Konzeption der empirischen Untersuchung

Auch Fama hat einen bedeutenden Beitrag bei der Entwicklung des CAPM geleistet, vgl. Sharpe/ Alexander (1990), S. 194.Google Scholar

Vgl. hierzu auch Sharpe (1964), S. 425 ff.; Mossin (1966), S. 768 ff.; Harrington (1987), S. 24; Alexander/Francis (1986), S. 106. In der Literatur findet sich eine ausführliche Darstellung der zahlreichen Modellerweiterungen des CAPM, die die restriktiven Prämissen der Realität anpassen. Aus diesem Grund soll auf eine erneute Darstellung im Rahmen dieser Arbeit verzichtet und stellvertretend für andere Quellen auf Auckenthaler (1994), S. 190 ff. und Nowak (1994), S. 40 ff. verwiesen werden.Google Scholar

Die viel beobachtete These eines risikoaversen Verhaltens wird vereinzelt in Frage gestellt, so beispielsweise von Cohen et al. (1987), S. 744. Gemäß der ersten Annahme des CAPM treffen die Investoren ihre Portfolio-Entscheidungen ausschließlich anhand der erwarteten Rendite und Varianz bzw. Standardabweichung der möglichen Renditen. Auf Grund dieser μ,σ-Regel ist von einer Normalverteilung für die Wahrscheinlichkeitsverteilung der Renditen oder einer quadratischen Risikonutzenfunktion der Investoren auszugehen. Vgl. Möller (1986a), S. 713; Ulschmid (1994), S. 49. Die Ableitung des μ-σ-Kriteriums aus der Gestalt der Nutzenfunktion, wie von Markowitz (1959), S. 205 ff. und Farrar (1964), S. 20 ff. postuliert, wird aufgrund aufgedeckter Einwände von einigen Ökonomen kritisiert. Vgl. Arrow (1970), S. 96 f.Google Scholar

Steuern und Transaktionskosten können vernachlässigt werden. Vgl. Roßbach (1991), S. 50. Zudem werden alle Anlagetitel auf dem Markt gehandelt. Ihre Gesamtmenge ist vorgegeben und sie sind beliebig (unendlich) teilbar. Hierbei agieren die Investoren als Preisnehmer, was impliziert, dass sie individuell die Marktpreise der Wertpapiere nicht beeinflussen können, sondern die Preise als Datum betrachten müssen. Es wird weiterhin angenommen, dass die Anteile aufgrund von Leerverkäufen negativ sein können.Google Scholar

Folglich kann bei gegebenem Anfangsvermögen für die Berechnung effizienter Portfolios der Erwartungswert des Endvermögens durch den Erwartungswert der Rendite ersetzt werden. Alle Investoren kaufen und verkaufen ihre Wertpapiere damit zum gleichen Zeitpunkt. Vgl. hierzu Hotz (1989), S. 7.Google Scholar

Auf Grund dieser Annahme berechnen alle Investoren die gleiche Linie der effizienten Portfolios. Andernfalls würden die Investoren unterschiedliche Werte für die erwartete Rendite und deren Varianz ermitteln. Auch die Effizienzlinien der Investoren würden dann einen unterschiedlichen Verlauf aufzeigen. Vgl. Ulschmid (1994), S. 50.Google Scholar

Vgl. Copeland/ Weston (1988), S. 330 ff.; Levy/Sarnat (1994), S. 346 ff. Im idealen Fall erfolgt die Anpassung der Wertpapierkurse an die neu auftretenden und bewertungsrelevanten Informationen mit einer unendlichen Geschwindigkeit, so dass für Anleger keine Möglichkeit eines „Free Lunch“ gegeben ist. Konzeptionell lassen sich hierbei nach der Art der auf die Preisbildung einwirkenden Informationen drei Grade der Informationseffizienz unterscheiden: schwache, halbstrenge und strenge Form der Informationseffizienz. Die drei Formen der Informationseffizienz des Kapitalmarktes wurden erstmals vorgeschlagen durch Fama (1970), S. 383 ff. Zu den Aktualisierungen vgl. Fama (1991), S. 1575 ff.; Roll (1994), S. 71 ff.; Franke/Hax (1994), S. 389 ff.; Elton/Gruber (1995), S. 399 ff. Auf Grund ihrer hohen konzeptionellen Anschaulichkeit sowie ihrer Zweckmäßigkeit in der empirischen Kapitalmarktforschung hat sich diese Unterteilung in der Finanzmarkttheorie mittlerweile etabliert. Vgl. Schneider (1992), S. 541 ff.; Krämer (1995), S. 1138.Google Scholar

Die im Gleichgewicht geltenden Preise stellen markträumende Preise dar, bei denen Angebot und Nachfrage genau ausgeglichen sind. Bei einem solchen Preis bestehen keine Angebots-und Nachfrageüberhänge, so dass kein Handel mehr stattfindet und sich jedes Wertpapier im Besitz eines Investors befindet. Des Weiteren reflektieren die Gleichgewichtspreise die übereinstimmenden Erwartungen der Marktteilnehmer hinsichtlich Rendite und Risiko sehr genau. Vgl. Loistl (1994), S. 221.Google Scholar

