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Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

Auszug

Nur auf Basis empirischer Untersuchungen können Schlussfolgerungen hinsichtlich der Relevanz angebotener Erklärungshypothesen über den Einfluss von Dividenden auf Aktienrenditen gezogen werden. Dieses Kapitel stellt empirische Resultate bereits durchgeführter Überprüfungen der steuerbasierten Erklärungsansätze vor.1 Das zur Erklärung durchschnittlicher Aktienrenditen entwickelte Steuer-CAPM wird dabei ebenso wie das Modell von Elton/Gruber (1970) zur Erklärung des Renditeverhaltens am Ausschüttungstag der Dividende im Folgenden kurz als Steuerhypothese bezeichnet. Da sich bisherige Studien entweder mit der Analyse der Beziehungen zwischen durchschnittlichen Aktienrenditen und Dividendenrenditen entsprechend des Steuer-CAPMs oder mit der Analyse des Dividendenabschlags am Ausschüttungstag beschäftigen, werden die Ergebnisse beider Untersuchungsansätze getrennt voneinander präsentiert. Ein Schwerpunkt der nachfolgenden Betrachtungen liegt auf der Fragestellung, inwieweit die aufgezeigten, zum Teil widersprüchlichen Ergebnisse von den angewandten Untersuchungsmethoden abhängen.

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Literatur

  1. 1.
    Frankfurter/ Wood (2002) geben einen ausführlichen Überblick über die empirischen Resultate verschiedener Studien zur Dividendenpolilik.Google Scholar
  2. 3.
    Kritisch zur empirischen Überprüfbarkeit des Standard-CAPMs äußern sich u.a. Roll (1977) und Roll/ Ross(1994).Google Scholar
  3. 4.
    Fama/ MacBeth (1973) unterstellen z.B., dass die in den einzelnen Monaten t vorliegenden Koeffizienten einer stabilen Verteilung entstammen.Google Scholar
  4. 5.
    Vgl. ausführlich zum Dividendendiskontierungsmodell u.a. in Gordon/ Shapiro (1956) und Gordon (1959).Google Scholar
  5. 6.
    Vgl. Fama (1977) allgemein zur Übertragung von Aussagen eines Einperiodenmodells auf ein Mehrperiodenmodell.Google Scholar
  6. 7.
    Litzenberger/ Ramaswamy (1979), S. 178, führen u.a. an, dass die Effizienz der (OLS-)Schätzung eines Koeffizienten positiv von der Variabilität der Erklärungsvariablen abhängt.Google Scholar
  7. 8.
    Vgl. Miller/ Scholes (1982), S. 1122–1123.Google Scholar
  8. 9.
    So finden u.a. Handa/ Kothari/ Wasley (1993) bei Zugrundelegung monatlicher Renditeintervalle keine Hinweise auf die empirische Gültigkeit des Standard-CAPMs. Demgegenüber steht das Verhalten jährlicher Aktienrenditen im Einklang mit dem Standard-CAPM. Mögliche Ursachen für diese Beobachtung geben Kotha-ri/Shanken(1999), S. 53–55.Google Scholar
  9. 11.
    Vgl. Wiese (2004), S. 18–19.Google Scholar
  10. 13.
    Vgl. auch Litzenberger/ Ramaswamy (1979), S. 176.Google Scholar
  11. 15.
    Vgl. Black/ Scholes (1974), S. 9–11.Google Scholar
  12. 16.
    Vgl. Black/Scholes (1974), S. 13–14.Google Scholar
  13. 17.
    Rosenberg/Marathe (1975) weisen darauf hin, dass die Vorgehensweise von Black/Scholes (1974) zur Bestimmung der Parameter äquivalent zu einer OLS-Schätzung ist. Vgl. Rosenberg/Marathe (1975), S. 146.Google Scholar
  14. 21.
    Zu den Auswirkungen des „Fehler-in-den-Variablen“-Problem siehe z.B. Levi (1973) und Chan/Chen (1988).Google Scholar
  15. 22.
    Siehe hierzu Abschnitt 5.2.1 und die kritischen Anmerkungen von Capitelli (1989), S. 88–89.Google Scholar
  16. 23.
    Vgl. Black/ Jensen/ Scholes (1972), S. 93.Google Scholar
  17. 24.
    Vgl. Stehle (1976), S. 59–62.Google Scholar
  18. 25.
    Vgl. Litzenberger/ Ramaswamy (1979), S. 182.Google Scholar
  19. 26.
