoprämie, sei einseitig. Es existierten mindestens drei verschiedene, in unterschiedliche Richtungen wirkende Wirkungsmechanismen auf die Marktrisikoprämie. So gebe es direkte Renditeeffekte durch Wechselkursschwankungen, indirekte Effekte durch Änderung der Portfoliogewichtung sowie Rückkoppelungen durch makroökonomische Zusammenhänge, die sich teilweise wechselseitig kompensierten. Die Analyse der öffentlich verfügbaren Zeitreihen verdeutliche, dass sich aus Wechselkursänderungen ergebende Effekte über die Zeit nicht einheitlich seien und sich teilweise ausglichen.
Der Gesamteffekt betrage bezogen auf die Marktrisikoprämie 0,02 %-Punkte und sei bezogen auf den Eigenkapitalzinssatz noch geringer. Infolge der entgegengesetzt wirkenden, weiteren indirekten Effekte sei im Ergebnis sogar von einer noch deutlich schwächeren Wirkung auszugehen.
Fehl gehe das Vorbringen der Beschwerde, für die Ermittlung der Marktrisikoprämie sei allein das arithmetische Mittel heranzuziehen. Die Heranziehung des Mittelwertes aus geometrischem und arithmetischem Mittel sei unter Berücksichtigung der Tatsache sachgerecht, dass es sich bei den beiden Mittelwerten um Darstellungen von Extremverhalten von Investoren handele. Während das geometrische Mittel die Verzinsung eines theoretischen Portfolios, das über den gesamten Anlagezeitraum von mehreren Jahren gehalten werde, wiedergebe, könne das arithmetische Mittel als die erwartete Verzinsung, die ein Investor bei der zufälligen Wahl einer genau einjährigen Investition erhalten würde, interpretiert werden. Die Mittelwertbildung aus dem geometrischen und dem arithmetischen Mittel sei daher interpretierbar als die sachgerechte und angemessene Berücksichtigung zweier Extreme.
Der daneben bestehende und von dem gerichtlich bestellten Sachverständigen analysierte Blume-Schätzer stelle eine weitere akademische Sichtweise dar, die die Bandbreite der Expertenmeinungen ergänze. Eine Korrektur der Ergebnisse durch Anwendung des Blume-Schätzers sei zum Einen vor dem Hintergrund der noch anhaltenden wissenschaftlichen Diskussion abzulehnen und von dem gerichtlich bestellten Sachverständigen auch nicht empfohlen worden. Zum Anderen sei der Blume-Schätzer aber auch aufgrund seiner Abhängigkeit von der Länge des Betrachtungszeitraums und der anzunehmenden Investitionsdauer ungeeignet. Die Gewicht-ung hänge allein von der Länge der zugrunde gelegten Datenreihe ab und stelle keine empirische Ableitung des sachgerechten Wertes dar.
Unabhängig von der fehlenden Eignung des Blume-Schätzers sei aber auch die Forderung der Betroffenen nach Zugrundelegung einer Nutzungsdauer von 30 bis 40 Jahren abzulehnen. Vielmehr sei der Ansatz von 50 Jahren sachgerecht.
Auch der Cooper-Schätzer sei entgegen der Auffassung der Betroffenen kein geeignetes Verfahren zur Renditebestimmung, so dass seine Nichtberücksichtigung durch den gerichtlich bestellten Sachverständigen sachgerecht sei.
Die Zusammenstellung der Referenzgruppe sei ordnungsgemäß erfolgt. Die Einbeziehung der amerikanischen, australischen und des argentinischen Unternehmens sei nicht unangemessen. Der gerichtlich bestellte Sachverständige habe bestätigt, dass er keine Anhaltspunkte für eine unzureichende Vergleichbarkeit mit den europäischen Unternehmen sehe.
Die Argumentation der Betroffenen, wonach unter Berücksichtigung der Ergebnisse des Gutachtens des gerichtlich bestellten Sachverständigen sechs Unternehmen aus der Vergleichsgruppe zu eliminieren seien, sei nicht stichhaltig. Das 1 %-Kriterium bei der relativen Geld-Brief-Spanne stelle keinen fixen Grenzwert dar. Die durch den gerichtlich bestellten Sachverständigen ergänzend zur relativen Geld-Brief-Spanne herangezogenen Kriterien seien zur Ermittlung der Liquidität nur bedingt geeignet.
Die Einbeziehung von Unternehmen, die in einem kostenregulierten Umfeld wirtschaften, sei sachgerecht. Es sei nicht ersichtlich, dass kostenregulierte Regulierungssysteme im Vergleich zu anreizregulierten Systeme niedrigere Risiken beinhalteten. Die zu diesem Ergebnis führenden Testverfahren seien geeignet. Zudem sei auch nicht allein auf die statistischen Tests abgestellt worden, sondern eine mehrstufige Analyse durchgeführt worden. Zu Recht seien aus praktischen Erwägungen auch Unternehmen in die Stichprobe aufgenommen worden, die keine reinen Netzbetreiber seien. Da es weltweit nur eine kleine Anzahl von börsennotierten Unternehmen gebe, deren regulierte Netzaktivitäten bei 100 % lägen, sei es sachgerecht, als reine Netzbetreiber Unternehmen zu definieren, bei denen der Umsatzanteil des Netzgeschäfts zumindest 75 % betrage.
Auch das Unternehmen P. sei nicht aus der Vergleichsgruppe auszuschließen. Das Vorgehen des gerichtlich bestellten Sachverständigen, der ein Bestimmtheitsmaß (R²) von maximal 0,05 annehme, sei intransparent und nicht nachvollziehbar. Eine Prüfung auf statistische Relevanz sei in diesem Zusammenhang entbehrlich.
Auch die Datenfrequenz sei adäquat und sachgerecht ausgewählt worden. Eine Verlängerung des Renditeintervalls führe im Übrigen nicht zwangsläufig zu einer Verbesserung der Schätzergebnisse. So könne es bei der Verwendung wöchentlicher Daten zu Verzerrungen aufgrund von Stichtagseffekten kommen. Ein wesentlicher Nachteil der Verwendung von Wochendaten sei die geringe Anzahl von Datenpunkten. Zwar sei die Verwendung längerer Zeitreihen möglich, die Aktualität der Daten sinke allerdings und die Schätzung werde unschärfer. Der Betrachtungszeitraum zur Bestimmung des aktuellen Risikos sei somit relativ kurz zu bemessen, so dass auch vor diesem Hintergrund die Verwendung von Wochendaten sachgerecht sei.
Der Vorwurf, dass der Betrachtungszeitraum bei der Bestimmung des Risikofaktors deutlich zu kurz bemessen sei, gehe ebenfalls fehl. Die durchgeführte Mittelwertbildung gewichte stärker den aktuellsten Wert und trage dadurch den aktuellen Verhältnissen auf den Kapitalmärkten bzw. der aktuellen Bewertung von Netzbetreibern in angemessener Weise Rechnung. Dieses Vorgehen gewährleiste, dass das aktuelle Risiko bestmöglich abgebildet würde.
Das zur Anpassung der geschätzten Risikofaktoren herangezogene sog. Vasicek-Verfahren sei geeignet. Gründe, die in einigen Wirtschaftsbereichen eine Verwendung des Blume-Schätzwerts nahelegten, träfen auf den hier streitgegenständlichen Bereich nicht zu. Die der Blume-Anpassung zugrundeliegende Logik, dass Unternehmen über die Zeit durch Wachstum und Diversifizierung ihr Risiko streuten und ihre Risikofaktoren somit gegen den Marktdurchschnitt konvergierten, spiele im Bereich der regulierten Netze keine Rolle. Dieser von der Blume-Anpassung antizipierte und zu beobachtende Trend sei in dem hier betroffenen Bereich nicht in gleicher Art zu erwarten. Es bestünden weder bedeutende Wachstumspotenziale noch große Diversifizierungsmöglichkeiten außerhalb des Netzbetriebs.
Der Einschätzung des gerichtlich bestellten Sachverständigen, wonach sowohl das Blume- wie auch das Vasicek-Verfahren in der von der Beschlusskammer angewandten Form keine sachgerechten Methoden zur Ermittlung eines zukunftsgerichteten Risikofaktors darstellten, sei nicht zu folgen. Vielmehr bestünden gegen die von dem Sachverständigen verwandte Form des Vasicek-Verfahrens, mittels derer er sogar einen niedrigeren Risikofaktor herleite, erhebliche methodische Bedenken.
Auch die Anwendung der Modigliani-Miller-Formel bei der Anpassung des Risikofaktors an die Kapitalstruktur eines Unternehmens sei sachgerecht. Es komme insoweit nicht darauf an, ob die Existenz eines positiven Steuervorteils unsicher sei. Miller begründe sein Modell gerade nicht mit dem Hinweis, dass Steuervorteile durch Fremdkapital nicht relevant seien, sondern hebe lediglich auf die Tatsache ab, dass unter bestimmten Annahmen aus Investorensicht diese Steuereffekte durch weitere Effekte kompensiert würden. Müsste die Existenz eines positiven Steuereffekts dem Grunde nach angezweifelt werden, wäre die Grundannahme sowohl des Modigliani-Miller- als auch des Miller-Verfahrens nicht erfüllt. Der Umstand, dass der Steuereffekt gegebenenfalls schwanke, stelle aber kein Argument für die eine oder andere Methode dar: Der Fehler, einen bekannten, wenngleich der Höhe nach nicht konkret abschätzbaren Steuervorteil zu ignorieren, sei jedenfalls größer, als den Steuersatz zu berücksichtigen, auch wenn der Effektivsteuersatz vom nominellen abweichen könne.
Wegen der weiteren Einzelheiten des Sach- und Streitstands wird auf die zwischen den Beteiligten gewechselten Schriftsätze nebst Anlagen sowie den beigezogenen Verwaltungsvorgang der Bundesnetzagentur verwiesen.
Der Senat hat Beweis erhoben durch Beschluss vom 9. Dezember 2009. Im Hinblick auf die Ergebnisse der Beweisaufnahme wird auf die eingegangenen gutachterlichen Stellungnahmen sowie auf das Protokoll der mündlichen Verhandlung vom 13. September 2012 Bezug genommen.

Entscheidungsgründe:
Die Beschwerde ist zulässig, hat aber aus den mit den Beteiligten in der mündlichen Verhandlung im Einzelnen erörterten Gründen keinen Erfolg. Der angefochtene Beschluss vom 7. Juli 2008 - Az. BK 4-08-068 -, mit dem die Beschlusskammer 4 der Bundesnetzagentur für die Dauer der ersten Regulierungsperiode in der Anreizregulierung für Neuanlagen einen Eigenkapitalzinssatz in Höhe von 9,29 % vor Steuern und für Altanlagen einen Eigenkapitalzinssatz in Höhe von 7,56 % vor Steuern festgelegt hat, ist – abgesehen von der Behandlung des Steuerfaktors, dazu unten unter C. 1. - rechtmäßig. Die von der Betroffenen erhobenen materiellen Einwendungen gegen die festgesetzten Eigenkapitalzinssätze haben keinen Erfolg.
1. § 21 Abs. 2 S. 1 EnWG sieht vor, dass die Entgelte unter Berücksichtigung einer angemessenen, wettbewerbsfähigen und risikoangepassten Verzinsung des eingesetzten Kapitals gebildet werden. Mit der Vorschrift soll gesichert werden, dass überhaupt hinreichend Eigen- und Fremdkapital für die Investition in die Netze zur Verfügung steht (Büdenbender, Die Korrekturfaktoren des § 21 Abs. 2-4 EnWG für die kostenbasierte Netzentgeltregulierung, RdE 2008, 69, 72). Das Tatbestandsmerkmal „angemessen“ bezieht sich nicht pauschal auf die Entgeltbildung, sondern konkret auf die Verzinsung des eingesetzten Kapitals (Büdenbender, Kostenorientierte Regulierung von Netzentgelten, S. 29). Angemessen ist die Verzinsung dann, wenn die Kapitalgeber für das eingesetzte Kapital eine Rendite erhalten, die sie zum Einen veranlasst, das Kapital in dem Unternehmen zu belassen und zum Anderen Anreize für weitere Investitionen in das Unternehmen und die Netzinfrastruktur setzt (Büdenbender, Die Angemessenheit der Eigenkapitalrendite im Rahmen der Anreizregulierung von Netzentgelten in der Energiewirtschaft, S. 37; Säcker/Böcker, Entgeltkontrolle als Bestandteil einer sektorübergreifenden Regulierungsdogmatik, S. 69, 106; Säcker/Meinzenbach in: BerlKommEnR, 2. Auflage, § 21, Rn. 115; Groebel in: Britz/Hellermann/Hermes, 2. Auflage, EnWG, § 21, Rn. 128; Berndt, Die Anreizregulierung in den Netzwirtschaften, S. 92, 131; Lippert, RdE 2009, 353, 359). Die Frage der angemessenen Verzinsung des eingesetzten Kapitals ist mit Rücksicht auf die erforderliche Investitionsfähigkeit und die Sicherstellung der Leistungsfähigkeit des Netzbetriebs zu beantworten (Theobald/Zenke/Lange in: Schneider/Theobald, Recht der Energiewirtschaft, 2. Auflage, § 17, Rn. 34). Dies setzt voraus, dass der Investor für Investitionen, die der Erhaltung und dem bedarfsgerechten Ausbau im Sinne der gesetzlichen Zielsetzung nach § 11 EnWG dienen, auf eine angemessene Rendite vertrauen kann (BGH, RdE 2008, 323, 326, Rn. 39 „Vattenfall“). Dazu gehört eine risikoadäquate Bewertung, also die Einbeziehung der unternehmerischen Risikofaktoren (Müller, Die Berücksichtigung der Kapitalverzinsung bei der Entgeltregulierung vom Netzsektoren, N&R 2008, 53, 56).
Der Zinssatz für das betriebsnotwendige Eigenkapital darf gemäß § 7 Abs. 4 StromNEV/GasNEV den auf die letzten zehn abgeschlossenen Kalenderjahre bezogenen Durchschnitt der von der Deutschen Bundesbank veröffentlichten Umlaufrenditen festverzinslicher Wertpapiere inländischer Emittenten zuzüglich eines angemessenen Zuschlags zur Abdeckung netzspezifischer unternehmerischer Wagnisse nach § 7 Abs. 5 StromNEV/GasNEV nicht überschreiten. Danach wird der Zinssatz aus dem risikolosen Zins aus deutschen festverzinslichen Wertpapieren und einem netzbetriebsspezifischen Risikozuschlag gebildet. Bei der Ermittlung des Wagniszuschlags sind nach § 7 Abs. 5 StromNEV/GasNEV folgende Umstände zu berücksichtigen:
(1) die Verhältnisse auf den nationalen und internationalen Kapitalmärkten und die Bewertung von Elektrizitäts-/Gasversorgungsnetzen;
(2) die durchschnittliche Eigenkapitalverzinsung von Betreibern von Elektrizitäts-/Gasversorgungsnetzen auf ausländischen Märkten;
(3) quantifizierbare unternehmerische Wagnisse.