Zur mathematischen Ableitung des Tangentialpunktes vgl. Fama/ Miller (1972), S. 223 ff. Dem Portfolio M kommt dabei insofern eine besondere Bedeutung zu, da es auf Grund seiner Dominanz von allen Investoren nachgefragt wird. Allerdings darf das Marktportfolio nicht gleichzeitig das varianzminimale Portfolio sein, da sonst kein linearer Zusammenhang zwischen Rendite und Risiko gewährleistet werden kann. Vgl. Huang/Litzenberger (1988), S. 73 f. Vgl. Alexander/Francis (1986), S. 108 zu den homogenen Erwartungen der Investoren.Google Scholar

Die unterschiedlichen Anteile am risikolosen Wertpapier und am Marktportfolio bei der Portfoliozusammensetzung hängen von dem Risikoverhalten des jeweiligen Investors ab. So werden risikofreudigere Anleger sich zu Rf verschulden und diese Mittel zusätzlich in M investieren, während weniger risikobereite Anleger mehr Mittel in R_f binden. Vgl. Alexander/ Francis (1986), S. 109. Zu der Aufteilung der finanziellen Mittel der Anleger auf die beiden Komponenten, die sogenannte Tobin-Separation bzw. Two-Fund-Separation-Principle oder Mutual-Fund Theorem vgl. Merton (1990).Google Scholar

Vgl. Elton/ Gruber (1995), S. 265; Schneider (1992), S. 428. Teilweise findet sich auch die Interpretation als Durchschnitt der anlegerspezifischen Risikopräferenzen. Vgl. Ross (1987), S. 327. Aufbauend auf einer Interpretation des risikolosen Zinssatzes Rf als Entschädigung (pro Zeiteinheit) der Investoren für ihren Konsumverzicht entspricht die Rendite eines effizienten Portfolios der Entschädigung pro Zeiteinheit und dem Produkt aus einer Entschädigung pro Risikoeinheit und dem Portfoliorisiko.Google Scholar

Zur formalen Darstellung des Marktportfolios vgl. ausführlich Nowak (1994), S. 30 ff. sowie die dort angegebenen Literaturhinweise.Google Scholar

Vgl. Elton/ Gruber (1995), S. 266.Google Scholar

Vgl. Copeland/ Weston (1988), S. 195. Die Herleitung der Wertpapiermarktlinie ist in der Literatur eingehend dokumentiert. Daher wird im Rahmen der vorliegenden Arbeit auf eine erneute ausführliche Darstellung verzichtet und stattdessen auf die entsprechende Literatur verwiesen. Vgl. Perridon/Steiner (2002), S. 253 und Franke/Hax (2004), S. 351 ff.Google Scholar

Vgl. Tinic/ West (1979), S. 196 ff.; Alexander/Francis (1986), S. 113; Denzler (1988), S. 21.Google Scholar

Verbal formuliert entspricht die erwartete Rendite einzelner Wertpapiere einer Entschädigung pro Zeiteinheit und dem Produkt aus einer Entschädigung pro Risikoeinheit und dem Beitrag eines einzelnen Wertpapiers zum Risiko des Marktportfolios. Mit steigendem Investitionsrisiko, gemessen über Beta als Maßgröße für dieses systematische, nicht diversifizierbare Risiko, wächst auch die Renditeforderung des Anlegers. Der Betafaktor stellt die durchschnittliche Empfindlichkeit der Wertpapierrendite auf Renditeänderungen des Marktportfolios dar. Vgl. Uhlir/ Steiner (1991), S. 173; Bauer (1992), S.11.Google Scholar

Vgl. Friend/ Blume (1970), S. 562.Google Scholar

Selbst Sharpe attestiert den Prämissen eine sehr hohe Realitätsferne. Vgl. Sharpe (1964), S. 434.Google Scholar

Vgl. Mayers/ Rice (1979), S. 8. Als Beispiel für die individuell variierenden Erwartungen der Anleger lässt sich der Optionshandel anführen. Zur fehlenden Realitätsnähe dieser Annahme vgl. auch Bagwell (1991), S. 218 ff.; Shleifer (1986), S. 578 ff.; Frankfurter/Phillips (1996), S. 67 ff.Google Scholar

Gerade Wertpapiere, die sich durch eine hohe Liquidität auszeichnen, sind in der Lage, das Risiko hinsichtlich unvorhergesehener Zahlungsschwierigkeiten zu verringern. Vgl. Nowak (1994), S. 39 f. sowie die dort angegebene Literatur.Google Scholar

Sharpe rechtfertigt die von ihm gesetzte Annahme des gleichen Zinssatzes mit der Begründung, dass die Kreditaufnahme meist über eine Substitution mit risikolosen Anlagemöglichkeiten erfolgt. Vgl. Sharpe (1977), S. 119. Hinsichtlich der angenommenen Markteffizienz kommen einige Arbeiten zu dem Ergebnis, dass die amerikanischen und europäischen Aktienmärkte prinzipiell als effizient angesehen werden können. Vgl. Hotz (1989), S. 101 ff. Allerdings sind die Aktienmärkte nicht von Natur aus effizient, sondern müssen durch kostenintensive Informationsbeschaffungen und — auswertungen effizient gehalten werden. Vgl. Gallati (1994), S. 55.Google Scholar

Vgl. Kon/ Jen (1978), S. 457.Google Scholar

Manager, die sich durch eine eher aggressive Strategie auszeichnen, werden bei einer Hausse des Marktes tendenziell eher Portfolios mit einem hohen Beta halten. In Zeiten einer Baisse erscheint es hingegen sinnvoll, die Zusammensetzung dieser Portfolios insofern zu variieren, dass das Beta einen geringeren Wert annimmt. Vgl. Alexander/ Francis (1986), S. 251; McDonald (1985), S. 19.Google Scholar