    Litzenberger/ Ramaswamy (1979) bestimmen die Werte von γ0, γ1, und γ2 der Gleichung (4.3) erstens mit Hilfe von „Ordinary least square“ (OLS)-Schätzungen, zweitens aufgrund der Heteroskedastie der Residuen auf Basis von „Generalized least Square“ (GLS)-Schätzungen sowie drittens unter zusätzlicher Berücksichtigung des „Fehler-in-den-Variablen“-Problems durch „Maximum Likelihood“-Schätzungen.Google Scholar
  20. 28.
    Vgl. Litzenberger/ Ramaswamy (1979), S. 187–188.Google Scholar
  21. 29.
    Seine Schätzungen basieren auf 30 US-amerikanischen Aktien, die im Untersuchungszeitraum von 1951–1980 regelmäßig eine Quartalsdividende zahlten und diese vor dem Monat t ankündigten. Siehe Hess (1983), S. 549–553.Google Scholar
  22. 30.
    Vgl. Litzenberger/ Ramaswamy (1979), S. 188–189.Google Scholar
  23. 31.
    Vgl. Litzenberger/ Ramaswamy (1980), S. 480.Google Scholar
  24. 32.
    Vgl. Kalay/ Michaely (2000), S. 72.Google Scholar
  25. 33.
    Vgl. Miller/ Scholes (1982), S. 1124–1126.Google Scholar
  26. 34.
    So auch Kalay (1982).Google Scholar
  27. 35.
    Da die nicht dividendenzahlenden Aktien in einigen Zeitabschnitten sehr zahlreich sind, würde eine gleichmäßige Aufteilung aller Aktien nach der Dividendenrendite auf Portefeuilles identischer Anzahl dazu führen, dass mehrere Portefeuilles aus Aktien ohne Dividendenzahlungen bestehen. So gehen beispielsweise Black/ Scholes (1974) vor. Vgl. Elton/Gruber/Rentzler (1983), S. 137.Google Scholar
  28. 36.
    Hierzu auch Litzenberger/ Ramaswamy (1980), S. 481–482.Google Scholar
  29. 37.
    Vgl. Blume (1980), S. 572–573.Google Scholar
  30. 38.
    Vgl. Capitelli (1989), S. 8–9, und Abschnitt 2.2.Google Scholar
  31. 39.
    Das von König (1990) unterstellte Regressionsmodell weicht leicht von der Gleichung (4.3) dahingehend ab, dass der risikolose Zinssatz δjt nicht von der Dividendenrendite δμ abgezogen wird. Dieses besitzt allerdings nur Auswirkungen auf die Konstante. Vgl. König (1990), S. 142.Google Scholar
  32. 40.
    Siehe König (1990), S. 169.Google Scholar
  33. 42.
    Vgl. u.a. Poterba/ Summers (1984), S. 1401–1402, sowie Rau/Vermaelen (2002), S. 259 und 280.Google Scholar
  34. 43.
    Vgl. Morgan/ Thomas (1998), S. 416–417.Google Scholar
  35. 44.
    Vgl. hierzu auch Miller/ Scholes (1982), S. 1123.Google Scholar
  36. 45.
    Bei 96,6 % der einbezogenen Aktien findet die Ankündigung und Ausschüttung der Dividende nicht in der gleichen Woche statt. Demzufolge sollten keine Ankündigungseffekte die ermittelten Ergebnisse beeinflussen. Siehe Kalay/ Michaely (2000), S. 61.Google Scholar
  37. 46.
    Siehe Kalay/ Michaely (2000), S. 63.Google Scholar
  38. 47.
    Durch die erhebliche Reduzierung des Stichprobenumfangs sinkt die Effizienz der Schätzungen beträchtlich. Vgl. u.a. Miller/ Scholes (1982), S. 1123.Google Scholar
  39. 48.
    Vgl. Kalay/ Michaely (2000), S. 73.Google Scholar
  40. 50.
    Vgl. Kalay/ Michaely (2000), S. 73.Google Scholar
  41. 51.
    Hierbei ist anzumerken, dass jeder Test eines Bewertungsmodells, z.B. des CAPMs oder des Steuer-CAPMs, wiederum mit dem Test der Hypothese informationseffizienter Kapitalmärkte verbunden ist („Joint hypothesis“). Demnach kann aus bestehenden Abweichungen zwischen realisierten und erwarteten Aktienrenditen nicht zwangsläufig gefolgert werden, dass das Bewertungsmodell fehlspezifiziert ist. Ebenso könnten die Renditeabweichungen durch Informationsineffizienzen ausgelöst werden. Vgl. Fama (1991), S. 1575–1576.Google Scholar
  42. 52.