§ 7 V StromNEV/GasNEV macht damit zwar Vorgaben, aber nicht für eine bestimmte Methode zur Ermittlung der angemessenen Verzinsung. Auch die Begründung zur StromNEV/GasNEV enthält keinen Hinweis, ob bei der Ermittlung des angemessenen Zuschlags eine bestimmte Methode Anwendung finden soll (BR-Drucks. 247/05, S. 30). Daraus folgt indessen nicht, dass die Regulierungsbehörde bei der Wahl der Methode einen Beurteilungsspielraum hätte (vgl. BGH, Beschluss vom 14.08.2008 – KVR 36/07 – zur Bestimmung des Fremdkapitalzinssatzes nach § 5 Abs. 2 Halbs. 2 StromNEV, zitiert aus juris, Rn. 64; a. A. Groebel in: Britz/Hellermann/Hermes, a.a.O., § 21, Rn. 129 unter Hinweis auf die TKG-Regulierung; VG Köln, MMR 2003, 814, 816 ff.).
Der unbestimmte Rechtsbegriff der angemessenen Verzinsung im Sinne des § 21 Abs. 2 EnWG ist, da seine tatsächlichen Voraussetzungen jedenfalls mit sachverständiger Hilfe geklärt werden können, hinreichend bestimmbar. Auch wenn es gilt, die maßgeblichen Zinssätze für die Dauer der Regulierungsperiode festzusetzen, also die Angemessenheit für die kommenden Jahre zu bestimmen, so beruhen die dazu erforderlichen Feststellungen nach den Vorgaben des § 7 StromNEV/GasNEV auf gegenwärtig feststellbaren Tatsachen. Maßgeblich ist zum Einen nach § 7 Abs. 4 StromNEV/GasNEV der auf die letzten zehn abgeschlossenen Kalenderjahre bezogene Durchschnitt der von der Deutschen Bundesbank veröffentlichten Umlaufrenditen festverzinslicher Wertpapiere inländischer Emittenten; zum Anderen sind die in § 7 Abs. 5 StromNEV/GasNEV aufgeführten und ebenfalls aktuell feststellbaren Umstände zu beachten. Auch für die Eigenkapital-Verzinsung gilt deshalb, was der Bundesgerichtshof zur Bestimmung des Fremdkapitalzinssatzes ausgeführt hat: „Die Feststellung, ob der von der Regulierungsbehörde zuerkannte Zinssatz eine angemessene, wettbewerbsfähige und risikoangepasste Verzinsung des eingesetzten Kapitals i.S. des § 21 Abs. 2 Satz 1 EnWG darstellt und dem kapitalmarktüblichen Zins für vergleichbare Kreditaufnahmen entspricht, ist auch dem Tatrichter möglich und lässt weder die Notwendigkeit eines behördlichen Freiraums erkennen noch führt sie an die Grenze gerichtlicher Kontrolle. Nur eine volle gerichtliche Nachprüfung steht auch mit dem Sinn und Zweck des Beschwerdeverfahrens nach §§ 75 ff. EnWG in Einklang, die Entscheidung der Regulierungsbehörde - unter Erforschung des Sachverhalts von Amts wegen (§ 82 Abs. 1 EnWG) und gegebenenfalls unter Berücksichtigung neuer Tatsachen und Beweismittel (§ 75 Abs. 1 Satz 2 EnWG) - dahin zu überprüfen, ob sie auf der Grundlage eines transparenten, fairen und diskriminierungsfreien Verfahrens und im Rahmen der gesetzlichen und untergesetzlichen Vorgaben nach § 21 Abs. 2 Satz 1 und 2 EnWG, § 7 Abs. 1 Satz 3 i.V. mit § 5 Abs. 2 StromNEV gefallen ist“ (BGH a.a.O.).
Auf der anderen Seite wird mit Hilfe der gegenwärtig feststellbaren Tatsachen ein für die Zukunft maßgeblicher Wert gesucht. Ob dieser Wert in der Zukunft tatsächlich die in § 7 StromNEV/GasNEV aufgeführten Vorgaben widerspiegelt, ist offen. Auch wenn der Regulierungsbehörde bei dieser Bewertung kein Beurteilungsspielraum eingeräumt wird, muss der Grundsatz der vollen gerichtlichen Nachprüfung aus der Natur der Sache heraus eine Einschränkung erfahren. Die Feststellung eines angemessenen Zinssatzes einschließlich des Wagniszuschlags kann wegen des prognostischen Einschlags von vornherein nicht mit mathematisch-naturwissenschaftlicher Genauigkeit erfolgen. Die Regulierungsbehörde kann nur im Wege der begründeten Schätzung so gut wie möglich versuchen, die Entwicklung zu prognostizieren. Soweit für dieses Verfahren einerseits eine in der Wirtschaftswissenschaft anerkannte und maßgebliche Bewertungsmethode fehlt, andererseits der Gesetzgeber von der Festlegung auf eine bestimmte Bewertungsmethode absieht, sind zwangsläufig unterschiedliche Ergebnisse möglich.
Dann stellt sich für die gerichtliche Überprüfung nicht die Frage, ob die Regulierungsbehörde die nach Ansicht der Betroffenen beste Methode zur Bewertung gewählt hat, sondern die Frage kann nur sein, ob die Regulierungsbehörde ihre Wahl zwischen mehreren in dem Fachgebiet verbreiteten Methoden mit gut vertretbaren Erwägungen getroffen hat. Diese Wahl ist von den Gerichten grundsätzlich zu respektieren (ebenso OLG Karlsruhe für den vergleichbaren Bereich der Unternehmensbewertung, Beschluss vom 15.11.2012 – 12 W 66/06 -, zitiert aus juris, Rn. 156; OLG Schleswig, Beschluss vom 01.10.2009 - 16 Kart 2/09 – zitiert aus juris, Rn. 7).
2. Die Anwendung der in diesem Sinne zu verstehenden gesetzlichen Vorgaben des § 21 Abs. 2 S. 1 EnWG, § 7 Abs. 4, 5 StromNEV/GasNEV ergibt, dass die Beschlusskammer bei der Bestimmung der angemessenen Verzinsung insgesamt zu einem vertretbaren Ergebnis und damit zu angemessenen Zinssätzen gekommen ist.
2.1. Ermittlung der Umlaufrendite
2.1.1. Der Einwand der Betroffenen, bei der Ermittlung der Umlaufrendite müssten Wertpapiere mit bestimmten, den jeweiligen Nutzungsdauern der Anlagegüter des Unternehmens entsprechenden Restlaufzeiten berücksichtigt werden, weil sonst unberücksichtigt bleibe, dass die wirtschaftliche Nutzungsdauer der zum Betrieb von Energieversorgungsnetzen notwendigen Anlagegüter überwiegend Zeiträume von wenigstens 20 Jahren überschreite, vgl. Anlage 1 zu § 6 Abs. 5 Satz 1 StromNEV/GasNEV, ist unbegründet.
Die Beschlusskammer weist zu Recht auf die Zusammensetzung der Umlaufrenditen hin, die im Monatsbericht der Deutschen Bundesbank abgebildet sind. Der Monatsbericht der Deutschen Bundesbank berücksichtigt sämtliche Wertpapiere, die eine Laufzeit von mehr als 4 Jahren haben (Kapitalmarktstatistik der Deutschen Bundesbank, Februar 2008, „Zur Berechnung von Renditen“, S. 66). Die von der Deutschen Bundesbank veröffentlichte Kapitalmarktstatistik erfasst Wertpapiere mit einer Laufzeit bis zu über 55 Jahren (vgl. Kapitalmarktstatistik der Deutschen Bundesbank, Februar 2008, II. 4e) Umlauf nach Wertpapierarten und Laufzeit, S. 28). Die Berücksichtigung von Wertpapieren mit einer Restlaufzeit von 9 bis 10 Jahren (Beschluss S. 10) ändert nichts daran, dass in der Spalte „insgesamt“ Wertpapiere mit einer Laufzeit von 20 und mehr Jahren erfasst sind. Die Wertpapiere, die der Kapitalmarktstatistik der Deutschen Bundesbank zugrunde liegen, bilden somit gerade die von der Betroffenen geforderte langfristige Kapitalbindung ab.
Damit ist auch der Einwand der Betroffenen, die von der Beschlusskammer gewählte Vorgehensweise stehe nicht in Übereinstimmung mit den Ergebnissen der bislang vorliegenden gutachterlichen Einschätzungen, unerheblich. Die Betroffene trägt vor, die NERA Economic Consulting komme zu einer deutlich abweichenden Bewertung:
„Unser Standardansatz bei der Ermittlung des risikofreien Zinssatzes basiert auf langen Restlaufzeiten. Wir betrachten eine Restlaufzeit von mehr als sieben Jahren als akzeptabel für die Berechnung des risikofreien Zinssatzes“ (NERA-Gutachten April 2008, S. 17-).
Eine solche Betrachtung hat die Beschlusskammer vorgenommen. Der Gutachter NERA kommt deshalb auch in dem Unterkapitel „4.1. risikofreier Zinssatz in Übereinstimmung mit den Verordnungen“ zu dem gleichen Ergebnis wie die Beschlusskammer (vgl. NERA Gutachten S. 13 ff.) und wendet diesen Zinssatz von 4,23% bei der Ermittlung des Eigenkapitalzinssatzes an (vgl. NERA Gutachten, Tabelle 4.1, S. 14). Die in dem NERA Gutachten geübte Kritik an der in der Verordnung vorgeschriebenen Vorgehensweise
„Es gibt drei wichtige Aspekte des in den Verordnungen festgesetzten Rahmens zur Ermittlung der Obergrenze des risikofreien Zinssatzes, die wir allgemein als nicht übereinstimmend mit dem best-practice Ansatz zur Berechnung des Eigenkapitalzinssatzes ansehen.“, vgl. NERA Gutachten S.16)
gilt tatsächlich dem Verordnungsgeber.
Auch das KEMA-Gutachten stellt in Abschnitt 5.1.2. „Vorgaben der Netzentgeltverordnungen“ auf den gleichen Wert von 4,23% ab wie die Beschlusskammer. KEMA begründet diese Vorgehensweise auf S. 42 des Gutachtens in Übereinstimmung mit der Beschlusskammer:
„Mit der Wahl dieses Durchschnittswertes wähnen wir uns „auf der sicheren Seite“, was die Interpretation der Entgeltverordnungen angeht“.
2.1.2. Der Senat folgt der Auffassung der Beschlusskammer, wonach aus den gesamten Kapitalrückflüssen des Netzbetriebs sowohl Eigenkapitalgeber als auch Fremdkapitalgeber bedient werden, das Eigenkapital also nicht allein in Anlagen mit einer Nutzungsdauer von über 20 Jahren gebunden ist, sondern ebenfalls in Anlagen mit einer Nutzungsdauer ab 3 Jahren. Die Frage nach der Rendite, die einem Kapitalgeber für die Netzinvestition zugebilligt werden soll, ist nach dem Willen des Verordnungsgebers gerade nicht in Abhängigkeit von der individuellen Altersstruktur der Netzanlagen zu beurteilen.
2.1.3. Die Rüge, der Verordnungsgeber habe in § 7 Abs. 5 Nr. 1 StromNEV/GasNEV ausdrücklich vorgegeben, dass auch die Verhältnisse auf den internationalen Kapitalmärkten und die Bewertung von Energieversorgungsnetzen auf diesen Märkten bei der Ermittlung des Eigenkapitalzinssatzes zu berücksichtigen seien, greift ebenfalls nicht durch, weil sich diese Vorschrift ausschließlich auf die Bestimmung der Höhe des Wagniszuschlags bezieht.
2.2. Angemessener Zuschlag zur Abdeckung netzbetriebsspezifischer unternehmerischer Wagnisse
Gemäß § 7 Abs. 4 StromNEV/GasNEV ist ein angemessener Zuschlag zur Abdeckung netzbetriebsspezifischer unternehmerischer Wagnisse zu ermitteln. Der Zuschlag auf den unter Heranziehung der Umlaufrenditen bestimmten risikolosen Zinssatz ist so zu bemessen, dass die Verzinsung insgesamt den oben dargestellten Vorgaben des § 21 Abs. 2 S. 1 EnWG entspricht, wonach die Entgelte unter Berücksichtigung einer angemessenen, wettbewerbsfähigen und risikoangepassten Verzinsung des eingesetzten Kapitals gebildet werden. Diesem Ziel dient die Vorschrift des § 7 Abs. 5 Nrn. 1 - 3 StromNEV/GasNEV.
Wie dargestellt, kann die Feststellung des angemessenen Zinssatzes einschließlich des Wagniszuschlags wegen des prognostischen Einschlags von vornherein nur im Wege der begründeten Schätzung erfolgen. Da es für die Einschätzung der Marktrisikoprämie kein allein richtiges Verfahren gibt, muss sich die gerichtliche Überprüfung auf die Frage beschränken, ob die Regulierungsbehörde ihre Einschätzung anhand einer wissenschaftlich anerkannten Methodik vorgenommen hat. Die Beschlusskammer hat zur Ermittlung des angemessenen Zuschlags das Capital Asset Pricing Model (CAPM) herangezogen. Die Zulässigkeit der Anwendung dieses kapitalmarkttheoretischen Modells zur Ermittlung der Kapitalkosten eines Unternehmens steht außer Zweifel.