Vgl. Roll (1977), S. 129 ff.; Roll (1978), 1060 f.; Ross (1978), S. 891 ff.Google Scholar

Das Marktportfolio ist lediglich ein gedankliches Gebilde, das sich aus allen Finanzanlagen, also auch beispielsweise aus Kunstwerken, zusammensetzt und damit nie vollständig erfasst werden kann. Nach Roll ist ein Wertpapierindex daher nicht in der Lage, dieses Marktportfolio zu repräsentieren. Vgl. Roll (1977), S. 129. Zum Beweis der Risikoineffizienz der Proxies vgl. Wittrock (2000a), S. 37.Google Scholar

Die APT wurde 1976 von Stephen Ross begründet. Vgl. Ross (1976), S. 341 ff.Google Scholar

Eine Äquivalenz der APT und des Multi-Beta-CAPM ist nur unter zusätzlichen Voraussetzungen gegeben: vollständige Diversifikation des Marktportfolios, so dass das Verhältnis der Wertpapiere zu einer Aufhebung der Störtermvarianzen aller Wertpapiere im Marktportfolio des Multi-Beta-CAPM führt und Identität der Risikopreise der k Faktoren der APT mit jenen des Multi-Beta-CAPM. Vgl. Wittrock (2000a), S. 40, Fußnote 102.Google Scholar

Vgl. Roll (1977), S. 129 ff.Google Scholar

Vgl. hierzu Huberman (1982), S. 183 f.; Levy/Sarnat (1984), S. 477. Auf eine ausführliche Darstellung der publizierten Tests zur APT soll mit Verweis auf die umfassenden Beschreibungen in der Literatur verzichtet werden. Vgl. insbesondere Ulschmid (1994), S. 151 ff.; Nowak (1994), S. 122 ff.; Kosfeld (1996), S. 190 ff.Google Scholar

Vgl. Cohen et al. (1987), S. 198.Google Scholar

Vgl. hierzu wie zu den weiteren Ausführungen Roll (1977), S. 204 ff.; Roll/Ross (1980), S. 1077.Google Scholar

Je nachdem, ob ein exaktes Faktormodell oder ein approximatives Faktormodell zu Grunde gelegt wird, lassen sich verschiedene Modellvarianten unterscheiden. Vgl. Wilhelm (1985), S. 104 ff.; Reismann (1992), S. 1303; Shanken (1982), S. 1131. Aussagen über die Anzahl und die Identität der Faktoren werden von der APT jedoch nicht getroffen. Vgl. Ingersoll (1984), S. 1021; Haugen (1990), S. 257. Zu den Annahmen der APT vgl. umfassend Copeland/Weston (1988), S. 222; Harrington (1987), S. 192 ff.; Peters (1987), S. 27 f.; Farrell (1983), S. 75.Google Scholar

In der Literatur findet sich eine ausführliche Darstellung der statistischen sowie der kapitalmarkttheoretischen Annahmen der APT. Aus diesem Grund soll im Rahmen der vorliegenden Arbeit auf eine erneute detaillierte Darlegung dieser Prämissen verzichtet und stattdessen stellvertretend hierfür auf Ulschmid (1994), S. 65 ff. verwiesen werden.Google Scholar

Vgl. Franke/ Hax (1994), S. 295 ff.Google Scholar

Portfolioumschichtungen können beispielsweise über Wertpapierkäufe realisiert und durch entsprechende Leerverkäufe betragsmäßig ausgeglichen werden. Vgl. Nowak (1994), S. 61.Google Scholar

Vgl. Copeland/ Weston (1988), S. 221; Berry et al. (1988), S. 30.Google Scholar

Vgl. Elton/ Gruber (1995), S. 340. Orthogonalität wird folgendermaßen definiert: Sei V ein Vektorraum mit Skalarprodukt <.,.>. Zwei Vektoren v ≠ 0 und w ≠ 0 aus V heißen orthogonal zueinander, wenn <v,w> = v · w = 0. Vgl. hierzu Kall (1984), S. 48 ff. Voraussetzung hierfür ist, dass die Anzahl der Wertpapiere n größer ist als die Anzahl der Faktoren k. Vgl. Roll/Ross (1980), S. 1076. Die Begründung ist hierin zu sehen, dass die Eliminierung des systematischen Risikos entweder durch die Kombination von Käufen mit Leerverkäufen oder die Kombination von Wertpapieren mit positiver und solchen mit negativer Sensitivität auf diesen Faktor erfolgt. Vgl. Denzler (1988), S. 28.Google Scholar

Vgl. Roßbach (1991), S. 96.Google Scholar

Vgl. Auckenthaler (1994), S. 203; Connor/Korajczyk (1986), S. 375.Google Scholar

Zu den Annahmen der APT vgl. Copeland/ Weston (1988), S. 222; Harrington (1987), S. 192 ff.; Peters (1987), S. 27 f.; Farrell (1983), S. 75.Google Scholar

Vgl. Roll/ Ross (1980), S. 1074 zu der Präferenzstruktur der Investoren sowie Franke/Hax (1994), S. 295; Hörnstein (1990), S. 135 f. zu dem Aspekt der Arbitragefreiheit.Google Scholar

Vgl. ausführlich Nowak (1994), S. 97 f. Gegenüber dem CAPM weist die APT des Weiteren den Vorteil auf, auf einen mehrperiodigen Betrachtungszeitraum anwendbar zu sein sowie keine Aussagen über ein Marktportfolio zu enthalten.Google Scholar

