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Ergebnisse der Performancemessung

  • Markus Morawietz
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Zusammenfassung

Nachdem die für die vorliegende Untersuchung maßgeblichen Grundlagen in den vorhergehenden Abschnitten behandelt wurden,1 wird im folgenden Kapitel die konkrete Performancemessung durchgeführt. Dabei unterteilt sich die Performancemessung in zwei große Teilabschnitte. Im ersten Teilabschnitt wird getrennt für alle betrachteten Anlageformen eine Performancemessung vorgenommen. Diese Performancemessung basiert auf den unbereinigten Primärdaten2 und stellt somit eine Performancemessung auf der Basis von Bruttorenditen dar. Im zweiten Teilabschnitt werden dann zuerst die individuellen Bruttorenditen um den Ertrag der risikolosen Anlage “bereinigt”, um die jeweilige Risikoprämie der risikobehafteten Anlage zu ermitteln. Anschließend wird ein Risikoprämie errechnet, die sowohl um Inflations- als auch um Steuereinflüsse bereinigt ist. Die Ermittlung der (Brutto-) Performance wird im Anschluß daran anhand einer Gegenüberstellung der jeweiligen Ergebnisse der einzelnen Anlageformen abgerundet.

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Literatur

  1. 4.
    Vgl. beispielsweise Häuser: Aktienrendite und Renditenparadoxie, 1985, S. 41; Bimberg: Langfristige Renditenberechnung zur Ermittlung von Risikoprämien, 1991, S. 96.Google Scholar
  2. 5.
    Der gleichen Meinung: Wiek: Lohnt die Aktie das Risiko, 1992, S. 718.Google Scholar
  3. 7.
    Dies wurde bereits im Jahr 1934 von Donner herausgestellt (vgl. Donner: Die Kursbildung am Aktienmarkt, 1934, S. 20 0.Google Scholar
  4. 16.
    Vgl. Hielscher: Investmentanalyse, 1990, S. 99 f. Hierbei wird eine gewisse Konformität des Verlaufes der beiden Ökonomien, Deutschland und Vereinigte Staaten von Amerika, unterstellt.Google Scholar
  5. 17.
    Hielscher setzt in seiner Analyse die Werte des Jahres 1950 denen des Jahres 1939 gleich. Dies führt zu einem prinzipiell gleichen Verlauf, lediglich das gesamte Kursniveau liegt deutlich höher als in der vorliegenden Untersuchung. Darüberhinaus müssen bei der Analyse von Hielscher zukünftige Werte denen des Jahres 1939 angepaßt werden (vgl. Hielscher: Investmentanalyse, 1990, S. 100).Google Scholar
  6. 22.
    Vgl. beispielhaft Uhlir: Überprüfung der Random-Walk-Hypothese auf dem österreichischen Aktienmarkt, 1979, S. 177 ff; Hecker: Aktienkursanalyse zur Portfolio Selection. Eine empirische und theoretische Untersuchung über die Entwicklung der relevanten Entscheidungsparameter und über das Verhalten deutscher Aktienkurse, 1974, S. 125 ff; Brealy: An Introduction to Risk and Return from Common Stocks, 1969, S. 39. In der empirischen Arbeit von Brealy wurde festgestellt, daß bei den empirischen Verteilungen die Häufigkeiten um den Mittelwert und in den Extrembereichen größer als bei den Wahrscheinlichkeiten der Normalverteilung sind.Google Scholar
  7. 23.
    Vgl. Fama: The Behavior of Stock-Market Prices, 1965, S. 34 ff; Mandelbrot: The Variation of Some Speculative Prices, 1963, S. 394 ff; Press: A Compound Events Model for Security Prices, 1968, S. 317 ff; Hofmann: Empirische Untersuchung verschiedener Anlagestrategien der technischen Aktienanalyse anhand 100 deutscher Standardaktien, 1973, S. 40 ff.Google Scholar
  8. 24.
    Vgl. Bachelier: Theory of Speculation, 1964, S. 17 ff; Roberts: Stock-Market „Patterns“ and Financial Analysis, 1964, S. 1 ff; Working: Note on the Correlation of First Differences of Averages in a Random Chain, 1960, S. 916 ff; Osborne: Brownian Motion in the Stock Market, 1964, S. 100 ff; Blume: Portfolio Theory: A Step toward its Practical Application, 1970, S. 160 ff; Francis/Archer: Portfolio Analysis, 1979, S. 16; Alexander: Price Movements in Speculative Markets: Trends or Random Walks, 1964, S. 207 f; Moore: Some Charecteristics of Changes in Common Stock Prices, 1964, S. 139 f.Google Scholar