    Miller/ Scholes (1982), S. 1132–1133, nutzen beispielsweise als weitere Risikovariable in den Querschnittsregressionen den inversen Aktienkurs vom Vormonatsende. Dabei stellen sie fest, dass diese Variable im Vergleich zum Betafaktor einen stärkeren Renditeeinfluss ausübt.Google Scholar
  43. 53.
    Zu den beobachteten Renditeeffekten jeder genannten Anomalievariable existiert eine umfangreiche Literaturbasis. Vgl. u.a. Banz (1981) zum Size-Effekt, Rosenberg/Reid/Lanstein (1984) zum Buchwert-Marktwert-Effekt und Basu (1977) zum Kurs-Gewinn-Effekt.Google Scholar
  44. 54.
    Stehle (1997), S. 244–245, erhält für die anhand der Marktkapitalisierung gebildeten neun Portefeuilles von Aktien des Frankfurter amtlichen Handels im Zeitraum 1954 bis 1990 eine mit steigender Marktkapitali sierung steigende durchschnittliche Dividendenrendite. Das Portefeuille mit dem höchsten Marktwert hat eine durchschnittliche Bruttodividendenrendite von 4,55 % und das Portefeuille mit dem kleinsten Marktwert von 3,37 %. Vgl. auch Bay (1990), S. 111.Google Scholar
  45. 55.
    Vgl. Keim (1985), S. 478–479.Google Scholar
  46. 56.
    Siehe Keim (1983) zur Saisonalität des Size-Effekts.Google Scholar
  47. 57.
    So auch Morgan/ Thomas (1998), S. 417, für den britischen Kapitalmarkt.Google Scholar
  48. 58.
    Vgl. Keim (1985), S. 479–481.Google Scholar
  49. 59.
    Der geschätzte Koeffizient der Dividendenrendite für Januar beträgt 0,724 (t-Wert: 4,50). Vgl. Keim (1985), S. 486.Google Scholar
  50. 60.
    Die Aktien, die sich im gleichen Dividendenrendite-Portefeuille befinden wie die Aktie j, werden bei der Durchschnittsbildung nicht berücksichtigt. Vgl. Christie (1990), S. 102.Google Scholar
  51. 61.
    Vgl. Christie (1990), S. 110–112.Google Scholar
  52. 62.
    Vgl. Christie (1990), S. 116–121.Google Scholar
  53. 63.
    Für Details siehe Naranjo/ Nimalendran/ Ryngaert (1998), S. 2032–2034.Google Scholar
  54. 65.
    Vgl. Naranjo/ Nimalendran/ Ryngaert (1998), S. 2042–2043. Siehe zu ähnlichen Ergebnissen für den britischen Kapitalmarkt Poterba/Summers (1984), S. 1411.Google Scholar
  55. 66.
    Eine ähnliche Übersicht ist z.B. in König (1990), S. 139, enthalten.Google Scholar
  56. 67.
    Aus der Einbeziehung der steuerlichen Benachteiligung von Dividendeneinkünften in die Kursbildung am Extag sollte eine Prämie von 0,65 bis 0,75 resultieren. Vgl. Campbell/ Beranek (1955), S. 429.Google Scholar
  57. 68.
    Vgl. zur Hypothese von informationseffizienten Kapitalmärkten u.a. Fama (1970).Google Scholar
  58. 69.
    Alternativ zur Schätzung der erwarteten Rendite ohne Dividendeneinflüsse bieten sich aus der Ereignisstudien-Methodik das Marktmodell von u.a. Fama (1968) sowie die durchschnittliche Rendite der einzelnen Aktie an. Vgl. u.a. Brown/Warner (1985), S. 6–7. Weiterhin werden Kapitalmarktgleichgewichtsmodelle sowie Renditen von Referenzportfolios, die in bestimmten Eigenschaften Ähnlichkeiten zum betrachteten Unternehmen aufweisen, zur Bereinigung von Renditen vor allem in langfristigen Ereignisstudien genutzt. Vgl. u.a. Barber/Lyon (1997), S. 352–356.Google Scholar
  59. 71.
    Vgl. Elton/ Gruber (1970), S. 69–70.Google Scholar
  60. 72.
    Vgl. u.a. Eades/ Hess/ Kim (1984), S. 7.Google Scholar
  61. 73.