Unter Zugrundelegung weiterer Prämissen lässt sich zudem eine Identität der beiden Modelle sowohl im Rahmen eines Ein-Faktormodells als auch eines Mehr-Faktormodells herbeiführen, um weiterführende Aussagen über die Vergleichbarkeit der APT und des CAPM treffen zu können. Vgl. hierzu ausführlich Ulschmidt (1994), S. 85 ff. Eine ausführliche Darstellung der Unterschiede zwischen Multi-Beta-CAPM und APT findet sich bei Nowak (1994), S. 96 ff.Google Scholar

Vgl. Ingersoll (1984), S. 1021; Haugen (1990), S. 257. Die Anzahl der Faktoren scheint je nach Modell und je nach festgelegten Prämissen zwischen drei und fünf Faktoren zu schwanken. Vgl. Gallati (1994), S. 175, Peters (1987), S. 40.Google Scholar

Die Testbarkeit der APT wird in der Literatur kontrovers diskutiert. Vgl. Haugen (1990), S. 266 ff. Größtenteils wird die Testbarkeit stark an gezweifelt. Vgl. Shanken (1982), S. 1132 ff.; Franke (1984), S. 109 ff. Eine andere Meinung vertritt beispielsweise Dybvig/Ross (1985b), S. 1182.Google Scholar

Vgl. Ross (1976), S. 341 ff.Google Scholar

Spätere empirische Ausarbeitungen zur APT ergänzen das Modell um zusätzliche Prämissen über die Anlegerpräferenzen. Die unterstellten Arbitragemöglichkeiten beschränken sich aufgrund dieser Modifikationen nicht mehr nur auf vollständig risikolose oder asymptotische Arbitragemöglichkeiten, sondern umfassen auch Möglichkeiten, die eine hohe Rendite bei einem gleichzeitig geringen Risiko vorsehen. Vgl. Dybvig (1983), S. 483 ff.Google Scholar

Das Auftreten neuer Informationen ist indes durch Zufälligkeit gekennzeichnet, da regelmäßige und damit absehbare Informationen bereits von den Marktteilnehmern im Rahmen ihrer Kauf-und Verkaufsentscheidungen antizipiert werden. Eine Preisänderung kann folglich nur durch neue Informationen hervorgerufen werden. Zum Begriff des „Random Walk“, dem von den Preisen im Zeitablauf gefolgten Zufallspfad, vgl. Brealey/ Myers (1988), S. 286.Google Scholar

Vgl. May (1991), S. 320.Google Scholar

Vgl. May (1991), S. 320. Die Preisbildung basiert auf öffentlich verfügbaren Informationen, so dass bei der praktischen Anwendung der Event-Studien von einer mittelstrengen Form der Markteffizienz ausgegangen wird.Google Scholar

Zu den Einflussfaktoren auf die Länge des zu bestimmenden Zeitfensters vgl. Glaum (1996), S. 244.Google Scholar

Vgl. ausführlich hierzu Bowman (1983), S. 567 f.; Bühner (1990a), S. 10 ff. Einfache Modelle wie beispielsweise die mittelwertbereinigte Rendite unterscheiden sich allerdings nicht nennenswert von aufwendigeren, risikoadjustierten Methoden hinsichtlich der Präzision ihrer Resultate. Zu dem empirischen Nachweis vgl. Brown/Warner (1980), S. 216 ff.Google Scholar

Diese Analysen bestehen häufig in einer multiplen Regression der abhängigen Variablen, gefolgt von einer anschließenden Signifikanzprüfung. Vgl. Peterson (1989), S 49. Zur Wahl des geeigneten Signifikanztests vgl. Schaich (1990), S. 188.Google Scholar

Vgl. Brown/ Warner (1980), S. 224 ff.Google Scholar

Fast alle Studien zum Erfolg internationaler Unternehmungen gehen daher von grenzüberschreitenden Akquisitionen als zu untersuchendem Ereignis aus. Vgl. den sehr umfassenden Überblick über Event-Studien zum Erfolg der Internationalisierung bei Glaum (1996), S. 255 ff.Google Scholar

So nimmt das Kapitalmarktmodell an, die unerwarteten Aktienrenditen seien im Zeitverlauf unabhängig voneinander, d.h. cov (e_j,t; e_j,t-1) = 0. Vgl. de Jong (1992), S. 13. Vgl. darüber hinaus Rosenberg/Rudd (1989), S. 58 ff. und Keppler (1992), S. 5 ff. zur Approximation des Marktportfolios.Google Scholar

Vgl. Roßbach (1991), S. 17. Trotz ihrer theoretischen Fundierung auf kapitalmarkttheoretischen Bewertungsmodellen überwindet die Performance-Messung die eingangs beschriebene Kritik. So ist ein Bezug zwischen der Performance-Messung und einem Gleichgewichtsmodell wie dem CAPM nicht grundsätzlich erforderlich. Zur Identifikation einer überlegenen Performance genügt die Kenntnis eines relativ μ/σeffizienten Portfolios, welches lediglich die Wertpapiere umfasst, die aus Investorensicht als handelbar einzustufen sind. Vgl. Grinblatt/Titman (1989), S. 412.Google Scholar

Der erkannte wachsende Stellenwert der Performance-Messung liegt zudem in einem exponentiellen Anstieg des verwalteten Vermögens von institutionellen und privaten Investoren begründet. Weitere Gründe finden sich bei Zimmermann (1992) S. 49 ff.Google Scholar