Das CAPM berechnet die Renditeforderung aus einem risikolosen Basiszins und einer unternehmensspezifischen Risikoprämie, die das netzspezifische unternehmerische Wagnis abbildet (vgl. Busse von Colbe in: BerlKommEnR, vor §§ 21 ff., a.a.O., Rn. 78). Die unternehmensspezifische Risikoprämie wird aus dem aus historischen Renditedaten gewonnenen Risikofaktor (Beta-Faktor) des Unternehmens und der Marktrisikoprämie errechnet. Die Marktrisikoprämie wiederum wird aus der Differenz zwischen dem risikolosen Zins und der zu erwartenden Rendite eines Marktportfolios errechnet. Damit erfüllt das CAPM grundsätzlich die Vorgaben des § 7 Abs. 5 StromNEV/GasNEV. Durch die Marktrisikoprämie werden die Verhältnisse auf den nationalen und internationalen Kapitalmärkten berücksichtigt, und durch den Beta-Faktor werden die Renditen börsennotierter Betreiber von Elektrizitäts-/Gasversorgungsnetzen auf ausländischen Märkten dargestellt, die mit den inländischen Netzbetreibern vergleichbar sind (Berndt, Die Anreizregulierung in den Netzwirtschaften, S. 92, 132 f.; Müller, N&R 2008, 55, 57; Hern/Haug, eT 6/2008, 26 ff.). Es dürfte auch kein anderes Modell geben, das wie das Capital Asset Pricing Model (CAPM) die Bewertung risikobehafteter Anlagen durch den Kapitalmarkt erläutert. Deshalb ist das CAPM bis heute das wichtigste Modell zur Handhabung risikogerechter Kapitalkosten (Volkart, Corporate Finance, Grundlagen von Finanzierung und Investition, Teil I, Kap. 3.2, S. 225; Brealey/Myers/Allen, Principles of Corporate Finance, Chapter Nine – Risk and Return, S. 228: „The capital asset pricing theory is the best-known model of risk and return“).
2.2.1. Marktrisikoprämie
Die Betroffene rügt ohne Erfolg, die von der Beschlusskammer gewählte Methode zur Berechnung der Marktrisikoprämie nach § 7 Abs. 4 Satz 1 StromNEV/GasNEV in Höhe von 4,55% sei fehlerhaft, die Marktrisikoprämie sei ausschließlich auf der Grundlage von Daten der Eurozone zu ermitteln. Die von der Beschlusskammer aufgrund einer Analyse historischer Daten in Form von Zeitreihen für verschiedene Länder vorgenommene Bestimmung der Marktrisikoprämie ist sachgerecht.
Der Sachverständige J. hat überzeugend ausgeführt, als Referenzmarkt zur Bestimmung der Marktrisikoprämie wäre der Ansatz einer deutschen Marktrisikoprämie grundsätzlich die beste Wahl, aber wegen der Verzerrungen auf dem deutschen Kapitalmarkt durch die beiden Weltkriege und die anschließenden hohen Wachstumsraten sei der Ansatz der Weltmarkt-Risikoprämie sachgerecht. Gleiches gilt nach den Ausführungen von J. für den Ansatz einer auf den europäischen Markt bezogenen Marktrisikoprämie. Den maßgeblichen Vorschriften der Netzentgeltverordnungen ist auch nicht zu entnehmen, dass sich die Betrachtung auf die Eurozone zu beschränken hätte. Eine solche Beschränkung folgt weder aus § 7 Abs. 5 Nr. 1 StromNEV/GasNEV, der die internationalen Kapitalmärkte in den Blick rückt, noch aus § 7 Abs. 5 Nr. 2 StromNEV/GasNEV, der ebenfalls die ausländischen Märkte anspricht.
Grundlage der Feststellungen der Beschlusskammer zur Bestimmung der Marktrisikoprämie ist die Studie „Global Investment Returns Yearbook 2008“ von Dimson, Marsh und Staunton. Diese umfasst als Datenbasis 17 Länder (z.B. USA, UK, Deutschland) und einen Zeitraum von 1900 bis 2007 (Gutachten Frontier Economics Ltd. Juni 2008, S. 50 ff.). DMS beziehen 17 Länder mit hochentwickelten Kapitalmärkten und guter Datengrundlage ein. Aus diesem Grund sind neben den Daten der wichtigsten europäischen und nordamerikanischen Länder auch die Daten Japans und Südafrikas eingeflossen. Die Portfolios der siebzehn in die Datenbank aufgenommenen Länder sind dabei nach dem jeweiligen Bruttoinlandsprodukt gewichtet. Die Beschlusskammer hat sich angesichts der durch die aktuelle Finanzkrise deutlich gewordenen Verflechtung zu Recht für die Betrachtung der internationalen Kapitalmärkte entschieden. Gerade die aktuelle Finanzkrise zeigt, wie sehr bestimmte Ursachen auf einem nationalen Markt weltweit unmittelbare Auswirkungen auf alle anderen nationalen Finanzmärkte entfalten können und wie Investoren in der Lage sind, weltweite Anlagemöglichkeiten zu nutzen. Die Beschlusskammer weist in dem angefochtenen Beschluss zutreffend darauf hin, dass eine rein europäische Analyse etwa anhand der Entwicklung des Dow Jones Euro Stoxx dem internationalen Charakter von Finanzmärkten, die eine weltweite Streuung von Risiken ermöglichen, nicht gerecht würde.
Auch die Gutachter NERA gehen in ihrer Untersuchung aus April 2008 nicht ausschließlich von der Eurozone aus. Sie beziehen die Marktrisikoprämie für die USA und Australien ein (Gutachten S. 35, 36 -Tabelle 6.1 -) und kommen danach zu dem Ergebnis, dass die auf dem arithmetischen Mittel basierende Marktrisikoprämie für Deutschland von 8,5 % auf 6,2 % zu korrigieren ist (Gutachten S. 44). Dabei fällt auch auf, dass die „generell auf einem höheren Niveau als in Europa“ liegenden Werte für die USA und Australien (Gutachten S. 44) jedenfalls nicht zu Lasten der Betroffenen wirken.
2.2.1.1. Arithmetisches oder geometrisches Mittelwertbildungsverfahren
Die Beschlusskammer hat, ausgehend von den Analysen von Dimson/ Marsh/ Staunton im „Global Investment Returns Yearbook 2008“ (vgl. auch Gutachten von Frontier, S. 50 f.) eine Marktrisikoprämie in Höhe von 4,0% bei Verwendung des geometrischen Mittels und in Höhe von 5,1% bei Verwendung des arithmetischen Mittels zugrunde gelegt (vgl. Gutachten von Frontier Economics Ltd., S. 51 f.) und daraus angesichts des in der ökonomischen Wissenschaft herrschenden Streits über die richtige Mittelwertbildung sachgerecht den arithmetischen Mittelwert in Höhe von 4,55 % als maßgebliche Größe errechnet. Der Einwand der Betroffenen, für die Ermittlung der Marktrisikoprämie sei allein das arithmetische Mittelwertbildungsverfahren heranzuziehen, ist unbegründet. Der Senat entscheidet sich mit dem Sachverständigen gegen die Anwendung des Blume-Schätzers auf die vorliegende Fallkonstellation. Der Rückgriff auf die Methode der Mittelwertbildung ist sachgerecht, solange die Frage, ob zur Berechnung der Marktrisikoprämie der arithmetische oder der geometrische Mittelwert die maßgebliche Basis bilden, wissenschaftlich nicht geklärt ist. Es ist nicht belegt, dass sich die von der Betroffenen favorisierte Methode der arithmetischen Mittelwertbildung durchgesetzt hätte (ebenso OLG Karlsruhe, Beschluss vom 15.11.2012 – 12 W 66/06 -, zitiert aus juris, Rn. 160 ff.).
Die Betroffene beruft sich auf das Gutachten NERA aus April 2008 mit der Aussage (S. 37 ff.):
„Unsere Analyse der neuesten wissenschaftlichen Erkenntnisse zur MRP kommt zu dem Ergebnis, dass die wissenschaftliche Meinung mehrheitlich die Verwendung der arithmetischen Mittelwerte historischer Renditen als Basis zur Berechnung der Marktrisikoprämie unterstützt. Tatsächlich gibt es eine erhebliche Zahl von Nachweisen, nach denen nur das arithmetische Mittel historischer Daten die zuverlässige Berechnung einer zukunftsorientierten MRP zulässt.“
Zitiert werden dazu Dimson, Marsh und Staunton (2000 „Risk and Return in the 20th and 21st Centuries“, Business Strategy Review 2000, Band 11, Ausgabe 2, S. 9):
„Wenn Entscheidungen jedoch auf einer zukunftsorientierten Basis getroffen werden, ist das arithmetische Mittel das angemessene Maß, da es das Mittel aller Renditen darstellt, die über die Dauer der Investition auftreten könnten“.
Weiter werden bei NERA (S. 37 f.) für die vorzugsweise Heranziehung des arithmetischen Mittels die Autoren Morin, Cornell, Ibbotson und Goetzman, Cooper, Grabowski und King zitiert.
Eine weitere Stellungnahme von NERA findet sich in dem zur zweiten Periode der Anreizregulierung erstellten Gutachten vom 4. Oktober 2011 (Stellungnahme zum Festlegungsentwurf der Bundesnetzagentur bezüglich des Eigenkapitalzinssatzes für Betreiber von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnetzen im Auftrag des BDEW, abrufbar unter http://www.bdew.de/internet.nsf/id/86DD6278827B4989C125792000477D25/ $file/Anlage%20zu%20BDEW-Stellungnahme%20EK-Zins%20NERA-STN.pdf):
„8.2. Stellungnahme von NERA
In der betriebswirtschaftlichen Literatur gibt es mehrere, weltweit anerkannte Methoden, die sich mit der sachgerechten Gewichtung des geometrischen und arithmetischen Mittels auseinandersetzen. Die am meisten verbreiteten´Methoden sind der Blume-Schätzer und der Cooper-Schätzer (27 Ian Cooper, “Arithmetic versus geometric Mean Estimators: Setting Discount Rates for Capital Budgeting”, European Financial Management 2 (1996): 157–167.28 Ballwieser (2007) diskutiert die Verfahren nach Blume und Cooper im Hinblick auf ihre Eignung bei der Unternehmensbewertung. Ballwieser, Wolfgang (2007): Unternehmensbewertung. 2. Auflage, S. 96-99.)
…Die Bundesnetzagentur begründete ihre Herangehensweise der Gleichgewichtung weder ökonomisch oder sachlogisch. Es ist nicht erkennbar, weshalb eine Überprüfung anhand des Blume-Schätzers bzw. des Cooper-Schätzers nicht erfolgt, obwohl diese die herrschende wirtschaftswissenschaftliche Meinung widerspiegeln, im Gegensatz zu der von der Bundesnetzagentur gewählten Gleichgewichtung. Der Beschlussentwurf liefert für die Gleichgewichtung keine ökonomische oder sachlogische Begründung. Die Bundesnetzagentur hatte dasselbe Gleichgewichtungsverfahren bereits in ihrem Eigenkapitalzinssatz-Beschluss von 2008 verwendet. Dass zu dem unterlegenen Gleichgewichtungsverfahren Beschwerden anhängig sind, und deshalb die Bundesnetzagentur möglicherweise von einem überlegenen Gewichtungsverfahren abgehalten ist, entbehrt der ökonomischen Berechtigung.“
Auch die Gutachter KEMA empfehlen:
„Die Durchschnittsbildung erfolgt über das arithmetische Mittel“ (KEMA-Gutachten Mai 2008, S. 62).
Es kann aber nicht übersehen werden, dass selbst die Stellungnahme von NERA vom 4. Oktober 2011 eingangs lautet:
„…In der betriebswirtschaftlichen Literatur gibt es mehrere, weltweit anerkannte Methoden, die sich mit der sachgerechten Gewichtung des geometrischen und arithmetischen Mittels auseinandersetzen“.
Auch die Gutachter KEMA führen aus, dass es in der wissenschaftlichen Literatur zur Corporate Finance unterschiedliche Meinungen darüber gibt, welches Mittelwertbildungsverfahren Anwendung finden sollte. Deshalb gehen nach der Aussage der KEMA-Gutachter manche Autoren dazu über, die Erwartungshaltung von Investoren bezüglich der Kapitalverzinsung sowohl als geometrisches als auch als arithmetisches Mittel auszuweisen (KEMA-Gutachten, S. 62, Fn. 62).
Beide Gutachter, NERA und KEMA, räumen damit die Existenz mehrerer anerkannter Methoden ein. Die Gutachten belegen demnach gerade nicht, dass die von der Beschlusskammer gewählte Methode nicht sachgerecht ist. Auch Ballwieser (Unternehmensbewertung, 2. Auflage, S. 96 ff., sowie „Kapitalkosten in der Regulierung“ in „10 Jahre wettbewerbsorientierte Regulierung von Netzindustrien in Deutschland“, 2008, S. 347) und Drukarczyk (Unternehmensbewertung, 4. Auflage, S. 390) gelangen – worauf die Beschlusskammer zutreffend hinweist - zu dem Ergebnis, dass die Heranziehung des geometrischen oder des arithmetischen Mittels in der Literatur kontrovers diskutiert wird. Sie verweisen wiederum auf Copeland/Koller/Murrin (Unternehmenswert, 3. Auflage, Frankfurt 2002, S. 267 ff.), die zwar für das arithmetische Mittel als dem besten Maßstab für erwartete zukünftige Renditen plädieren, weil alle möglichen Pfade die gleiche Gewichtung erhielten. Die geometrische Rendite stellt danach zwar den korrekten Maßstab für vergangene Leistungen dar, sei aber nicht zukunftsorientiert. Laut Copeland haben eine ganze Reihe von Studien ergeben, dass bei Aktienrenditen langfristig eine signifikante negative Autokorrelation bestehe, was bedeute, dass es schwieriger werde, Zusammenhänge zwischen den beobachteten Renditen zu verschiedenen Renditezeiträumen festzustellen. Insofern ist auch nach Copeland eine Beschränkung auf das arithmetische Mittel oder das geometrische Mittel nicht sachgerecht. Vielmehr gelangt er zu dem Ergebnis, dass die tatsächliche Marktrisikoprämie zwischen dem arithmetischen und dem geometrischen Mittel liegen dürfte (vgl. Copeland /Koller /Murrin, Unternehmenswert, S. 271).
Die unterschiedlichen wissenschaftlichen Ansätze belegen, dass sich in der Wirtschaftswissenschaft bisher keine einheitliche Auffassung zu dieser Frage gebildet hat. Die arithmetische Mittelwertbildung führt eher zu einer Überschätzung und die geometrische Mittelwertbildung eher zu einer Unterschätzung der Marktrisikoprämie (Ballwieser, a.a.O., S. 96). Das arithmetische Mittel dürfte für die Bewertung der erwarteten zukünftigen Renditen grundsätzlich der bessere Maßstab sein, da alle Pfade die gleiche Gewichtung erhalten. Der geometrische Mittelwert dürfte demgegenüber der bessere Maßstab für die Bewertung der in der Vergangenheit liegenden Leistungen darstellen (Werkmeister, Die Kapitalverzinsung im Rahmen der Entgeltregulierung gemäß § 31 TKG, Diss. 2011, S.175 unter Hinweis auf Cooper, arithmetic versus geometric mean estimators, European financial Management, vol 2, No 2, S. 157).