    Bei Zugrundelegung des Modells von Elton/ Gruber (1970) bemisst sich γ0 nach dem Verhältnis der marginalen Steuersätze für Dividenden und Kursgewinne des Grenzanlegers. Vgl. Abschnitt 3.2.3.Google Scholar
  62. 74.
    Die Anwendung einer GLS-Schätzung anstelle einer OLS-Schätzung zur Bestimmung der Prämie könnte den Nachteil heteroskedastischer Residuen beheben. Vgl. u.a. Michaely (1991), S. 850.Google Scholar
  63. 76.
    Vgl. Lakonishok/ Vermaelen (1983), S. 1167.Google Scholar
  64. 77.
    Auch Wulff (2001), S. 175–177, misst an Extagen von Nennwertumstellungen bei deutschen Aktien im Zeitraum von 1966 bis 1996 eine durchschnittliche Überrendite von 0,23 %, deren statistische Signifikanz vom genutzten t-Test abhängt. Einen stärkeren Extageffekt von 1,77 % erhalten Gebhardt/Entrup/Heiden(1994), S. 326, bei der Analyse von Kapitalerhöhungen aus Gesellschaftsmitteln für die Jahre 1980 bis 1990.Google Scholar
  65. 78.
    Im zugrunde liegenden Untersuchungszeitraum waren Dividenden, die aus Rücklagen des Unternehmens flossen, ebenso wie langfristige Kursgewinne bei Anlegern einkommensteuerfrei. Dagegen unterlagen aufgrund kurzfristiger Transaktionen erzielte Veräußerungsgewinne der gleichen Steuerbelastung wie sonstige Dividendeneinkünfte. Ausführlicher in Bartholdy/ Brown (1999), S. 115.Google Scholar
  66. 79.
    So auch Michaely (1991), S. 855.Google Scholar
  67. 80.
    Vgl. Lasfer (1995), S. 890.Google Scholar
  68. 81.
    Den zeitlichen Verlauf der von Citizens Utilities verfolgten Dividendenpolitik in Abhängigkeit von den steuerlichen Rahmenbedingungen stellen Hubbard/ Michaely (1997), S. 119–120, dar.Google Scholar
  69. 82.
    Siehe Poterba (1986), S. 399–401.Google Scholar
  70. 83.
    Siehe Hubbard/ Michaely (1997), S. 123.Google Scholar
  71. 84.
    Siehe Barclay (1987), S. 36.Google Scholar
  72. 85.
    Vgl. auch Kato/ Loewenstein (1995) für den japanischen Kapitalmarkt, Graham/Michaely/Roberts (2003) für US-amerikanischen Kapitalmarkt, Daunfeldt (2002) für den schwedischen Kapitalmarkt.Google Scholar
  73. 86.
    Hierzu ausführlicher in Booth/ Johnston (1984), S. 471–472.Google Scholar
  74. 89.
    Vgl. Michaely (1991), S. 852.Google Scholar
  75. 91.
    Der ICTA 1988 beinhaltete u.a. eine Reduzierung des maximalen Einkommensteuersatzes von 60 auf 40 %, der sowohl für Dividenden als auch für Kursgewinne Anwendung fand. Der relative Anrechnungsbetrag der Körperschaftsteuer wurde von 27 auf 25 % reduziert. Ausführlicher in Lasfer (1995), S. 880.Google Scholar
  76. 92.
    Vgl. Lasfer (1995), S. 890.Google Scholar
  77. 93.
    Vgl. Bell/ Jenkinson (2002), S. 1342–1344.Google Scholar
  78. 94.
    Der Kapitalertragsteuersatz ist der relevante Steuersatz u.a. bei Anlegern, die ihren Freistellungsauftrag bereits ausgeschöpft hatten und Dividendeneinkünfte beim Finanzamt nicht angaben (Steuerhinterziehung). Vgl. Swoboda/ Uhlir (1975), S. 491.Google Scholar
  79. 95.
    Siehe Bay (1990), S. 96–97.Google Scholar
  80. 97.
    Aufgrund fehlender Angaben in Bay (1990) kann es sich bei den angegebenen Renditen sowohl um Überrenditen als auch um die tatsächlich am Extag erzielten Aktienrenditen handeln. Der letztere Fall könnte zu einer Überschätzung des Dividendeneffekts führen.Google Scholar
  81. 98.
    Vgl. Bay (1990), S. 98–99.Google Scholar
  82. 99.
    Vgl. u.a. Lasfer (1995), S. 878.Google Scholar
  83. 100.