Fischer (2000), S. 1.Google Scholar

Die Verwendung monatlicher Renditen im Gegensatz zu Renditen mit kürzeren Fristigkeiten lässt sich zudem damit begründen, dass monatliche Aktienrenditen im allgemeinen als annähernd normalverteilt gelten. Vgl. Möller (1985), S. 507 f.Google Scholar

Einen guten Überblick über die Performance-Messung liefern Grinblatt (1986), S. 9 ff.; Shukla/Trzcinka (1992). Einen guten Überblick über die drei Forschungsphasen der Performance-Messung findet sich bei Spremann (2000), S. 266 ff. Frühe Arbeiten der ersten Phase (1965–1980) finden sich beispielsweise bei Treynor (1965); Sharpe (1966); Jensen (1968) und Jensen (1969). Als Beispiel für die zweite Forschungsphase (1980-Ende der achtziger Jahre) und die dritte Forschungsphase (ab Ende der achtziger Jahre) sind Grinblatt/Titman (1989) und Blake et al. (1993) anzuführen.Google Scholar

Vgl. Foster (1974), S. 141.Google Scholar

Vgl. Roßbach (1991), S. 17. Diese Definition bedingt die Berechnung der Rendite als “totaler” Rendite, die nicht nur Wertzuwächse umfasst, sondern auch Erträge darstellende Zins-und Dividendeneinnahmen, die den Anlageerfolg positiv beeinflussen. Vgl. Bickel (2000), S. 25. Auf Grund des breiten Spektrums an Verfahren zur Renditeberechnung, die insbesondere hinsichtlich ihrer Zielsetzungen differieren, führt die Investitionsbeurteilung nach der Rendite in Abhängigkeit des eingesetzten Verfahrens zu unterschiedlichen Resultaten. Eine ausführliche Übersicht über verschiedene Ermittlungsmöglichen der Rendite findet sich bei Fischer (2000), S. 8 ff. und Spremann (2000), S. 27 ff.Google Scholar

Vgl. Poschadel (1981), S. 63.Google Scholar

Mills widerspricht dieser Auffassung mit der Begründung, eine ex post-Betrachtung zeichne sich durch gegebene Renditen aus, die insofern nicht mehr unsicher seien. Das Risiko sei in diesem Fall nicht mehr von Bedeutung. Vgl. Mills (1970), S. 1125.Google Scholar

Vgl. Fischer (2000), S. 231.Google Scholar

Vgl. D’Ambrosio (1976), S. 326.Google Scholar

Vgl. Roßbach (1991), S. 46.Google Scholar

Vgl. Fischer (2000), S. 232.Google Scholar

Eine umfassende Darstellung weiterer, im Rahmen der vorliegenden Arbeit nicht thematisierter Konzepte der Risikomessung findet sich ebenfalls bei Fischer (2000), S. 231 ff.Google Scholar

Vgl. Alexander/ Francis (1986), S. 44.Google Scholar

Zu den mathematischen Voraussetzungen dieser Approximation vgl. Dubofsky (1992), S. 185.Google Scholar

Die bekanntesten Performancemaße werden im Rahmen des CAPM hergeleitet. Ein umfassender Überblick über die klassischen zweidimensionalen Performancemaße findet sich bei Fischer (2000), S. 271 ff. So beispielsweise die Maße Jensen-Alpha, Treynor-Ratio, Differential Return, Information-Ratio und Sortino-Ratio. Die vorliegende Arbeit beschränkt sich indes auf die Sharpe-Ratio. Für eine Darstellung von Ansätzen zur Performance-Messung, die nicht auf dem CAPM beruhen, vgl. Wittrock/Steiner (1995), S. 1 ff.; Steiner/Nowak/Wittrock (1999), S. 207 ff.Google Scholar

Vgl. Sharpe (1966), S. 119 ff.Google Scholar

Vgl. Sharpe (1977), S. 115.Google Scholar

Vgl. Spremann (2000), S. 268.Google Scholar

Vgl. Sharpe (1966), S. 123.Google Scholar

Die Sharpe-Ratio ist als benchmarkfrei einzustufen. Vgl. Sharpe/ Alexander (1990), S. 764; Spremann (2000), S. 271.Google Scholar

Vgl. Spremann (2000), S. 271.Google Scholar

Vgl. insbesondere zu der Problematik privater Informationen, einhergehend mit einer Umschichtung des Portfolios und einer ansteigenden Volatilität, Admati/ Ross (1985), S. 15 f.; Bühler (1994), S. 29 f. Vgl. darüber hinaus Wittrock (2000b), S. 35 zu den negativen Überschussrenditen.Google Scholar

Vgl. Alexander/ Francis (1986), S. 246. Die Sharpe-Ratio stellt damit ein Performancemaß für die Betrachtung eines isolierten Portfolios dar, so beispielsweise Investoren, deren gesamtes Vermögen sich allein auf das zu betrachtende Portfolio erstreckt oder einen Fonds. In der Regel dürfte das in Betracht stehende Portfolio allerdings Bestandteil eines größeren, hinreichend diversifizierten Portfolios sein. Hierbei gilt es die Kovarianzen zwischen den einzelnen Vermögensteilen ausreichend einzubeziehen, so dass das systematische, nicht diversifizierbare Risiko im Rahmen der Performance-Messung in den Vordergrund tritt. Dieser Anforderung trägt die Treynor-Ratio Rechnung. Vgl. Wittrock (2000a), S. 79 f.Google Scholar