Aber auch Stehle, der für Unternehmensbewertungen die auf Basis des arithmetischen Mittels geschätzten Risikoprämien favorisiert hat (Stehle, Die Festlegung der Risikoprämie von Aktien im Rahmen der Schätzung des Wertes von börsennotierten Kapitalgesellschaften, WPg 17/2004, S. 921), hat es in diesem Zusammenhang für angebracht gehalten, einen Abschlag in Höhe von 1 bis 1,5 Prozentpunkten vorzunehmen. Copeland (Copeland/Koller/Murrin, 2002, S. 267) und der IDW 2008 (WP Handbuch 2008, Wirtschaftsprüfung, Rechnungslegung, Beratung, Band II, 13. Auflage, A 299) schlagen ebenfalls eine Korrektur des arithmetischen Mittels um 1,5 –2% nach unten vor.
Stehle empfiehlt in einem aktuellen Gutachten (Wissenschaftliches Gutachten zur Ermittlung des kalkulatorischen Zinssatzes, der den spezifischen Risiken des Breitbandausbaus Rechnung trägt, 24.11.2010, S. 174 f.), wegen der anhaltenden Diskussion den Mittelwert zwischen arithmetischem und geometrischem Mittel zu verwenden. Hierfür sprächen vor allem Konsistenz- und Stabilitätsüberlegungen. Für die alleinige Anwendung des arithmetischen Mittels spricht schließlich auch nicht, dass bei der Bestimmung der Marktrisikoprämie die Abschätzung der jährlich erwarteten Rendite des Investors im Blickpunkt steht. Dies ist im vorliegenden Fall schon deshalb nicht maßgeblich, weil im Rahmen der Festlegung eines Zinssatzes für die Dauer einer Regulierungsperiode auf Basis von historischen Datenreihen eine konstante Marktrisikoprämie über einen Zeitraum von 4 bis 5 Jahren bestimmt wird. Die Marktrisikoprämie wird im Rahmen der Bestimmung des Eigenkapitalzinssatzes nicht für ein Jahr (bspw. 2009) festgelegt, sondern bleibt für den Zeitraum der 1. Regulierungsperiode 2009 bis 2012 bzw. 2013 gültig. Folglich gibt die von der Beschlusskammer gewählte Marktrisikoprämie die Erwartung des Investors für den genannten Zeitraum wieder und bezieht sich nicht nur auf einen Erwartungshorizont von einem Jahr. Auch dies spricht für den von der Beschlusskammer gewählten Ansatz, einen Mittelwert der auf beide Arten gefundenen Ergebnisse zu bilden. Damit werden eine Überschätzung und eine Unterschätzung vermieden und es wird ein angemessener Ausgleich zwischen den widerstreitenden Interessen geschaffen (vgl. Werkmeister, a.a.O., S. 176).
Im Ergebnis folgt der Senat der Auffassung des Sachverständigen J. Das arithmetische Mittelwertbildungsverfahren gibt die durchschnittliche jährliche Veränderung innerhalb eines Zeitraumes bezogen auf das jeweils vorhergehende Jahr an. Das geometrische Mittelwertbildungsverfahren betrachtet demgegenüber die gesamte durchschnittliche jährliche Veränderung eines Basiswertes in einem bestimmten Zeitraum. Mit dem arithmetischen Verfahren wird der reine Durchschnittswert für einen bestimmten Zeitraum der Vergangenheit errechnet, während mit dem geometrischen Verfahren ausgehend von einem bestimmten Zeitpunkt die Veränderung des Basiswertes bis zum Bewertungszeitpunkt gemessen wird. Nach der Aussage des Sachverständigen ist das arithmetische Mittel der am häufigsten verwendete Mittelwert. Sein Vorteil liegt nach seinen Ausführungen darin, dass jeder Wert der Verteilung Einfluss auf das arithmetische Mittel hat. Das heißt aber gleichzeitig, dass Extremwerte innerhalb der Verteilung einen verzerrenden Einfluss auf den Durchschnitt haben können. Es ist auch denkbar, dass das arithmetische Mittel unter Umständen mit keinem der beobachteten Werte übereinstimmt. Für das geometrische Mittel spricht, dass Extremwerte nur geringen Einfluss auf den Mittelwert haben. In den Fällen, in denen Merkmalsausprägungen sinnvoll nur durch Multiplikation verknüpft werden könnten, sei die Verwendung des geometrischen Mittels angezeigt. Demgegenüber sei die Verwendung des arithmetischen Mittels angemessen, wenn die beobachteten Werte sinnvoll addiert werden könnten. Bei dem Vergleich der Methoden gelte, dass das geometrische Mittel stets kleiner oder gleich dem arithmetischen Mittel sei. Es könne gezeigt werden, dass Schätzfunktionen, die auf dem arithmetischen Mittel beruhten, bei endlichen Stichprobenumfängen >1 nicht erwartungstreu seien, sondern im Erwartungswert überschätzten. Werde der Endwert einer Kapitalanlage in Aktien nach n Perioden berechnet, dann überschätze das arithmetische Mittel den Endwert. Schätzfunktionen des geometrischen Mittels seien unter bestimmten Annahmen ebenfalls nicht erwartungstreu, sondern überschätzten oder unterschätzten im Erwartungswert. Blume habe aufgrund dieser Verzerrungen vorgeschlagen, einen gewichteten Durchschnitt aus arithmetischem und geometrischem Mittel zur Berechnung des Endwerts anzusetzen, da sich auf diese Weise ein fast unverzerrter Schätzer für den Endwert ergäbe (sog. Blume-Schätzer). Cooper habe Fälle analysiert, in denen ein Barwert und nicht ein Endwert geschätzt werden solle. Dann ergebe sich, dass sowohl das arithmetische als auch das geometrische Mittel den nach unten verzerrten Schätzer der künftigen Rendite darstellten. Cooper empfehle daher eine Mischung aus einem positiv gewichteten arithmetischen und einem negativ gewichteten geometrischen Mittel.
Zugrunde zu legen sei die Rendite eines Anlegers mit langfristigem Anlagehorizont. Die Marktrisikoprämie solle einen langfristigen Anlagehorizont von 30 Jahren reflektieren. Dies entspreche der langfristigen Nutzungsdauer der Anlagen. Es gehe nicht darum, für ein Jahr anzulegen, dann zu veräußern und wiederum für ein Jahr anzulegen. Das entspricht auch der Auffassung des VG Köln, das in dem Beschluss vom 19. Dezember 2005 – 1 L 1568/05 – (zitiert aus juris, Rn. 31 f.) darauf hinweist, dass es zweifelhaft sei, ob die auf der Grundlage des Blume-Ansatzes angenommene durchschnittliche Haltedauer von nur einem Jahr der Renditeberechnung im Rahmen einer Entgeltregulierung ohne weiteres zugrundegelegt werden könne.
Nach den Ausführungen des Sachverständigen würden am besten nicht 1-Jahresscheiben, sondern 30-Jahresscheiben zugrunde gelegt werden. Bei einer Laufzeit ab 1890 könnten dann vier Perioden mit jeweils 30 Jahren Laufzeit beobachtet werden. Über die beobachteten Überrenditen der vier 30-Jahresscheiben wäre jeweils das geometrische Mittel zu bilden, über die sich ergebenden Werte für die vier Zeiträume dann das arithmetische Mittel. In der Praxis seien jedoch zu wenige Zeiträume mit Beobachtungen über Zeiträume von 30 Jahren vorhanden. Der Sachverständige empfiehlt deshalb, nach der nächstbesten Lösung zu suchen und zu fragen, ob der Blume-Schätzer dem Ansatz des arithmetischen oder geometrischen Mittels überlegen ist. Er verweist auf Antonczyk/Mark, deren Untersuchungen gezeigt hätten, dass das mit dem arithmetischen oder geometrischen Mittel geschätzte Endvermögen bei einer Investition in Aktienfonds und Prognosehorizonten von 30 – 40 Jahren um 50 % und mehr vom Erwartungswert abweichen könne. Sie schlügen deshalb zum Einen den Blume-Schätzer, d.h. den Mittelwert aus arithmetischem und geometrischem Mittel, und zum anderen einen nicht parametrischen Bootstrap-Ansatz vor. Der Blume-Schätzer sei dem arithmetischen oder geometrischen Mittel in vielen Parameter-Konstellationen überlegen, jedoch nicht immer. Übersteige der Prognosehorizont den Stichprobenumfang, dann sei der Blume-Schätzer ungeeignet. Nachteil des Bootstrap-Ansatzes sei der hohe Rechenaufwand. Bei dem vorliegend maßgeblichen Anlagehorizont führe der Blume-Schätzer bei der Bestimmung der Marktrisikoprämie zu qualitativ besseren Ergebnissen als das arithmetische oder geometrische Mittel. Mit dem Blume-Schätzer und den im vorliegenden Fall zugrunde gelegten Mittelwerten (arithmetisches Mittel 5,1 %, geometrisches Mittel 4,0 %) und bei den langfristigen Betrachtungszeiträumen (108 Jahre Historie (T), Nutzungsdauer (N) des Netzes von 50 Jahren), würde sich eine Marktrisikoprämie von 4,66 % ergeben.
Vor dem Hintergrund der anhaltenden wissenschaftlichen Diskussion kann indessen, so der Sachverständige überzeugend, keine eindeutige Empfehlung für eine bestimmte Schätzmethode gegeben werden. Während aus diesen Ausführungen des Sachverständigen noch nicht hinreichend deutlich wird, aus welchem Grund die Beschlusskammer nicht den Ansatz des Blume-Schätzers wählen musste, sondern die Mittelwertbildung sachgerecht ist, so hat der Sachverständige dies anlässlich seiner mündlichen Anhörung überzeugend begründet. Die Blume-Gewichtung zwischen dem arithmetischen und dem geometrischen Mittel ist nicht schätztheoretisch abgeleitet, sondern nur der pragmatische Versuch, den Schätzer zu verbessern. Es handelt sich damit nicht um eine aus einem Modell heraus abgeleitete Vorgehensweise. Der Blume-Schätzer kommt im vorliegenden Fall nicht zur Anwendung, weil er auf der statistischen Unabhängigkeit der verwendeten historischen Daten beruht. Nach den Feststellungen des Sachverständigen ist aber vielfach nachgewiesen worden, dass Aktienrenditen der Vergangenheit nicht statistisch unabhängig sind, sondern sogenannte autoregressive Daten darstellen. Nach mehreren Jahren mit hohen Renditen in der Vergangenheit steigt mit jedem Jahr einer hohen Rendite die Wahrscheinlichkeit, dass die Renditen wieder sinken. Dieses Phänomen ist in der realen Wirtschaft zu beobachten, aber nicht in der Welt der Statistik. Bei derartigen autoregressiven Daten ist die Anwendung des arithmetischen Mittels nicht sachgerecht. Deswegen sollten mit dem Sachverständigen J. arithmetische Mittelwerte über möglichst lange geometrische Zeiträume Verwendung finden, also das arithmetische Mittel z.B. über viele 30-Jahres-(geometrische)-Scheiben. Diese Berechnungen ergäben aber deutlich niedrigere Risikoprämien. Sie lägen für die Bundesrepublik Deutschland nur knapp über 2 %.
Der Cooper-Schätzer ist schon nicht einschlägig, weil er dazu dient, Abzinsungsfaktoren zu schätzen, wie der Sachverständige J. in seinem schriftlichen Gutachten und bei seiner mündlichen Anhörung erläutert hat. Vorliegend geht es jedoch nicht um die Barwertfindung durch Abzinsung, sondern um die Bestimmung zukünftiger Renditen mittels eines Aufzinsungsfaktors. Entgegen der Auffassung der Betroffenen kommt es auch nicht darauf an, ob sich im Hinblick auf den Anlagebetrag Zinseszinseffekte ergeben oder solche infolge der Besonderheiten des nationalen Regulierungsregimes faktisch auszuschließen sind. Unabhängig davon ist die Anwendung des arithmetischen Mittels auf Sachverhalte wie den vorliegenden, in denen nicht ein Barwert gesucht wird, nicht sachgerecht.
Der Ansatz des Sachverständigen, wonach es zur Zeit keine überlegene Methode gibt, und die Beschlusskammer deshalb nicht den Ansatz des Blume-Schätzers wählen musste, sondern die Mittelwertbildung sachgerecht ist, bezieht sich auch auf den Streitpunkt der Anlagedauer. Der Sachverständige geht zwar von einer Anlagedauer von 30 Jahren aus und nicht von dem der Berechnung der Beschlusskammer zugrunde gelegten Zeitraum von 50 Jahren. Er musste indessen keine empirischen Nachforschungen anstellen, um die Investitionszeiträume sowie die Anlagedauern im Einzelnen zu ermitteln. Zugrunde zu legen ist jedenfalls die Rendite eines Anlegers mit einem langfristigen Anlagehorizont. Dies entspricht der langfristigen Nutzungsdauer der Anlagen. Die Marktrisikoprämie reflektiert einen Anlagehorizont von mindestens 30 Jahren. Dann aber kommt es nicht darauf an, ob die Anlagedauer 30 Jahre oder 50 Jahre beträgt. Bei diesen langen Zeiträumen kommt der Blume-Schätzer in keinem Fall zum Tragen, weil dieser Schätzer auf der statistischen Unabhängigkeit der verwendeten historischen Daten beruht und nach der überzeugenden Darstellung des Sachverständigen nachgewiesen ist, dass Aktienrenditen der Vergangenheit nicht statistisch unabhängige, sondern autoregressive Daten sind. Im Rahmen der vorzunehmenden Schätzung kommt weder dem arithmetischen noch dem geometrischen Mittel ein Übergewicht zu, sondern ist der Mittelwert zu bilden, unabhängig ob die Anlagedauer 30 Jahre oder 50 Jahre beträgt.