  9. 25.
    Vgl. Lehn/Wegmann: Einführung in die Statistik, 1985, S. 45 f.Google Scholar
  10. 38.
    Vgl. Müller: Der deutsche Rentenmarkt vor dem Ersten Weltkrieg, 1992, S. 129; Kapitel 2.3.2.Google Scholar
  11. 52.
    Häuser kommt innerhalb seiner Untersuchung, die einen Gesamtbeobachtungszeitraum von 20 Jahren (1964–1983) umfaßt, nach einer Modellrechnung, die die Transaktions-und Besitzkosten explizit einbezieht, zu dem Ergebnis, daß die Transaktions-und Besitzkosten vernachlässigt werden können (vgl. Häuser: Aktienrendite und Renditenparadoxie, 1985, S. 35 und S. 135).Google Scholar
  12. 56.
    Dies sind die Monate Januar 1870 für Teilperiode I, Januar 1924 für Teilperiode II und Januar 1950 für Teilperiode III. Bei diesen Monaten existieren keine Werte für bei Aktien zwar um Wertpapiere handelt, diese aber dem Wertpapiermarkt im engeren Sinne nicht zugeordnet werden können. Da Aktien auch als verbriefte Sachvermögensansprüche an real existierende Unternehmen interpretiert werden (=> indirekter Markt für vorhandenes Realkapital), können Aktienkurse laut Schubert vielmehr als Annäherung für Preise bestehenden Realkapitals verstanden werden. Hierbei wird angenommen, daß der Wert verbriefter Realkapitalansprüche mit dem Wert des vorhandenen Realkapitals systematisch schwankt. Auf der Grundlage dieser Interpretation überführt Schubert einen Aktienmarktindex zu einem Preisindex für Finanz-und vorhandenes Sachvermögen (vgl. Schubert: Preisindizes als Inflationsindikatoren, 1981, S. 172 O.Google Scholar
  13. 60.
    Vgl. Rasch: Zur Neuberechnung des Preisindex für die Lebenshaltung auf Basis, 1980, 1984, S. 640.Google Scholar
  14. 61.
    Anders bei Bimberg, der in seiner empirischen Untersuchung, die einen Zeitraum von 35 Jahren (1954–1988) umfaßt, bis zum Jahr 1962 den Preisindex für Lebenshaltung von Vier-Personen-Arbeitnehmerhaushalten mit mittlerem Einkommen und ab dem Jahr 1963 den Preisindex für Lebenshaltung aller privater Haushalte seiner Berechnung zugrunde legt (vgl. Bimberg: Langfristige Renditenberechnung zur Ermittlung von Risikoprämien, 1991, S. 86 t).Google Scholar
  15. 62.
    Angermann: Zur Neuberechnung des Preisindex auf Basis 1980, 1983, S. 204.Google Scholar
  16. 63.
    Vgl. Angermann: Zur Neuberechnung des Preisindex auf Basis 1980, 1983, S. 204.Google Scholar
  17. 64.
    Darüberhinaus wird in der Regel jeder Übergang auf ein neues Basisjahr zum Anlaß genommen, um neben der Aufstellung der neuen Wägungsschemata eine Reihe von weiteren Anderungen an den Indizes durchzuführen, wie beispielsweise die Einführung neuer Systematiken oder die Aufnahme neu auf dem Markt erschienener Waren oder Dienstleistungen, soweit sie eine ausreichend große Bedeutung erlangt haben. Andererseits werden bisher berücksichtigte Güter ausgeschlossen, wenn ihre Marktbedeutung erheblich zurückgegangen ist (vgl. Angermann: Zur Neuberechnung des Preisindex auf Basis 1980, 1983, S. 204). Zur prinzipiellen Problematik der Neuberechnung von Preisindizes: vgl. Rasch: Zur Neuberechnung des Preisindex für die Lebenshaltung auf Basis 1980, 1984, S. 640 ff; Rasch: Zur Neuberechnung der Preisindizes für die Lebenshaltung und des Index der Einzelhandelspreise auf Basis 1976, 1979, S. 806 ff.Google Scholar
  18. 66.
    Vgl. Statistisches Bundesamt: Merkblatt zum Preisindex für Lebenshaltung, Das Rechnen mit Indexzahlen, 1989, S. 1 ff.Google Scholar
  19. 67.