Vgl. Backhaus et. al. (2000) S. 2ff.Google Scholar

Neben der Untersuchung von linearen Zusammenhängen existieren zahlreiche Alternativen für Regressionsfunktionen. Vgl. hierzu ausführlich Bleymüller et al. (1998), S. 175 ff.Google Scholar

Vgl. Wonnacott/ Wonnacott (1990), S. 411 ff.Google Scholar

Vgl. hierzu ausführlicher Backhaus et al. (2000), S. 12 ff.Google Scholar

Vgl. Backhaus et. al. (2000), S. 10 ff.Google Scholar

Vgl. Backhaus et. al. (2000), S. 20 ff.Google Scholar

Aus diesem Grund wird oftmals das korrigierte Bestimmtheitsmaß genutzt, welches der Kritik der Beeinflussbarkeit der Höhe des Bestimmtheitsmaßes R² durch die Zahl der Regressoren begegnet. Dies geschieht durch die Adjustierung mittels eines Korrekturfaktors, der mit steigender Anzahl der Regressoren und mit sinkender Zahl der Freiheitsgrade sinkt, so dass es durch die Aufnahme weiterer Regressoren in seinem Wert auch sinken kann. Vgl. Backhaus (2000), S. 20 ff. Angesichts des in der vorliegenden Untersuchung eingesetzten Schätzmodells für eine lineare Regression mit nur einem Regressor, der Zeit, kann aus statistischen Gründen auf die zusätzliche Berechnung des korrigierten Bestimmtheitsmaßes verzichtet werden.Google Scholar

Vgl. Büschgen (1998), S. 630.Google Scholar

Vgl. Carmoy (1990), S. 13.Google Scholar

MSCI (2000), S. 76.Google Scholar

Vgl. Bumbacher (1994), S. 19 ff. Eine kritische Darlegung der Eignung der genannten Kennzahlen zur Identifikation global bedeutsamer Banken findet sich bei Haiss (1989), S. 1179 ff. Weitere Kriterien könnten beispielsweise die Größe der Banken, die Bilanzsumme, der Anteil der länderübergreifenden Geschäfte am Gesamtgeschäft, globale Marktanteile, Auslandserträge, Anzahl ausländischer Stützpunkte oder Anzahl an Mitarbeitern im Ausland darstellen. Diese Kriterien finden jedoch auf Grund ihrer inhaltlichen Schwächen und der damit einhergehenden geringen Aussagekraft oder einer ungenügenden Datenlage für ihre Ermittlung in der vorliegenden Untersuchung keine Beachtung. So gibt die Bilanzsumme lediglich das aktive und passive Kreditgeschäft wieder. Das durch die Ausgabe von Wertpapieren im Sinne der Securitisation zunehmend bedeutsame indifferente Bankgeschäft hingegen bleibt unberücksichtigt. Des Weiteren lassen die variierenden Bezugsgrößen, d. h. Holding, Konzern oder Stammhaus, eine Vergleichbarkeit der Bilanzsummen und damit eine Anwendung dieser Kennzahl bedenklich erscheinen. Ebenso problematisch erweist sich der Einsatz von Mitarbeiterzahlen als Kennzahl zur Messung des Globalisierungsgrades. In Kombination mit den Bilanzsummen können sie zwar auf Geschäftsschwerpunkte oder Ineffizienzen bei der Abwicklung von Bankgeschäften hinweisen, eine Aussage über das Ausmaß der Globalisierung lässt sich indes nicht ableiten. Zudem liegen abgesehen von dem Bereich der länderübergreifenden Kreditgewährung weder für die Anzahl noch für das Volumen grenzüberschreitender Geschäftsvorfälle oder die Anteile einzelner Bankunternehmungen ausreichend Datenmaterial vor. Vgl. Bumbacher (1994), S. 18.Google Scholar

Vgl. Dobson (1998a), S. 68 ff. Die meisten Institute werden bereits in der Auswahl der Universalbanken berücksichtigt. Ergänzt wird diese Liste lediglich durch die Folgenden Investmentbanken: Goldman Sachs, Lehmann Brothers, Merrill Lynch, Morgan Stanley Dean Witter und Salomon Smith Barney.Google Scholar

Als entscheidender Engpassfaktor rückt die Bedeutung des Eigenkapitals sowie dessen Beschaffung zusehends in das Zentrum des Interesses. Vgl. Seipp (1989), S. 683. Allerdings ist auch der Rückgriff auf die Eigenkapital-Kennzahlen nicht ganz unproblematisch. Insbesondere in Japan, aber auch anderen Ländern bestehen für Bankunternehmungen immer noch Möglichkeiten, umfangreiche stille Eigenkapitalreserven ohne Ausweis anzuhäufen. Eine empirische Evidenz hinsichtlich des Zusammenhangs zwischen Bankengröße und Effizienz konnte bisher noch nicht in signifikantem Maß erbracht werden. Eine Euphorie der Art, dass allein Großbanken und Allfinanzkonzerne in Zukunft Bestand haben können, ist mit den derzeit vorliegenden empirischen Untersuchungen somit keineswegs begründet. Vgl. Tichy (1990), S. 360 ff. Vgl. zudem Baxmann (2002) und Uhle (1993), S. 260 ff.Google Scholar

Gerade bei Querschnittsuntersuchungen kann das Untersuchungsergebnis durch zahlreiche Drittfaktoren maßgeblich verzerrt werden. Vgl. Daumenlang (1989), S. 319 ff.Google Scholar