    Vgl. Neuffer (1999), S. 47.Google Scholar
  84. 101.
    Die empirischen Untersuchungen von McDonald (2001) und Lasfer/Zenosos (2003) basieren auf Daten aus der kommerziellen Datenbank von Thomson Financial Datastream. Siehe Ince/Porter (2003) zur Einschätzung der allgemeinen Datenqualität bei Renditen und Dividenden von Einzelwerten.Google Scholar
  85. 103.
    Vgl. u.a. Lakonishok/ Vermaelen (1986) und Michaely/Vila (1996) für den US-amerikanischen Kapitalmarkt, Kato/Loewenstein (1995) für den japanischen Kapitalmarkt, Michaely/Murgia (1995) für den italienischen Kapitalmarkt, Liljeblom/Löflund/Hedvall (2001) für den finnischen Kapitalmarkt sowie Neuffer (1999) für den deutschen Kapitalmarkt.Google Scholar
  86. 104.
    Vgl. Kalay (1982), S. 1066–1067. Allerdings führen Elton/Gruber/Rentzler (1984) an, dass die tatsächlichen Transaktionskosten von Kalay (1982) unterschätzt werden. Beispielsweise vernachlässigt er den Bid-ask-spread. Bei Berücksichtigung der gesamten Höhe anfallender Transaktionskosten seien für niemanden Gewinne aus Abweichungen zwischen Kurssenkung und Dividendenbetrag realisierbar. Siehe ebenso die gegenteilige Auffassung in der Erwiderung von Kalay (1984).Google Scholar
  87. 105.
    Hierzu ausführlich in Heath/ Jarrow (1988), S. 99–102.Google Scholar
  88. 106.
    Michaely/ Vila/ Wang (1996) entwickelten ein Gleichgewichtsmodell, das die mit den Handelsaktivitäten verbundenen Risiken und Transaktionskosten simultan einbezieht.Google Scholar
  89. 107.
    Siehe zu den Annahmen und zur Herleitung Michaely/ Vila (1995), S. 173–180.Google Scholar
  90. 108.
    Die dem Modell zugrunde liegende Annahme, dass alle Anleger eine konstante absolute Risikoaversion aufweisen, bewirkt die Unabhängigkeit der in ā eingehenden Gewichte vom anlegerindividuellen Endvermögen. Vgl. Michaely/ Vila (1995), S. 180.Google Scholar
  91. 109.
    Ein weiteres Beispiel für Kurseffekte am Extag, die keine Beziehungen zur Dividendenzahlung aufweisen, besteht in dem auf dem japanischen Kapitalmarkt beobachteten „End of the fiscal year“-Effekt. Vgl. Kato/ Loewenstein (1995), S. 831–832.Google Scholar
  92. 110.
    Vgl. Michaely/ Vila (1996), S. 98.Google Scholar
  93. 111.
    Ausführlicher zum finnischen Steuersystem und zur Ableitung der Gewinnerzielungsbedingungen für einzelne Anlegergruppen in Liljeblom/ Löflund/ Hedvall (2001), S. 1690–1694.Google Scholar
  94. 112.
    Vgl. Campbell/ Beranek (1955), S. 426.Google Scholar
  95. 113.
    Siehe auch die Resultate der Simulationsstudie von Dubofsky (1997).Google Scholar
  96. 115.
    Eine detaillierte Gegenüberstellung der Modelle von Bali/ Hite (1998) und von Dubofsky (1992) enthält Jakob/Ma (2004), S. 608–611.Google Scholar
  97. 116.
    Siehe Graham/ Michaely/ Roberts (2003), S. 2623.Google Scholar
  98. 117.
    Vgl. hierzu auch Green/ Rydqvist (1999) und Elton/Gruber/Blake (2002).Google Scholar
  99. 118.
    Die Aktienurkunden müssen zur Registrierung an das ausschüttende Unternehmen geschickt werden. Ausführlicher zu den institutionellen Reglungen in Hongkong in Frank/ Jagannathan (1998), S. 164–165.Google Scholar
  100. 119.
    Siehe Kadapakkam (2000), S. 2849.Google Scholar
  101. 120.
    Nach Bali/ Hite (1998), S. 132, lagen im Zeitraum 1962 bis 1994 99 % aller Dividenden betragsmäßig unter einem US-Dollar.Google Scholar
  102. 121.
    Vgl. Angel (1997), S. 660–661.Google Scholar
  103. 123.
    Vgl. u.a. Wulff (2001), S. 38.Google Scholar

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