2.2.1.2. Plausibilisierung
2.2.1.2.1. Auch ein Plausibilitätsabgleich mit dem Dividend Growth Model (DGM) belegt nicht, dass die Zinssätze zu niedrig sind. Selbst wenn das DGM eine zusätzliche Methode zum CAPM für die Ermittlung des Eigenkapitalzinssatzes regulierter Unternehmen ist, die das in den USA vorherrschende Modell der Regulierer zur Bestimmung des Eigenkapitalzinssatzes von Netzbetreibern bildet (NERA Gutachten April 2008, S. 11, 56), spricht dieses nicht gegen die Wahl der Anwendung des CAPM. Das DGM bestimmt den Eigenkapitalzinssatz, indem es den Diskontierungszinssatz errechnet, bei dem der gegenwärtige Kurs einer Aktie dem Barwert aller zukünftigen erwarteten Dividenden entspricht (NERA a.a.O.). Wie der Sachverständige J. bei seiner Anhörung dargestellt hat, heißt das, die von Analysten für die Zukunft erwarteten Dividenden mit den notwendigen Wachstumsraten bilden die Grundlage zur Bestimmung des Eigenkapitalzinssatzes. Auch das CAPM richtet bei der Ermittlung des Risikozuschlags den Blick in die Zukunft. Mit der Einbeziehung des risikolosen Zinssatzes fließen aber abgesicherte Erfahrungswerte in die Bestimmung des Eigenkapitalzinssatzes ein. Gerade darauf verzichtet das DGM, indem der gegenwärtige Kurswert zur Grundlage der Zukunftsbewertung gemacht wird, und vertraut auf die nach den Ausführungen des Sachverständigen systematisch nach oben verzerrten Dividendenschätzungen der Analysten. Hinzu kommt die von der Beschlusskammer eingewandte Zirkularität bei der Prognose. Die Analysten schätzen das zukünftige Dividendenwachstum auf der Basis der erwarteten Regulierungsentscheidungen. Diese Entscheidungen – wie die angefochtene Entscheidung – sind aber gerade mit Hilfe der Zukunftsdaten zu treffen. Da hinreichende Analystenschätzungen als Grundlage einer Berechnung nach dem Dividend Discount Model im Prinzip nur für die DAX-Aktien vorliegen, somit nur für einen kleinen Ausschnitt aller Aktien, hält der Senat mit dem Sachverständigen diese Modelle für nicht geeignet, um eine Marktrisikoprämie zu quantifizieren. Damit kann das DGM auch nicht zur Plausibilisierung des mit dem CAPM gefundenen Ergebnisses dienen.
2.2.1.2.2. Die Beschlusskammer hat die Ermittlung der Marktrisikoprämie im Ergebnis zu Recht nicht daran gemessen, in welcher Höhe die Marktrisikoprämie in anderen Staaten angesetzt worden ist. Ob eine Plausibilisierung notwendig ist, hängt davon ab, in welchem Maße Unsicherheit über den berechneten Wert herrscht. Der mit dem CAPM ermittelte Wert in Höhe von 4,55 % liegt im Rahmen der von anderen Regulierungsbehörden ermittelten Werte, wie die von J. auf S. 15 des Gutachtens dargestellte Übersicht zeigt. Die Werte der acht herangezogenen Regulierungsbereiche liegen zwischen 2,5 % in Belgien und 5,25 % in Irland. Der Mittelwert beträgt 4,556 %. Das zeigt, dass die von der Beschlusskammer festgelegte Marktrisikoprämie in einem vertretbaren Rahmen liegt. Der Sachverständige weist darüber hinaus darauf hin, dass die im Zuge der Konsultation zur Bestimmung der EK-Zinssätze für britische Stromnetzbetreiber in den Jahren 2010 bis 2015 erstellten Gutachten Marktrisikoprämien zwischen 3 % und 5 % empfohlen haben. Ofgem hat sich an der oberen Grenze orientiert.
2.2.1.2.3. Für die Plausibilität der von der Beschlusskammer angesetzten Marktrisikoprämie spricht schließlich die aktuelle Studie von Stehle vom 24. November 2010 (Wissenschaftliches Gutachten zur Ermittlung des kalkulatorischen Zinssatzes, der den spezifischen Risiken des Breitbandausbaus Rechnung trägt, S. 106, 109), die den Zeitraum von 1955 bis 2009 und ausschließlich deutsche Unternehmen erfasst. Die Untersuchung hat einen Mittelwert der Marktrisikoprämie in Höhe von 4,35 % ergeben. Das ist ein deutlich geringerer Wert als der von der Beschlusskammer mit 4,55 % ermittelte Wert, der für die Richtigkeit der Festlegung spricht.
Auch eine weitere, zu der zweiten Festlegung der Eigenkapitalzinssätze erstellte und deshalb besonders aktuelle Studie von NERA aus dem Jahr 2011 ergibt, dass die von der Beschlusskammer angesetzte Marktrisikoprämie einem Vergleich mit den auf europäische Unternehmen ausgerichteten Marktrisikoprämien standhält. Die Gutachter von NERA führen in der Studie vom 4.Oktober 2011 (Stellungnahme zum Festlegungsentwurf der Bundesnetzagentur bezüglich des Eigenkapitalzinssatzes für Betreiber von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnetzen) auf S. 19 unter Punkt 7.2. aus:
„Die Datensammlung von Dimson, Marsh and Staunton (2011) umfasst eine Datenbasis von 19 Ländern (darunter auch Deutschland) sowie von den zwei Regionen „Europa“ und „Welt“. In ihrer Festlegung zur Marktrisikoprämie stellt die Beschlusskammer auf die Region „Welt“ ab. Sie legt ihrer Eigenkapitalzinssatzberechnung somit einen weltweiten Referenzmarkt zugrunde und hält damit an ihrer Vorgehensweise fest, die sie bereits im Beschluss BK 4-08-068 für die erste Regulierungsperiode verfolgte. Dies geschieht, obwohl zwischenzeitlich die DMS-Datenbasis um die Region „Europa“ erweitert wurde. In früheren Publikationen vor 2010 – also auch in der Publikation von 2008, die dem Bundesnetzagentur-Beschluss für die 1. Anreizregulierungs-periode zugrunde liegt – waren keine Datenreihen für die Region „Europa“ enthalten). Tabelle 7.1 zeigt das arithmetische und geometrische Mittel historischer Renditereihen für die zwei Regionen „Europa“ und „Welt“. Die Tabelle zeigt, dass von den Referenzmärkten der Referenzmarkt „Welt“, auf den die Beschlusskammer in ihrem Beschlussentwurf abstellt, die geringeren Durchschnittswerte liefert.
Tabelle 7.1
Durchschnittliche Renditereihen relativ zu langfristigen Staatsanleihen
(1900-2010)
Arithmetisches Mittel Geometrisches Mittel
Europa 5,2% 3,9%
Welt 5,0% 3,8%
Quelle: Dimson, Marsh and Staunton (2011), S. 28
Die Verwendung eines weltweiten Referenzmarktes ist aus mehreren Gründen unsachgerecht und führt zu einer Unterschätzung der Marktrisikoprämie aus Sicht eines Investors in deutsche Energienetze.“
Das Mittel aus dem arithmetischen und dem geometrischen Mittel für Europa beträgt 4,55 %. Das ist exakt der Wert der für die erste Regulierungsperiode festgelegten Marktrisikoprämie. Das spricht ebenfalls für die Plausibilität der Festlegung.
2.2.1.2.4. Wechselkurseffekte haben bei der Bestimmung der Marktrisikoprämie unberücksichtigt zu bleiben. Der Sachverständige J. hat zur Überzeugung des Senats dargestellt, dass die Auswirkungen durch die Wechselkurseffekte eine zu vernachlässigende Größe darstellen. Nach den Feststellungen des Sachverständigen bedeutet die Währungsschwankung, dass der US-Dollar in dem von Dimson, Marsh und Staunton betrachteten Zeitraum pro Jahr im Durchschnitt um ca. 4,5 % gestiegen ist. Wenn man überhaupt eine Verzerrung sehe, dann betrage dieser Effekt 0,02 %. Bei dieser Angabe handelt es sich um eine Schätzung des Sachverständigen. Soweit die Betroffene die insoweit herangezogene Datenbasis als nicht nachvollziehbar beanstandet und die Berechnungsmethode kritisiert, ergibt sich aus ihrem Vorbringen bereits nicht, wie und wodurch sich ein weitergehender Wert für den Wechselkurseffekt ergeben könnte, der sich außerhalb des mit einer Schätzung notwendig verbundenen Größenrahmens bewegt. Insbesondere hat sie nicht dargetan, dass sich ein Wert in einer Größenordnung ergibt, bei der die Wechselkurseffekte nicht mehr vernachlässigbar sind.
Diese mögliche Verzerrung aus dem US-Dollar-Effekt von 0,02 % ist nach der Auffassung des Senats gegenüber einer unsicheren Datenbasis, die sich bei einer Beschränkung auf deutsche Werte für den maßgeblichen Zeitraum ergäbe und den daraus folgenden möglichen Verzerrungen, die der Sachverständige plausibel auf 2 % beziffert hat, vorzugswürdig.
Entgegen der von der Betroffenen vertretenen Auffassung zwingt das Abstellen auf einen weltweiten Referenzmarkt nicht zur Verwendung des ICAPM. Insoweit handelt es sich um eine von einigen Autoren entwickelte Erweiterung des CAPM (Adler/Dumas, International portfolio choice and corporation finance: a synthesis. Journal of Finance 38, 1983, 925 ff.: Sercu, A Generalization of the International Asset Pricing Model, Revue de l`Association Francaise de Finance 1(1), 90 ff.: Solnik, European Capital Markets, Lexington, D.C. Heath, 1973), die die mit internationalen Investitionen verbundenen Wechselkursrisiken abbilden soll. Das Modell ist aber in seiner Verbreitung und seiner Anerkennung mit dem Standard CAPM nicht vergleichbar. Vielmehr existieren neben dem ICAPM zahlreiche weitere, konkurrierende Ansätze zur Erweiterung des CAPM um eine internationale Komponente.
Das ICAPM nimmt die Renditeerwartung bei Investitionen in Nicht-Heimatwährungen in den Blick und berücksichtigt methodisch die sich bei diesen Sachverhalten stellenden Wechselkurseffekte. Indiziert ist die Verwendung dieses Modells demnach nur in Fallgestaltungen, in denen aus der Perspektive des Investors signifikante Wechselkurseffekte vorliegen. Der Senat hält aber eine solche Konstellation im Streitfall nicht für einschlägig. Zwar sind nach den Vorgaben der Verordnung durchaus auch internationale Investoren zu berücksichtigen. Daraus folgt aber nicht, dass bei der Bemessung der Rendite nationaler Netzbetreiber die Perspektive internationaler Investoren maßgeblich sein muss und Anlass zur Kompensation eines möglichen Währungsrisikos gibt.
2.2.2. Risikofaktor
Die Rüge der Betroffenen, der von der Beschlusskammer mit 0,79 angesetzte Risikofaktor sei methodisch fehlerhaft ermittelt worden, hat ebenfalls keinen Erfolg. Die Ermittlung des Zuschlags entspricht den Vorgaben des § 7 Abs. 5 Nrn. 1, 2 und 3 StromNEV/GasNEV. Die von der Beschlusskammer vorgenommene Auswahl des Betrachtungszeitraums und der Gewichtung der erhobenen Daten ist ebenso wenig zu beanstanden wie die Bestimmung des Referenzmarkts.
2.2.2.1. Betrachtungszeitraum und Gewichtung
Die Beschlusskammer hat zur Ableitung der Eigenkapitalzinssätze für deutsche Netzbetreiber den Betafaktor sachgerecht auf der Basis von täglichen Renditedaten und internationalen Aktienindizes ermittelt.
Der Betafaktor in Höhe von 0,79 ist aus dem gewichteten Mittelwert der Betafaktoren von 12 Referenzunternehmen hergeleitet worden. Deren Daten sind über einen Beobachtungszeitraum von fünf Jahren (07.04.2003 – 07.04.2008) anhand fünf einjähriger Perioden ausgewertet worden. Dies wird ohne Erfolg kritisiert. Der Sachverständige hat zwar dargelegt, dass er die Verwendung von wöchentlichen Renditen für vorzugswürdig hält, die Verwendung von Tagesdaten jedoch ebenfalls eine in der Praxis häufig verwendete und sachgerechte Methodik ist. Das Abstellen auf wöchentliche Renditen würde die Höhe des Betafaktors sogar geringfügig reduzieren.
Ohne Erfolg bleibt auch die Rüge, die Betrachtung vorrangig eines Einjahres-Zeitraums für die Bestimmung des Roh-Risikofaktors und dessen starke Gewichtung im Vergleich zu den – höheren - Werten für den Drei- und Fünfjahreszeitraum sei nicht konsistent zur Heranziehung extrem langer Zeitreihen bei der Marktrisikoprämie.
Die Beschlusskammer hat ergänzend zu dem Betafaktor für einen einjährigen Zeitraum (07.04.2007 – 07.04.2008) die Betafaktoren für einen dreijährigen Zeitraum (07.04.2005 - 07.04.2008) und für einen fünfjährigen Zeitraum (07.04.2003 - 07.04.2008) berechnet. Auf Basis der Mittelwerte ergibt sich für den drei- und den fünfjährigen Betrachtungszeitraum ein Durchschnitt von 0,82. Aus diesem Wert und dem Mittelwert für den einjährigen Betrachtungszeitraum von 0,76 ergibt sich ein Mittelwert von 0,79. Dabei wird der einjährige Betrachtungszeitraum mit 63,3 % gewichtet. Die Gewichtung der einzelnen Jahre beträgt (rückwärts betrachtet):
63,3 %, 13,3 %, 13,3 %, 5,0 %, 5,0 %.
Die starke Gewichtung des einjährigen Betrachtungszeitraums im Vergleich zu den – höheren - Werten für den Drei- und Fünfjahreszeitraum ist sachgerecht.
Der Sachverständige empfiehlt insoweit zwar eine Gleichgewichtung der fünf Einjahres-Zeiträume. Dies würde aber eine Erhöhung des Betafaktors um 0,01 % bedeuten. Diese Korrektur hält der Senat indessen nicht für notwendig. Die starke Gewichtung des letzten Jahreszeitraums 2007/2008 mit 63 % entspricht dem absehbaren Abschwung der folgenden Jahre. 2010 gab es zwar eine leichte Erholung, danach waren die Werte aber wieder wie in der Zeit zuvor (Darstellung bei Frontier 2011, S. 21 ff., Diagramm S. 22).
Schließlich sind auch methodische Gründe, nach denen es auf eine Übereinstimmung der jeweiligen Zeitreihen ankäme, nicht ersichtlich. Das Gutachten NERA 2008 (S. 23) enthält keine Begründung, weshalb es methodisch erforderlich sei, dass der für die Beta-Ermittlung zugrunde liegende Zeitraum „in Übereinstimmung mit (dem) Ansatz zur Berechnung des risikolosen Zinssatzes" einen 10-Jahreszeitraum erfasst. Dem CAPM entspricht es vielmehr, für die Bestimmung der Marktrisikoprämie einen möglichst langen Zeitraum zu betrachten und für die Ermittlung des Risikofaktors relativ kurzfristige Zeiträume heran zu ziehen. Dementsprechend wählen die Gutachter NERA - wie die Beschlusskammer – für die Marktrisikoprämie einen Zeitraum von 106 Jahren und für den Risikofaktor einen deutlich kürzeren Zeitraum. Es ist methodisch sachgerecht, die aktuelle Einschätzung des Risikos durch den Markt als die beste Annäherung an die nähere zukünftige Entwicklung anzusehen, dabei auf den Zeitraum des gerade vergangenen Jahres abzustellen und dies durch die ergänzende Heranziehung weiterer Zeiträume abzusichern. Die besondere Bedeutung des aktuell zurückliegenden und kurzen Zeitraums rechtfertigt dessen erheblich stärkere Gewichtung (ebenso OLG Schleswig-Holstein, Beschluss vom 01.10.2009 - 16 Kart 2/09 -, zitiert aus juris, Rn. 45 f.).