Vgl. Macharzina/ Oesterle (1997), S. 14 f.Google Scholar

Vgl. Grinblatt/ Titman (1992), S. 1977 ff.; Brown et al. (1992), S. 553 ff.; Lehmann/Modest (1987), S. 243.Google Scholar

Vgl. Glaum (1996), S. 131.Google Scholar

Vgl. hierzu die Einleitung der vorliegenden Arbeit mit den entsprechenden Verweisen auf Büschgen (1998), S. 630 f.; Röller (1992), S. 125 sowie Carmoy (1990), S. 13.Google Scholar

Inwieweit eine quantitative Erfassung des Begriffs „Kultur“ überhaupt gerechtfertigt ist, soll nicht Gegenstand der vorliegenden Arbeit sein. Für eine kritische Auseinandersetzung mit dieser Thematik sei auf von Keller (1982), S. 277 ff. und Neuberger/Kompa (1987), S. 56 verwiesen.Google Scholar

Vgl. Hofstede (1980), S. 326 ff. sowie die dort angegebene Literatur. Demgegenüber sind allerdings auch einige erhebliche Nachteile dieser Studie ins Feld zu führen. Insbesondere die Konstruktvalidität des Forschungsvorgehens ist kritisch zu hinterfragen, zumal seine Erhebung nur die Mitarbeiter einer USamerikanisch geprägten Unternehmung (IBM) einschließt. Ein zu dominierender Einfluss der Unternehmenskultur auf die Einstellung und das Verhalten der Mitarbeiter ist dabei ebenso wenig auszuschließen wie ein Einfluss durch die jeweiligen Geschäftsfelder und eine damit einhergehende Verzerrung der Untersuchungsergebnisse zur vergleichenden Kulturforschung. Haire et al. unterstützen die Ansicht, dass das Berufsbild das Verhalten von Führungskräften auch im länderübergreifenden Vergleich prägt. Vgl. Haire et al. (1966), S. 9. Die Nachteile der Studie sind allerdings nicht als ausreichend gravierend einzustufen, um einen Rückgriff auf die Untersuchungsergebnisse als Grundlage für die vorliegende Empirie aus konzeptionellen Gründen ablehnen zu müssen. Daher soll trotz der genannten methodologischen Bedenken versucht werden, Hofstedes Resultate in Anbetracht ihrer statistischen Robustheit als Maßstab für die Abgrenzung der Kulturbereiche heranzuziehen. Die Einzigartigkeit dieser Studie zur vergleichenden Kulturmanagementforschung unterstreicht darüber hinaus diese Wahl. Gegenüber 117.000 von Hofstede ausgewerteten Fragebögen erscheint die vergleichbare Untersuchung von Trompenaar mit 15.000 Fragebögen als wissenschaftlich unbedeutender, zumal sie keine wesentlichen neuen Schlussfolgerungen beinhaltet. Vgl. Trompenaars (2002).Google Scholar

Die Vorgehensweise bei dem Single-Linkage-Verfahren, das auch als „Nächster-Nachbar-Verfahren“ bezeichnet wird, wird im Rahmen der vorliegenden Arbeit mit Verweis auf die ausführlichen Darstellungen in der Literatur nicht näher dargestellt. Vgl. hierzu als Beispiel Backhaus et al. (2000), S. 355 ff. Die Eliminierung des Objektes „Niederlande“ erfolgt bei einem Distanzkoeffizienten von 38,34, die Eliminierung von „Japan“ bei einem Distanzwert von 42,77. Die isolierte Position der Niederlande lässt sich im wesentlichen auf den verhältnismäßig niedrigen Maskulinitätsindexwert zurückführen, der eine Clusterbildung zwischen den Niederlanden und dem gemäß der verbleibenden drei Kriterien ähnlichen Land Kanada verhindern. Vgl. hierzu Tabelle E-3.Google Scholar

Die statistischen Maßzahlen, die eine Quantifizierung der Ähnlichkeit oder der Distanz zwischen den betrachteten Objekten erlauben, werden als Proximitätsmaße bezeichnet. Dabei ist zwischen Ähnlichkeitsmaßen, die die Ähnlichkeit zwischen zwei Objekten widerspiegeln, und Distanzmaßen zu unterscheiden, die primär die Unähnlichkeit zwischen zwei Objekten berechnen. Je größer in diesem Fall der berechnete Distanzwert ausfällt, desto unähnlicher sind sich die zwei Objekte. Die Eignung von Ähnlichkeitsmaßen ist vor allen dann angezeigt, wenn das Interesse auf der Ähnlichkeit im Gleichlauf zweier Profile liegt, unabhängig von der Niveauhöhe der relevanten Objekten. In der vorliegenden Arbeit ist unter Berücksichtigung der Niveauhöhen allerdings der absolute Abstand zwischen den Ländern von Bedeutung, so dass es eines Distanzmaßes zur Quantifizierung der Ähnlichkeiten bedarf. Vgl. Backhaus et al. (2000), S. 332 und 344.Google Scholar

Die Euklidische Distanz berücksichtigt bei der Messung der Proximitätsmaße durch die Quadrierung große Distanzen in stärkerem Ausmaß als geringe. Vgl. Backhaus et al. (2000), S. 341 f.Google Scholar