    Zur Historie des Preisindizes für Lebenshaltung von Vier-Personen-Arbeitnehmerhaushalten mit mittlerem Einkommen: vgl. Anderson: Probleme der statistischen Methodenlehre in den Sozialwissenschaften, 1965, S. 72 f.Google Scholar
  20. 68.
    Vgl. Statistisches Reichsamt: Statistische Jahrbücher für das Deutsche Reich, Jahresbände 1937 bis 1945; Bry: Wages in Germany 1871–1945, 1960, S. 422 ff.Google Scholar
  21. 69.
    Die Reichsindexzahl der Lebenshaltungskosten auf Basis 1913/14 =100 wurde zwar vom Statistischen Reichsamt ab Februar 1920 berechnet (zum Berechnungsverfahren vgl. Statistisches Reichsamt: Jahrbuch für das Deutsche Reich, 1925, S. 259; Statistisches Reichsamt: Wirtschaft und Statistik, 1925, S. 159 ff). Jedoch nach gewissen Änderungen im technischen Verfahren, die in den Jahren 1922 und 1925 durchgeführt wurden, wurde im Jahr 1934 eine grundlegende Revision der Indexzahl vorgenommen und der neue Index wieder bis Januar 1924 zurückberechnet und veröffentlicht. Die Berechnung selbst basierte auf der Bedarfsdeckung einer “normalen” fünfköpfigen Arbeiterfamilie (Vater, Mutter, ein Sohn von 12 Jahren, eine Tochter von 7 Jahren und ein Kind von anderthalb Jahren). Die zahlenmäßigen Unterlagen für diese Bedarfsrechnung gingen aus einer sehr sorgfältigen Ausarbeitung der Verbrauchsausgaben von 896 Arbeiterfamilien hervor, deren gesamte Haushaltskosten während der Zeit vom 01. März 1927 bis zum 29. Februar 1928 in allen Einzelheiten erfaßt worden waren (vgl. Anderson: Probleme der statistischen Methodenlehre in den Sozialwissenschaften, 1965, S. 69 f).Google Scholar
  22. 70.
    Die irreguläre Komponente beschreibt hier die Einwirkung von Einflüssen, die weder durch den Trend noch durch die Saisonkomponente erklärt werden können. Dabei wird angenommen, daß die irreguläre Komponente regellos um den Wert null schwankt (vgl. Lehn/Rettig: Einführung in die Grundlagen der statistischen Methodenlehre für Praktiker, 1991, S. 93).Google Scholar
  23. 71.
    Vgl. Lehn/Rettig: Einführung in die Grundlagen der statistischen Methodenlehre für Praktiker, 1991, S. 93.Google Scholar
  24. 72.
    Vgl. Lehn/Rettig: Einführung in die Grundlagen der statistischen Methodenlehre für Praktiker, 1991, S. 93.Google Scholar
  25. 75.
    Kuczynski ermittelte für den Zeitraum 1800 bis 1880 eine Preisindexzahl für die wichtigsten Nahrungsmittel. Dabei handelte es sich um Einzelhandelspreise, die zeitweise um Großhandelspreise für Brotgetreide, Erbsen und Kartoffeln und um die Entwicklung der Wohnungsmieten ergänzt werden mußten (vgl. Statistischen Bundesamt: Entwicklung der Nahrungsmittelpreise von 1800 bis 1880 in Deutschland, Übersicht GL 1800, 1987, S. 1).Google Scholar
  26. 76.
    Das Statistische Bundesamt führt zur langen Reihe der Verbraucherpreise seit 1870 aus: “Alle vorgenannten Indexreihen sind in methodischer Hinsicht und in ihren Bezugsgrundlagen (Haushaltstyp, Gebietsstand) unterschiedlich. Sie sind deswegen streng genommen nicht miteinander ver- Google Scholar
  27. 82.
    Vgl. Uhlir/Steiner: Analyse anleihespezifischer Risiken, 1983, S. 646.Google Scholar
  28. 85.
    Neben diesem rein wirtschaftswissenschaftlichen Aspekt kommt noch der Aspekt des bei juristischen Personen zugrunde liegenden Steuersystems hinzu, der eine Betrachtung innerhalb der vorliegenden Untersuchung ausschließt. Denn innerhalb des für juristische Personen maßgeblichen Steuersystems müssen sowohl Zinsen, wie z.B. Dividenden oder Anleihekupons, und Kapitalerfolge, wie beispielsweise Kursgewinne, gleichermaßen mit demselben Steuersatz besteuert werden. Dies dazu führt, daß die Vorteilhaftigkeit der zur Wahl stehenden Wertpapiere bereits über die Performancemessung vor Einbeziehung des Steuereinflusses richtig beurteilt werden kann. Die Rangfolge der Performance nach Einbeziehung des Steuereinflusses ist dann gleichbedeutend mit jener vor Einbeziehung des Steuereinflusses. Diesbezüglich gilt die folgende Beziehung für alle Wertpapiere, die im Betriebsvermögen gehalten werden: (vgl. Uhlir/Steiner: Analyse anleihespezifischer Risiken, 1983, S. 24)Google Scholar