2.2.2.2. Referenzmarkt
Mit dem Sachverständigen J. hält der Senat es für sachgerecht, dass die Marktrisikoprämie auf der Grundlage weltweiter historischer Daten berechnet wird. Es ist auch nicht zu beanstanden, dass die Länder, deren Unternehmen in die Peer Group zur Ermittlung des Betafaktors für die deutschen Strom- und Gasnetzbetreiber aufgenommen worden sind, mit den Ländern, die den Welt-Index für die Erhebung von Dimson, Marsh and Staunton bilden, nicht identisch sind. Deutsche Unternehmen, die als reine Netzbetreiber börsennotiert sind, existieren nicht. Aus diesem Grund sind die Unterschiede in der Auswahl der Länder für die Marktrisikoprämie und für den Betafaktor unvermeidbar und die Beschlusskammer hat sachgerecht eine weltweite Stichprobe ausländischer, börsennotierter und ausschließlich als Netzbetreiber tätiger Unternehmen erstellt. Den Vorschriften des § 7 Abs. 5 Nrn. 1, 2 und 3 StromNEV/GasNEV ist nicht zu entnehmen, dass bei der Bestimmung des Risikofaktors auf Vergleichsunternehmen aus der Eurozone abzustellen wäre. Vielmehr ist es angebracht, eine möglichst weite regionale Abgrenzung anzustreben. Damit wird die für die Schätzung zugrunde gelegte Stichprobe ausreichend groß, um belastbare Schätzergebnisse zu erhalten. Dadurch verlieren mögliche nationale Sondereffekte sowie daraus resultierende Verzerrungen an Gewicht. Darüber hinaus sprechen Überlegungen zur Methodenkonsistenz für die Wahl einer weltweiten Vergleichsgruppe. Auch bei der Bestimmung der Marktrisikoprämie hat die Beschlusskammer eine ähnliche geographische Abgrenzung gewählt. Demgegenüber stellen die Gutachten von NERA und KEMA auf eine europäische Vergleichsgruppe ab, da in der Eurozone im Gegensatz zu der Weltzone die Anreizregulierung herrsche. Dabei werden aber nicht mehr nur reine Netzbetreiber erfasst, sondern auch Unternehmen, die nur überwiegend im Netzbetrieb tätig sind. Dieses Vorgehen erscheint dem Senat nicht sachgerecht. Vielmehr hat die Beschlusskammer zu Recht die unterschiedlichen Risiken der ausschließlich im Netzbetrieb tätigen Unternehmen und der überwiegend im Netzbetrieb tätigen Unternehmen hervorgehoben und Unternehmen als reine Netzbetreiber herangezogen, bei denen der Umsatzanteil des Netzgeschäfts an dem Umsatz der gesamten unternehmerischen Aktivität zumindest 75% beträgt.
Die von der Betroffenen geäußerten Bedenken gegen die Einbeziehung des Unternehmens T. aus Argentinien, durch das hohe staatliche Kreditrisiko Argentiniens werde der Risikofaktor verfälscht, sind unbegründet. Die für T. ermittelte Bewertung liegt ausweislich der Tabelle 4 des angefochtenen Beschlusses (Beschluss S. 28) innerhalb der Werte der dort aufgeführten Unternehmen. Im Übrigen ist nicht erkennbar, wie die Betroffene durch einen hohen Risikofaktor des Unternehmens T. beschwert sein sollte.
Dem Einwand, das Unternehmen At. habe einen Netzanteil am Umsatz von lediglich 64% und sei demnach kein reiner Netzbetreiber, ist die Beschlusskammer bereits in dem angefochtenen Beschluss (S. 18) entgegengetreten, ohne dass ein Nachweis für die gegenteilige Behauptung geführt worden wäre. Im Übrigen ist auch in diesem Fall nicht ersichtlich, wie die Betroffene durch den unter Einbeziehung von At. höheren Durchschnittswert für den Risikofaktor beschwert sein könnte.
Der Einbeziehung der australischen Unternehmen E. und Ap. in die Peer Group steht nach den Analysen des Sachverständigen J. nicht die mangelnde Liquidität der Aktien entgegen. Die Aktien aller in der finalen Vergleichsgruppe enthaltenen Unternehmen werden aktiv gehandelt.
Der Sachverständige hat das Verhältnis der Anzahl von Handelstagen mit einer beobachteten Nullrendite zu den gesamten Handelstagen in den einzelnen Untersuchungsjahren ermittelt. Eine Nullrendite ergibt sich dabei, wenn der Tagesschlusskurs einer Aktie dem Schlusskurs am Vortag entspricht. Ausweislich der von dem Sachverständigen erstellten Übersicht (Tabelle S. 29 des Gutachtens) sind für die Ap. in den untersuchten Jahren keine Nullrenditen feststellbar, und für die E. tritt lediglich an einem Handelstag des Zeitraums 2005/2006 eine Nullrendite auf. Über den gesamten Beobachtungszeitraum ergibt sich so ein Anteil an Handelstagen mit Nullrendite in Höhe von ca. 0,08 %. Dieser Wert liegt deutlich unter dem durchschnittlichen Mittelwert des beobachteten Anteils an Nullrenditen von ca. 1,02 %. Auch die ermittelten Geld-Brief-Spannen dieser australischen Unternehmen, 0,99 % bei der Ap. und 1,07 % bei der E., liegen ausweislich der Tabelle S. 30 des Gutachtens innerhalb der Bandbreite der beobachteten Werte für die übrigen Vergleichsunternehmen, deren Mittelwert bei 1,17 % liegt. Das von dem Sachverständigen untersuchte Verhältnis des jährlichen Handelsvolumens zur durchschnittlichen Marktkapitalisierung, das Verhältnis der insgesamt jährlich gehandelten Aktienstückzahlen zur durchschnittlich jährlich ausstehenden Aktienstückzahl und auch die im Betrachtungszeitraum bestehende Aktionärsstruktur sprechen ebenfalls für eine ausreichende Liquidität des Aktienhandels dieser Unternehmen (Einzelheiten Tabellen S. 31 – 35 des Gutachtens).
2.2.2.3. Systembedingte Unterschiede in der Risikoeinschätzung
Unsicherheiten über mögliche Änderungen der in der ARegV festgelegten Regeln und deren Umsetzung vermögen eine höhere Risikoeinschätzung ebenfalls nicht zu begründen. Die Gesamtbetrachtung, die neben dem Effizienzwert auch den Erweiterungsfaktor, den pauschalen Investitionszuschlag, die Investitionsbudgets und andere nicht beeinflussbare Kostenanteile berücksichtigt, ergibt vielmehr, dass sich Chancen und Risiken aus der Anreizregulierung die Waage halten, so dass es keines besonderen Risikozuschlags bedarf. Aus der Einführung der Anreizregulierung ergeben sich für die Netzbetreiber keine besonderen, zusätzlich zu berücksichtigenden Risiken.
Im Hinblick auf möglicherweise nicht zu erreichenden Effizienzvorgaben gilt, dass die Netzbetreiber auf die Erreichung der Effizienzvorgaben selbst Einfluss haben, so dass die theoretische Möglichkeit, Effizienzvorgaben nicht zu erreichen, schon nicht zu einem Risikoaufschlag führen kann. Nach der gewählten Methode zur Bestimmung des Eigenkapitalzinssatzes, dem CAPM, kann dieses Risiko zudem schon methodenbedingt nicht berücksichtigt werden, da diversifizierbare Risiken bei der Bestimmung des Risikofaktors im CAPM unberücksichtigt bleiben. Ausschließlich nicht diversifizierbare, also systematische Risiken können nach dem CAPM eine Risikoprämie begründen, wie der Sachverständige J. ausgeführt hat (Gutachten S. 74).
Mögliche Unsicherheiten, die aus der erstmaligen Anwendung von Benchmarking-Modellen entstehen sowie aus dem Umstand, dass die zugrunde gelegten Daten eine schlechte Qualität aufweisen könnten, wären – so zutreffend die Beschlusskammer - bei der Bestimmung der Effizienzwerte, etwa durch einen Sicherheitsfaktor zu berücksichtigen, nicht dagegen bei der Bestimmung des Eigenkapitalzinssatzes. In diesem Zusammenhang weist die Beschlusskammer zu Recht darauf hin, dass für die Netzbetreiber in der Regel sehr hohe Effizienzwerte festgestellt worden sind, was insbesondere auf der Anwendung der verschiedenen in Anlage 3 zu § 12 ARegV vorgeschriebenen Methoden und der Auswahl „best-of-four“ nach § 12 Abs. 3 und 4a ARegV beruht. Außerdem besteht für den einzelnen Netzbetreiber die Möglichkeit, unter Berücksichtigung der Regelungen des § 15 Abs. 1 ARegV eine Korrektur des Effizienzwertes zu erreichen, soweit er nachweist, dass Besonderheiten seiner Versorgungsaufgabe im Effizienzvergleich nicht hinreichend berücksichtigt worden sind.
Der Senat nimmt auch nicht an, dass sich das regulatorische Risiko auf den Risikofaktor auswirkt. Eine solche Bewertung rechtfertigt sich weder angesichts des NERA-Gutachtens noch der Auffassung von Hern/Haug (Die kalkulatorischen Eigenkapitalzinssätze für Strom- und Gasnetze in Deutschland (eT 2008, 26 ff.). Soweit die Autoren durch die Einführung der Anreizregulierung in Deutschland Unsicherheiten erkennen möchten, stellen sie weder bei der Wahl der Vergleichsgruppe ausschließlich auf Unternehmen in der Anreizregulierung ab noch erheben sie für die Anreizregulierung in Deutschland einen zusätzlichen Risikoaufschlag. Darauf weist die Beschlusskammer zutreffend hin.
Schließlich kann eine Erhöhung des Risikofaktors auch nicht damit begründet werden, dass eine Kostendeckung nicht mehr gewährleistet sei. Tatsächlich werden die Kosten des Netzbetriebs nach der ARegV in nicht beeinflussbare und beeinflussbare Kosten aufgeteilt. Der Kostenanteil, auf den die Effizienzziele angewendet werden, besteht ausschließlich aus den beeinflussbaren Kosten des Netzbetriebs und ist damit erheblich geringer als die gesamten Kosten des Netzbetriebs. Soweit die Kosten nicht beeinflussbar sind, stehen dem Netzbetreiber Erlöse zur Kostendeckung in vollem Umfang zur Verfügung. Unsicherheiten bei der Einhaltung der Erlösobergrenze unter Berücksichtigung des Anteils der beeinflussbaren Kosten kann der Netzbetreiber durch betriebswirtschaftliche Maßnahmen gegensteuern.
Die Regulierungspraxis in Norwegen und Großbritannien mit einem 1%igen Risikoaufschlag auf die Kapitalverzinsung bei Einführung der Anreizregulierung bindet die Regulierungsbehörden in Deutschland nicht. Die von § 7 Abs. 5 StromNEV/GasNEV geforderte Berücksichtigung der Verzinsung auf ausländischen Märkten bedeutet nicht eine Übernahme der in diesen Ländern herrschenden Methoden zur Ermittlung der Zinssätze.
Signifikante Unterschiede in den Risikoeinschätzungen zwischen Unternehmen in kostenregulierten Systemen und in der Anreizregulierung, die es erforderten, dass für die Welt-Marktrisikoprämie ausschließlich Daten von Umnehmen aus der Anreizregulierung Anwendung finden oder einen Zuschlag zur Risikoprämie zu machen, bestehen nicht. Die Einschätzung des Senats, dass durch die Einführung der Anreizregulierung keine besonderen Risiken entstehen, wird durch den Sachverständigen J. gestützt. Er hat bei der Durchführung der Testreihen keine Hinweise auf ein besonderes regulatorisches Risiko gefunden. Nach den Ergebnissen der Testreihen sind sogar eher den kostenorientiert regulierten Unternehmen höhere Risikofaktoren zuzuordnen.
Der Sachverständige geht in seinem Gutachten (S. 67 f.) zunächst auf die von der Beschlusskammer herangezogenen Vergleichsunternehmen ein. Es sind zwölf Vergleichsunternehmen identifiziert worden. Fünf Unternehmen unterliegen der Anreizregulierung, sieben der Kostenregulierung. Nach den Ausführungen des Sachverständigen zeigt die Auswertung der Literatur, dass infolge der Einführung der Anreizregulierung ein erhöhtes systematisches Risiko erwartet werde (S. 68). Der Sachverständige stellt sodann die Unterschiede in der Regulierungsform als Grundlage der Risikobewertung dar. Im System der Anreizregulierung in Form der Preisregulierung („price cap“ – Regulierung) werden zukünftige Preise ex-ante mit einer RPI-X Formel festgelegt. Dadurch werden Anreize zur Verbesserung der Produktivität geschaffen. Treten allerdings exogene Faktoren auf, die zu erhöhten Kosten führen, dann besteht das Risiko eines Gewinnrückgangs, wenn die Kosten nicht weiter gegeben werden können. Die kostenorientierte Regulierung („rate-of-return“-Regulierung) sichert die Unternehmen weitgehend ab, da sie die Kosten überwälzen und zuzüglich der Eigenkapitalrendite erwirtschaften können. Deshalb wird z.T. die Auffassung vertreten, dass die kostenorientierte Regulierung ein geringeres regulatorisches und systematisches Risiko aufweise.
Gegenüber den in den von den Betroffenen vorgelegten Gutachten aufgezeigten Risikofaktoren, die durch die Umstellung auf das System der Anreizregulierung auftreten sollen (Literatur-Nachweise Gutachten J., S. 69), wendet der Sachverständige ein, dass die herangezogenen Studien überwiegend theoretische Überlegungen anstellten und nur in einem geringen Maß auf empirischen Ergebnissen aufbauten (Literatur-Nachweise Gutachten S. 69, Fn. 60).