In der Literatur findet sich eine umfassende Darstellung des breiten Methodenspektrums an Algorithmen zur Gruppierung einer gegebenen Objektgesamtheit. Auf eine erneute Darlegung soll im Rahmen der vorliegenden Arbeit daher verzichtet werden. Stattdessen sei stellvertretend für die zahlreichen Literaturquellen auf Backhaus et al. (2000), S. 348 ff. verwiesen.Google Scholar

Zentrales Element des Ward-Verfahrens ist ein vorgegebenes Homogenitätsmaß, das die Objekte bei ihrer Clusterung wenigstmöglich vergrößern dürfen. Als Heterogenitätsmaß wird dabei auf das Varianzkriterium zurückgegriffen, das auch als Fehlerquadratsumme bezeichnet wird. Zu den Eigenschaften der agglomerativen Clusterverfahren vgl. Backhaus et al. (2000), S. 365.Google Scholar

Bergs (1981), S. 96f.Google Scholar

Vgl. Möller (1985), S. 507 f.Google Scholar

Untersuchungen über das Renditeverhalten deutscher Aktienkurse kamen zu dem Schluss, dass die Hypothese der Normalverteilung für tägliche oder wöchentliche Renditen immer verworfen werden musste. Vgl. beispielsweise Möller (1986b), S. 27.Google Scholar

Vgl. beispielsweise Miller/ Gehr (1978), S. 945 f.Google Scholar

Vgl. Wittrock (2000a), S. 214.Google Scholar

Vgl. Cramer (1987), S. 253 zu den Regressionsresultaten sowie Ferguson (1986), S. 7 zur Prüfung auf statistische Signifikanz in Abhängigkeit der Anzahl von Beobachtungen. Des Weiteren gilt es bei der Normalverteilungsannahme der Aktienrenditen die Gültigkeit des zentralen Grenzwertsatzes der Statistik zu berücksichtigen, wonach mindestens 30 Beobachtungswerte vorliegen sollten. Vgl. Bleymüller et al. (1998), S. 78.Google Scholar

Vgl. Wittrock (2000a), S. 215 f., Fußnote 45.Google Scholar

Vgl. hierzu ausführlich Roll (1980), S. 6; Sharpe/Alexander (1990), S. 761 ff.Google Scholar

Stellvertretend für weitere empirische Untersuchungen soll hier Roßbach (1991), S. 142 f. sowie S. 147 genannt werden. Zur Problematik der Performance-Messung bei internationalen Portfolios vgl. ebenfalls ausführlich Roßbach (1991), S. 195 ff.Google Scholar

Vgl. Schaich (1980), S. 188; Schaich (1984), S. 29 f.Google Scholar

Auch in der vorliegenden Untersuchung muss auf Stichproben zurückgegriffen werden. Zu den Signifikanztests vgl. allgemein Bamberg/ Baur (1991), S. 173 ff.; Schaich (1980), S. 182 ff.Google Scholar

Vgl. Schaich (1980), S. 194 f. zum Einstichproben-Fall. Für n>30 besteht darüber hinaus die Möglichkeit einer Approximation der t-Verteilung durch die Standardnormalverteilung. Eine ausführliche Darstellung des Vergleichs von Erwartungswerten im Zweistichproben-Fall findet sich ebenfalls bei Schaich (1980), S. 209 ff. Eine umfangreiche Tabellierung der kritischen Werte findet sich für verschiedene Parameterwerte bzw. Quantile bei Wetzel et al. (1967), S. 108 f.Google Scholar

Eine ausführliche Darstellung der statistischen Grundlagen findet sich bei Schaich (1980), S. 215 ff. Auf eine erneute Darlegung soll im Rahmen der vorliegenden Arbeit aus diesem Grund verzichtet werden. Eine umfangreiche Tabellierung der kritischen Werte findet sich für verschiedene Parameterwerte bzw. Quantile bei Backhaus et. al. (2000), S. 648 ff.Google Scholar

Vgl. Backhaus et. al. (2000), S. 26 ff. In der vorliegenden Untersuchung werden die Rückschlüsse auf eventuelle Mittelwertdifferenzen in der Grundgesamtheit mit Hilfe einer einfaktoriellen ANOVA (Analysis of Variance) gezogen. Die einfaktorielle ANOVA entspricht einer einfachen Varianzanalyse, da sie nur eine einzige Gruppierungsvariable, die auch als Faktor oder unabhängige bzw. erklärende Variable bezeichnet wird, zulässt. Die getestete Nullhypothese unterstellt, dass alle miteinander verglichenen Stichprobenmittelwerte der Testvariablen in der Grundgesamtheit identisch seien.Google Scholar

Vgl. Rossbach (1991), S. 140 ff.Google Scholar

Vgl. Jobson/ Korkie (1981), S. 892 ff. Eine umfangreiche Tabellierung der kritischen Werte findet sich für verschiedene Quantile bei Schaich (1984), S. 282 f. Der z-Wert der Standardnormalverteilung, der den kritischen Wert für die relevante Prüfgröße darstellt, beträgt bei zweiseitiger Fragestellung und einem vorgegebenen Signifikanzniveau von 1% z^krit=2,58. Bei einem Signifikanzniveau von 5% beträgt dieser kritische Wert z^krit=1,96, bei einem Signifikanzniveau von 10% beträgt z^krit=1,64.Google Scholar

Die dargestellte Teststatistik ist Jobson/ Korkie (1981), S. 892 ff. entnommen.Google Scholar

Vgl. Jobson/ Korkie (1981), S. 900; Alexander/Francis (1986), S. 254.Google Scholar