  29. 86.
    Der Einfluß der Kapitalertragsteuer findet - wie in Kapitel 2.4.2.2 bereits erwähnt - innerhalb der vorliegenden Untersuchung keine Berücksichtigung. Denn die Kapitalertragsteuer stellt keine selbständige Steuer dar, sondern ist gemäß § 2 I Nr. 5 EStG (Umfang der Besteuerung, Begriffsbestimmung) in Verbindung mit § 20 I I EStG (Einkünfte aus Kapitalvermögen) und § 43 ff (Steuerabzug vom Kapitalertrag [Kapitalertragsteuer]) lediglich eine Teilbesteuerung der Erträge an der Quelle, ein sogenannter Quellenabzug bzw. eine Quellensteuer. Beim Quellenabzug wird ein bestimmter Anteil der Erträge aus Kapitalvermögen (25%, 30% bzw. 35%) direkt an der Quelle der Entstehung einbehalten. Diese einbehaltene Steuer ist dann in vollem Umfang auf die Einkommensteuerschuld des Steuersubjekts bzw. Investors anrechenbar und hat deshalb bis auf einen temporären Unterschied keinen Einfluß auf die steuerliche Belastung des Investors.Google Scholar
  30. 87.
    An dieser Stelle sei angemerkt, daß ein eventuell zeitgleiches Eintreten von Kursverlusten und Zinserträgen zu keiner steuerlichen Minderung der Einkommensteuerschuld für Einkommen aus Kapitalvermögen zur Folge hat. Denn gemäß § 23 IV EStG gilt: “Verluste aus Spekulationsgeschäften dürfen nur bis zur Höhe des Spekulationsgewinnes, den der Steuerpflichtige im gleichen Kalenderjahr erzielt hat,ausgeglichen werden.” Google Scholar
  31. 90.
    Dies ist in der empirischen Untersuchung von Bimberg (vgl. Bimberg: Langfristige Renditenberechnung zur Ermittlung von Risikoprämien, 1991, S. 97 ff) und in der Analyse von Uhlir/Steiner (vgl. Uhlir/Steiner: Wertpapieranalyse, 1986, S. 138), die sich auf die Studie von Ibbotson /Singuefield (vgl. Ibbotson/Sinquefield: Stocks, Bonds, Bills and Inflation: Simulations of the Future, 1976, S. 47 ff) stützen, mit einem Steuersatz von 50% der Fall.Google Scholar
  32. 91.
    In der Untersuchung von Fuchs finden die Steuersätze 20%, 30%, 40% und 50% Berücksichtigung (vgl. Fuchs: Ertrag von Kapitalanlagen in Aktien, 1972, S. 35 ff).Google Scholar
  33. 93.
    Vgl. Metzger/Weingarten: Einkommensteuer und Einkommensteuerverwaltung in Deutschland, 1989, S. 17 ff; Strickrodt/Wöhe/Flämig: Handwörterbuch des Steuerrechts und der Steuerwissenschaft, 1981, S. 400; Deutsches wissenschaftliches Steuerinstitut der Steuerberater und Steuerbevollmächtigten e.V.: Handbuch der Steuerveranlagungen ESt KSt GewSt USt, verschiedene Jahresausgaben.Google Scholar
  34. 96.
    Dies sind die Monate der Börsenschließung 1931/32 und die Monate Januar 1870 für Teilperiode I, Januar 1924 für Teilperiode II und Januar 1950 für Teilperiode III. Bei diesen Monaten existieren keine Werte für 100 Diese Annahme wird durch die Untersuchung von Bimberg unterstützt, der in seiner empirischen Untersuchung, die einen Zeitraum von 35 Jahren (1954–1988) umfaßt, über die Kursveränderungen feststellt: “In 19 Jahren traten Kursverluste in durchschnittlicher Höhe von 4,0% p.a. auf und in 16 Jahren waren Kursgewinne in mittlerer Höhe von 3,9% p.a. zu verzeichnen. Der Durchschnittswert aller 35 Jahre betrug -0,4% bei einer Standardabweichung von 4,9%.” (Bimberg: Langfristige Renditenberechnung zur Ermittlung von Risikoprämien, 1991, S. 98).Google Scholar

Copyright information

© Betriebswirtschaftlicher Verlag Dr. Th. Gabler GmbH, Wiesbaden 1994

Authors and Affiliations

  • Markus Morawietz

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