Um den behaupteten Einfluss der Regulierungsform auf das systematische Risiko zu widerlegen, hat die Beschlusskammer einen quantitativen Test durchgeführt. Dazu wurden die finale und die erweiterte Peer Group jeweils in eine Gruppe anreizregulierter und kostenregulierter Unternehmen eingeteilt. Die Gruppen wurden dann mit einem t-Test auf Gleichheit ihrer Mittelwerte und mit einem F-Test auf Gleichheit ihrer Varianzen untersucht. Die Ergebnisse weisen nicht auf ein unterschiedliches systematisches Risiko hin (vgl. Frontier, S. 66-69, Beschluss BK4-08-068, S. 21, Gutachten J. S. 74).
Der Sachverständige kritisiert allerdings in Übereinstimmung mit den Gutachtern NERA (NERA II, S. 8), dass die statistische Untersuchung nur wenig Aussagekraft habe:
-Der Umfang der Stichproben sei zu gering. Die erweiterte Vergleichsgruppe enthalte 23 Unternehmen und die finale Vergleichsgruppe lediglich 12 Unternehmen. Ein ausreichend großer Stichprobenumfang (Faustregel: n > 40) sei notwendig, um approximativ die Normalverteilung der untersuchten Variablen annehmen zu können. Dies sei Grundbedingung zur sachgerechten Anwendung des t-Tests. Ansonsten seien weitergehende statistische Analysen notwendig, die im vorliegenden Fall fehlten.
-Die Unternehmen seien zum Teil fehlerhaft zugeordnet worden; fünf als anreizregulierte und sieben als kostenregulierte. In Spanien und Großbritannien sei aber eine anreiz- und nicht eine kostenorientierte Regulierung vorherrschend. Deshalb unterfielen acht der zwölf Unternehmen der Anreizregulierung und nur vier der Kostenregulierung (Tabelle S. 76).
-Eine weitere methodische Schwäche liege darin, dass nur ein Einflussfaktor betrachtet worden sei (die Regulierungsform), ohne potenzielle Wechselwirkungen mit anderen Variablen wie der Energieart (Gas oder Strom) oder der Netzart (Fernleitungs- oder Verteilernetz) zu berücksichtigen. Dies könne zu verzerrten und in der Aussagekraft eingeschränkten Ergebnissen führen.
Um diese Fehlerquelle auszuschließen, hat J. eine multiple Regression durchgeführt, mit der mehrere Einflussvariablen simultan untersucht werden können. Die Ergebnisse sind auf S. 99 des Gutachtens dargestellt.
Der Sachverständige hat den t-Test deshalb auf der Basis öffentlich zugänglicher Kapitalmarktdaten und eigener Berechnungen nachgestellt. Dabei hat er die adjustierten unverschuldeten Betafaktoren für die einzelnen Betrachtungszeiträume und die Vergleichsunternehmen ermittelt und eine Korrektur der länderspezifischen Zuordnung vorgenommen (Tabelle S. 77).
Danach hat die Analyse der erweiterten Vergleichsgruppe mittels des t-Tests ergeben (Tabelle S. 78), dass in vier von fünf Untersuchungsjahren kein signifikanter Unterschied des systematischen Risikos zwischen den anreiz- und den kostenregulierten Unternehmen feststellbar ist. Nur für das Betrachtungsjahr 2005/2006 wird die Nullhypothese gleicher Mittelwerte für die unverschuldeten Betafaktoren abgelehnt. Für dieses Jahr sind die Mittelwerte mit einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 5 % unterschiedlich. Aber der absolute Vergleich deutet mit 0,54 zu 0,33 sogar auf ein höheres Risiko der kostenorientierten Unternehmen hin, allerdings unter dem verzerrenden Einfluss von in der Stromherstellung tätigen Unternehmen - etwa von N. -.
Der von J. angepasste t-Test für unabhängige Stichproben hat für die finale, engere Peer Group ergeben, dass die Nullhypothese gleicher Mittelwerte in keinem der Betrachtungsjahre abgelehnt werden kann (Tabelle S. 80).
Insgesamt gibt es nach den Ergebnissen der durchgeführten Tests keine Hinweise, die der Annahme gleicher systematischer Risiken entgegenstehen. Aufgrund des geringen Stichprobenumfangs haben diese Befunde allerdings nur eine bedingte Aussagekraft. Um eine höhere statistische Validität zu gewährleisten, hat J. deshalb auf der Basis von Kapitalmarktdaten eine erweiterte Stichprobe gebildet mit Unternehmen, die 75 % ihres Umsatzes durch eine regulierte Netzaktivität verdienen und bei denen eine ausreichende Liquidität des Aktienhandels besteht.
Die Ergebnisse (Tabelle S. 82) zeigen, dass auch bei einer Erweiterung der Stichprobe keine Anhaltspunkte für ein erhöhtes Risiko der anreizregulierten Unternehmen gegenüber kostenregulierten Unternehmen bestehen. In den Jahren 2004/2005 und 2006/2007 kann die Nullhypothese gleicher Mittelwerte mit einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 5 % nicht abgelehnt werden. In den anderen drei Betrachtungszeiträumen 2003/2004, 2005/2006 und 2007/2008 wird die Hypothese gleicher Mittelwerte zwischen beiden Stichproben zwar abgelehnt. Aber dies beruht darauf, dass die Stichprobe der kostenorientiert regulierten Unternehmen absolut höhere Mittelwerte aufweist als die Stichprobe der anreizregulierten Unternehmen. Die Ergebnisse deuten damit im Gegenteil sogar auf ein erhöhtes Risiko der kostenorientiert regulierten Unternehmen hin.
Zusätzlich hat der Sachverständige mit dem Mann-Whitney U-Test einen parameterfreien statistischen Signifikanztest durchgeführt. Der U-Test ist ein Homogenitätstest und dient zur Überprüfung der Signifikanz der Übereinstimmung zweier Verteilungen, also ob zwei unabhängige Verteilungen A und B (zum Beispiel eine unbeeinflusste und eine beeinflusste) zu derselben Grundgesamtheit gehören. Der Test wurde von Henry Mann und Donald Whitney (1947) sowie Frank Wilcoxon (1945) entwickelt. Mit dem Test wird geprüft, ob Beobachtungen aus derselben Grundgesamtheit stammen oder ob signifikante Unterschiede zwischen zwei Stichproben bestehen. Im Ergebnis (Tabelle S. 84) konnten auch mit diesem Test keine systematischen Risikounterschiede zwischen den anreiz- und kostenorientiert regulierten Unternehmen der Teilstichproben festgestellt werden.
In dem Gutachten NERA von April 2008 (S. 32-34 und 76-84) werden die mit der Marktkapitalisierung gewichteten unverschuldeten Betafaktoren europäischer und amerikanischer Unternehmen verglichen bei einer Unterteilung in Strom- und Gasnetzbetreiber. Die Gruppe europäischer Unternehmen enthält zwölf Unternehmen und damit deutlich weniger als die amerikanische Gruppe mit 62 Unternehmen. Danach (Ergebnis Tabelle S. 85) liegen die gewichteten unverschuldeten Betafaktoren der US-Netzbetreiber (Gas und Strom) unter denen der Eurozone. Daraus zieht NERA den Schluss, dass US-Unternehmen, die der kostenorientierten Regulierung unterliegen, geringere systematische Risiken aufwiesen (NERA S. 34). Die Beschlusskammer wendet demgegenüber zu Recht ein, auch die Eurozonen-Gruppe enthalte kostenregulierte Unternehmen. Ferner sei der Stichprobenumfang der US-Unternehmen deutlich größer. Dazu seien Unternehmen einbezogen worden, die weniger als 75 % vom Gesamtumsatz mit dem Netzbetrieb verdienten. Der Sachverständige führt dazu aus, die Größe der Stichprobe der US-Unternehmen führe allenfalls zu einer besseren Schätzung des Mittelwertes der unverschuldeten Betafaktoren. Da Unternehmen mit einem geringeren Anteil als 75 % des Umsatzes aus dem Netztbetrieb einbezogen worden seien, eigne sich der Vergleich nicht zur Unterscheidung der systematischen Risiken zwischen anreiz- und kostenorientiert regulierten Unternehmen.
Die Gutachter NERA II (S. 8) führen aus, die Betafaktoren der US- und kostenorientierten Unternehmen könnten nur als Untergrenze für den Risikozuschlag der deutschen Netzbetreiber herangezogen werden. Hierzu verweisen sie auf empirische Studien von Alexander et al. (1996/2000), die ein geringeres systematisches Risiko kostenorientiert regulierter Unternehmen nachwiesen. Die Gutachter NERA leiten daraus her, der von der Beschlusskammer ermittelte Wert des Betafaktors von 0,79 liege deutlich unter dem Mittelwert der verschuldeten Betafaktoren der US-Vergleichsunternehmen für die Drei- und Fünfjahreszeiträume in Höhe von 0,84 und 0,85 (NERA II, S. 6-7 und Anhang A, S. 36). Deshalb sei der Wert von 0,79 im Vergleich zu dem geringeren systematischen Risiko der US-Unternehmen zu gering ausgefallen. Das hält der Senat mit dem Sachverständigen J. für nicht sachgerecht, weil der Vergleich die Gegebenheiten nur unvollständig wiedergibt. Die vollständige Gegenüberstellung der unverschuldeten Betafaktoren der kosten- und anreizregulierten Unternehmen stellt sich wie folgt dar (Tabelle S. 87): Der Wert von 0,79 liegt zwar unterhalb der Mittelwerte der kostenorientiert regulierten Unternehmen für die 3-jährigen Betrachtungsperioden in Höhe von 0,85, aber deutlich über dem Mittelwert der verschuldeten Betafaktoren der kostenorientierten Unternehmen in Höhe von 0,67 des am stärksten gewichteten einjährigen Betrachtungszeitraums 2007/2008. Die Behauptung der Gutachter NERA, aus dem Vergleich ergebe sich, dass der Betafaktor in Höhe von 0,79 zu gering sei, ist danach nicht belegt.
Auf der Basis der von der Beschlusskammer verwandten Methodik bei der Durchschnittsbildung ergibt sich ein verschuldeter Betafaktor von 0,81 für die anreizregulierten und von 0,76 für die kostenorientiert regulierten Unternehmen. Der Wert von 0,79 für den verschuldeten Betafaktor deutscher Strom- und Gasnetzbetreiber liegt über dem Durchschnitt von 0,76 der kostenorientiert regulierten Unternehmen in der finalen Peer Group. Diese im Gutachten NERA II angeführte Untergrenze für den anzusetzenden Betafaktor wird nicht unterschritten.
Etwas anderes folgt auch nicht aus der von den Gutachtern NERA in Bezug genommenen Studie von Alexander et al. (1996). Die Studie baut auf einem Mittelwertvergleich bei 133 Unternehmen aus 19 Ländern auf. Die Studie von Alexander et al. (2000) betrachtet denselben Sachverhalt mit der gleichen Methodik, beschränkt sich aber auf den Transportsektor. Die Ergebnisse der Studien deuten auf ein höheres systematisches Risiko unter dem Regime der Anreizregulierung hin. Der Sachverständige J. wendet gegenüber diesen Ergebnissen ein, dass sich Verzerrungen nach oben durch den Einbezug verschuldeter statt unverschuldeter Betafaktoren für Unternehmen aus Argentinien und Chile ergäben. Die Risikodifferenz kann deshalb lediglich ein Anhaltspunkt für die Bewertung des systematischen Risikos sein.
Der Sachverständige befasst sich auch mit der Studie von Gaggero (2007). Hierbei wurden 93 Unternehmen aus sechs englischsprachigen Ländern über den Zeitraum 1995 – 2004 untersucht. Die Ergebnisse seiner Untersuchung (Tabelle S. 90 unter Hinweis auf Gaggero, S. 196) deuten nicht auf ein höheres systematisches Risiko hin und sprechen gegen die Bewertung von Alexander et al.. J. beschreibt dann noch weitere spätere Studien von Gaggero, die diese Bewertung stützen.
Im Widerspruch dazu steht eine Studie von Grout/Zalewska (2005), die schon die Ankündigung eines Wechsels im Regulierungsregime mit einer Änderung im systematischen Risiko in Zusammenhang bringt. Dieser empirische Befund bezieht sich aber zum Einen ausschließlich auf Großbritannien und zeigt zum Anderen, dass es genau zwischen dem Zeitpunkt der Ankündigung und dem der Abkehr von den Plänen einen Rückgang im systematischen Risiko gab. Insgesamt deuten die durchgeführten Regressionen schon nicht auf signifikante Risikounterschiede zwischen den verschiedenen Regulierungsregimen hin. Zur weiteren Untersuchung hat J. dennoch eine Analyse anhand einer multiplen Regression durchgeführt, indem er die Standard-CAPM-Regression um entsprechende Dummy- und Interaktionsvariablen für die verschiedenen Netzbetreibereigenschaften erweitert hat. Die Selektion der Unternehmen erfolgte nach folgenden Eigenschaften (Tabelle S. 96):
-Fernleitungs-/Übertragungsnetzbetreiber und Verteilernetzbetreiber
-Gas- und Stromnetzbetreiber
-anreiz- und kostenorientiert regulierte Unternehmen.
Allerdings hatte J. das Unternehmen P. ursprünglich ausgesondert, weil kein statistisch signifikanter Roh-Betafaktor feststellbar sei. Der Sachverständige hat aber bei seiner Anhörung ausgeführt, dass die Tests bei niedrigen Beta-Faktoren manchmal überscharf reagieren, so dass es sachgerecht sei, keine Testfilter einzusetzen und P. in der Vergleichsgruppe zu belassen.
J. hat Schätzungen von insgesamt vier unterschiedlichen Regressionsgleichungen durchgeführt. Er gelangt zu dem Ergebnis (Tabelle S. 97), dass - wenngleich bei schmaler Datenbasis - ein systematischer Einfluss der Regulierungsform oder der verschiedenen Netzbetreibereigenschaften auf die Rendite oder den Betafaktor eines Unternehmens nicht offensichtlich ist.
Nach den überzeugenden Untersuchungen des Sachverständigen ist zudem gezeigt worden, dass der Ausschluss der kostenorientiert regulierten Unternehmen (in der finalen Gruppe nur US-Unternehmen) nur einen geringen Einfluss auf die festgelegten Eigenkapitalzinssätze hätte. Der Ausschluss würde sich nur aufgrund der spezifischen Gewichtung der Betrachtungsperioden erhöhend auswirken (0,81 statt 0,79). Die Zusammensetzung der Vergleichsgruppe unter Einbeziehung der kostenorientiert regulierten Unternehmen ist deshalb im Ergebnis nicht zu beanstanden.
2.2.2.4. Anpassung der geschätzten Risikofaktoren
2.2.2.4.1. Blume- oder Vasicek-Verfahren
Die Rüge der Betroffenen, zur Anpassung der geschätzten Risikofaktoren sei das Blume-Verfahren anzuwenden, greift nicht durch. Das Vasicek-Verfahren ist sachgerecht.
Der Senat folgt der Auffassung des Sachverständigen J., wonach das Blume-Verfahren entgegen der Auffassung der Gutachter NERA und KEMA auf den vorliegenden Sachverhalt keine Anwendung finden kann. Bei der Blume-Anpassung handelt es sich zwar um ein rechnerisch relativ einfaches Verfahren. Der Sachverständige weist aber überzeugend darauf hin, dass die Adjustierung nach Blume aufgrund der Tatsache, dass Strom- und Gasnetzbetreiber langfristig einem geringeren systematischen Risiko unterliegen als der Markt, nicht sachgerecht ist.
Im Gegensatz zur Vasicek-Anpassung, bei der die geschätzten Risikofaktoren nur bei abnehmender Qualität der Schätzung verstärkt in Richtung des Marktdurchschnitts („eins“) gewichtet würden, wird bei der Blume-Anpassung immer – ungeachtet der Qualität der zugrunde liegenden Schätzung – eine Anpassung in Richtung des Marktdurchschnitts vorgenommen. Dem liegt der Gedanke zugrunde, dass Unternehmen über die Zeit durch Wachstum und Diversifizierung ihr Risiko streuen und deshalb ihre Risikofaktoren gegen den Marktdurchschnitt konvergieren. Diesen Trend antizipiert die Blume-Anpassung, indem die geschätzten Risikofaktoren auch in Richtung des Marktdurchschnitts angepasst werden. Bei den zu untersuchenden Unternehmen handelt es sich aber um regulierte Unternehmen, bei denen diese Annahme nicht gerechtfertigt ist. Die regulierten Unternehmen im Netzbetrieb verfügen weder über bedeutende Wachstumspotentiale noch über große Diversifizierungsmöglichkeiten außerhalb des Netzbetriebs. Die Entflechtungsvorgaben schließen solche Möglichkeiten aus.
Es kann offen bleiben, ob die Anwendung des Vasicek-Verfahrens in der von der Beschlusskammer gewählten Form oder sachgerechter in der von dem Sachverständigen J. vorgeschlagenen Form Anwendung findet.
Der Sachverständigen J. gibt gegenüber der Vasicek-Adjustierung in der von der Beschlusskammer vorgenommenen Form zu bedenken, dass der Risikofaktor der zu betrachtenden Industrie unter dem Marktdurchschnitt von eins liegt; somit sei eine dazu passende Referenzstichprobe auszuwählen. Die Varianz der Referenzstichprobe sei auf der Basis der final verwendeten Stichprobe mit vergleichbaren Unternehmen zu bestimmen. Der Sachverständige empfiehlt deshalb die Vasicek-Anpassung gegen den durchschnittlichen Betafaktor in Höhe von 0,79. Ob diese Auffassung zutreffend ist, kann letztlich offen bleiben, denn nach der von J. vorgeschlagenen Berechnung würde sich ein finaler Betafaktor von 0,76 statt 0,79 ergeben (Gutachten, Tabelle S. 56). Die Betroffene ist durch die Beibehaltung des von der Beschlusskammer errechneten Betafaktors in Höhe von 0,79 nicht beschwert.
2.2.2.4.2. Miller oder Modigliani-Miller
Auch die gegen die Anwendung der Modigliani-Miller-Anpassung gerichtete Kritik der Betroffenen ist nicht gerechtfertigt. Mit der Anpassung nach Modigliani-Miller und damit der Berücksichtigung der unterschiedlichen Körperschaftssteuersätze hat die Beschlusskammer eine in der Wirtschaftswissenschaft anerkannte Methode verwendet, die auf der überzeugenden Annahme beruht, dass ein verschuldetes Unternehmen einer geringeren Steuerlast unterworfen ist als ein unverschuldetes Unternehmen, weshalb sich der Marktwert des Eigenkapitals mit dem Wert der Verschuldung ändert. Die Beschlusskammer berücksichtigt deshalb zu Recht die relevanten Einflüsse durch Steuereffekte bei der Korrektur der ermittelten Risikofaktoren um die Finanzierungsstruktur des jeweiligen Vergleichsunternehmens. Die Betroffene, die zur Korrektur der Risikofaktoren um die Finanzierungsstruktur auf die so genannte Miller-Anpassung zurückgreift und damit die Berücksichtigung von Steuereffekten ablehnt, verkennt, dass möglicherweise auftretende Ungenauigkeiten infolge von schwankenden Steuereffekten eher hinzunehmen sind als die ungleich größeren Ungenauigkeiten, die aus einer vollständigen Vernachlässigung der Steuereffekte wie bei der Miller-Anpassung herrühren (ebenso OLG Schleswig, a.a.O., Rn. 53 ff.).
Richtig ist allerdings, dass die Steuereffekte unter bestimmten Annahmen aus Investorensicht durch weitere Effekte kompensiert werden können. Der Sachverständige J. möchte den Streit deshalb dadurch auflösen, dass er den Steuervorteil der Fremdfinanzierung als eine unsichere Größe im Rahmen der Anpassung des Betafaktors an die Kapitalstruktur eines Unternehmens gar nicht berücksichtigt (Gutachten, S. 59, 62). Der Senat entscheidet sich in diesem Punkt aber gegen die Betrachtungsweise des Sachverständigen. Im Rahmen der Ermittlung der Beta-Werte für die in der internationalen Stichprobe herangezogenen Unternehmen betonen die Gutachter von Frontier die Unterschiede zwischen den jeweiligen nationalen Steuerregimen (Gutachten Frontier, S. 37, unter Berücksichtigung der aktuellen und historischen nationalen Steuersätze nach der OECD Tax Database, S. 37, Fn. 21). Danach liegt der „Unternehmenssteuersatz“ der OECD für die Länder in der Stichprobe von Frontier zwischen 30,00 % in Australien und 39,27 % in den USA. Dementsprechend seien für den Vergleich der Beta-Werte relevante Einflüsse durch Steuereffekte zu erwarten. Die Argumentation der Gutachter von Frontier, wonach diese Steuereffekte eine das Risiko dämpfende Größe bilden, ist überzeugend. Der Senat belässt es deshalb bei dem Ansatz der Durchschnittswerte der unterschiedlichen Steuersätze: es verbleibt danach bei dem Beta-Wert in Höhe von 0,79 %.
C.
1. Die Kostenentscheidung beruht auf § 90 Satz 1 EnWG. Da die Beschwerde bis auf die Rüge der fehlerhaften steuerlichen Behandlung keinen Erfolg hat, entspricht es der Billigkeit, dass die Betroffene die Gerichtskosten zu tragen und der Bundesnetzagentur die entstandenen notwendigen Auslagen zu erstatten hat. Soweit die Beteiligten den Beschwerdepunkt zum Steuerfaktor übereinstimmend für erledigt erklärt haben, hätte die Beschwerde zwar Erfolg gehabt. Die von der Beschlusskammer verwendete Formel zur Berechnung des Eigenkapitalzinssatzes vor Steuern ist fehlerhaft. Richtigerweise geht die Beschlusskammer im Ansatz davon aus, dass die von ihr ermittelten Eigenkapitalzinssätze nach Steuern für Neuanlagen in Höhe von 7,82 % (4,23 % + 3,59 %) sowie für Altanlagen in Höhe von 6,37 % (7,82%-1,45 %) noch um die Körperschaftssteuer zu erhöhen ist, da es sich bei dem nach § 7 Abs. 6 StromNEV/GasNEV maßgeblichen Eigenkapitalzinssatz um einen solchen vor Körperschaftssteuer und nach Gewerbesteuer handelt (vgl. Festlegung S. 42 ff.; ebenso Festlegung von Eigenkapitalzinssätzen für Alt- und Neuanlagen für Betreiber von Elektrizitäts- und Gasversorgungsnetzen für die zweite Regulierungsperiode in der Anreizregulierung vom 31.10.2011, BK4-11-304, S. 15 f.; BR-Drs. 417/07 vom 21.09.2007 (Beschluss), S. 20 f., BR-Drs. 245/05 vom 14.04.2006, S. 36; BR-Drs. 245/05 (Beschuss) vom 08.07.2005, S. 10; BR-Drs. 247/05 vom 14.04.2005, S. 30; BR-Drs. 247/05 (Beschluss) vom 08.07.2005, S. 10). Bei der Formel für den Steuerfaktors s (s = Körperschaftssteuersatz x (1 + Solidaritätszuschlag), vgl. S. 45 der Festlegung) legt sie jedoch fehlerhaft die um die Gewerbesteuer verminderte Eigenkapitalverzinsung als Bemessungsgrundlage für die Körperschaftssteuer zugrunde. Nach §§ 7 Abs. 1, Abs. 2, 8 Abs. 1 KStG i.V.m. § 4 Abs. 5b EStG ist die Gewerbesteuer indes nicht (mehr) abzugsfähig, so dass Bemessungsgrundlage für die Körperschaftssteuer der Gewinn vor sämtlichen Steuern, einschließlich der Gewerbesteuer, ist. Dies ist in der Formel des Steuerfaktors entsprechend zu berücksichtigen (vgl. Formel in der Festlegung vom 31.10.2011, BK4-11-304, S. 15). Mit Blick darauf, dass eine Korrektur jedoch lediglich zu einer geringfügigen Anhebung der Eigenkapitalzinssätze für Neu- und Altanlagen führt (0,28 bzw. 0,24 Prozentpunkte bei einem angenommenen durchschnittlichen Gewerbesteuerhebesatz von 390 % (2011) bzw. von 0,29 % für Neuanlagen bei einem angenommenen durchschnittlichen Hebesatz von 400 %), die Beschwerde im Übrigen aber keinen Erfolg hat, entspricht es unter Zugrundelegung des Rechtsgedankens des § 92 Abs. 2 ZPO (vgl. zur Anwendbarkeit auf Beklagtenseite: Herget in: Zöller, ZPO, 29. Auflage, § 92 Rn. 11) der Billigkeit, der Betroffenen die Gerichtskosten sowie die notwendigen Auslagen der Bundesnetzagentur insgesamt aufzuerlegen.
Die durch die Inanspruchnahme des Sachverständigen J. entstandenen Kosten trägt die Betroffene nach folgender Maßgabe: Der Sachverständige hat in den gemeinsam verhandelten elf Beschwerdeverfahren
ein die übereinstimmenden Rügen der Betroffenen behandelndes (Gemeinschafts-) Gutachten erstellt. Es ist angemessen, die dadurch entstandenen Kosten ebenso gleichmäßig auf die elf Betroffenen zu verteilen wie die durch die mündliche Anhörung des Sachverständigen entstandenen Kosten. Die durch die Erstellung des auf die besonderen Rügen der Betroffenen hin erstellten (Einzel-) Gutachtens verursachten Kosten trägt die Betroffene.
2. Die Festsetzung des Gegenstandswerts für das Beschwerdeverfahren folgt aus § 50 Abs. 1 Nr. 2 GKG, § 3 ZPO. Das mit der Beschwerde verbundene Interesse der Betroffenen an der Aufhebung der angegriffenen Festlegung bemisst der Senat seiner Praxis in vergleichbaren Fällen entsprechend auf 50.000 €.
D.
Der Senat hat die Rechtsbeschwerde an den Bundesgerichtshof gegen diese Entscheidung zugelassen, weil die streitgegenständliche Frage grundsätzliche Bedeutung im Sinne des § 86 Abs. 2 Nr. 1 EnWG hat und die Sicherung einer einheitlichen Rechtsprechung eine Entscheidung des Bundesgerichtshofs entsprechend § 86 Abs. 2 Nr. 2 EnWG erfordert.

Rechtsmittelbelehrung:
Die Rechtsbeschwerde kann nur darauf gestützt werden, dass die Entscheidung auf einer Verletzung des Rechts beruht (§§ 546, 547 ZPO). Sie ist binnen einer Frist von einem Monat schriftlich bei dem Oberlandesgericht Düsseldorf, Cecilienallee 3, 40474 Düsseldorf, einzulegen. Die Frist beginnt mit der Zustellung dieser Beschwerdeentscheidung. Die Rechtsbeschwerde ist durch einen bei dem Beschwerdegericht oder Rechtsbeschwerdegericht (Bundesgerichtshof) einzureichenden Schriftsatz binnen eines Monats zu begründen. Die Frist beginnt mit der Einlegung der Beschwerde und kann auf Antrag von dem oder der Vorsitzenden des Rechtsbeschwerdegerichts verlängert werden. Die Begründung der Rechtsbeschwerde muss die Erklärung enthalten, inwieweit die Entscheidung angefochten und ihre Abänderung oder Aufhebung beantragt wird. Rechtsbeschwerdeschrift und -begründung müssen durch einen bei einem deutschen Gericht zugelassenen Rechtsanwalt unterzeichnet sein. Für die Regulierungsbehörde besteht kein Anwaltszwang; sie kann sich im Rechtsbeschwerdeverfahren durch ein Mitglied der Behörde vertreten lassen (§§ 88 Abs. 4 S. 2, 80 S. 2 EnWG).

Zitierte Normen: §§ 75 ff. EnWG
§§ 7 Abs. 1, Abs. 2, 8 Abs. 1 KStG i.V.m. § 4 Abs. 5b EStG
§§ 546, 547 ZPO
§§ 88 Abs. 4 S. 2, 80 S. 2 EnWG
§ 11 EnWG
§ 31 TKG
§ 12 ARegV
§ 3 ZPO
§ 7 Abs. 1 Satz 5 StromNEV
§ 21 Abs. 2 S. 1 EnWG
§ 21 Abs. 2 EnWG
§ 21 Abs. 2 Satz 1 EnWG
§ 82 Abs. 1 EnWG
§ 75 Abs. 1 Satz 2 EnWG
§ 21 Abs. 2 Satz 1 und 2 EnWG
§ 5 Abs. 2 StromNEV
§ 12 Abs. 3 und 4a ARegV
§ 15 Abs. 1 ARegV
§ 90 Satz 1 EnWG
§ 92 Abs. 2 ZPO
§ 50 Abs. 1 Nr. 2 GKG
§ 86 Abs. 2 Nr. 1 EnWG
§ 86 Abs. 2 Nr. 2 EnWG

Zitierte Entscheidungen: 12 W 66/06
16 Kart 2/09
1 L 1568/05