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Auszug

Die im Rahmen der empirischen Untersuchungen zu überprüfenden Hypothesen werden aus der Zielsetzung der vorliegenden Arbeit unter Berücksichtigung der vorgestellten Erklärungsansätze abgeleitet. Zudem basieren sie auf den institutionellen Gegebenheiten des deutschen Kapitalmarkts sowie auf den Ergebnissen bisheriger Analysen.

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Literatur

  1. 1.
    Vgl. Poterba/ Summers (1985), S. 245–249, Lasfer (1995), S. 879–880 und Bell/Jenkinson (2002), S. 1325–1328.Google Scholar
  2. 3.
    Siehe hierzu auch die Berechnungen von Indifferenzsteuersätzen nach dem Ansatz von Poterba/ Summers (1985) im Abschnitt 2.3.4.Google Scholar
  3. 6.
    Vgl. u.a. Litzenberger/ Ramaswamy (1979), S. 188, Capitelli (1989), S. 112–114.Google Scholar
  4. 8.
    Vgl. u.a. Elton/ Gruber. (1970) und Kalay (1982).Google Scholar
  5. 10.
    Die nachfolgenden Ausführungen gelten äquivalent, wenn statt des Dividendenbetrags des vorangegangenen Kalenderjahres derjenige der vorangegangenen zwölf Monate herangezogen wird. US-amerikanische oder britische Studien, die monatliche Querschnittsregressionen unter Einbeziehung von jährlichen Dividendenrenditen durchführen, folgen mitunter der letzteren Vorgehensweise. Vgl. u.a. Morgan/ Thomas (1998), S. 409.Google Scholar
  6. 11.
    Naranjo et al. (1998) nutzen das Vierfache der zuletzt gezahlten Dividende als erwarteten Ausschüttungsbetrag bei US-amerikanischen Aktien.Google Scholar
  7. 12.
    Siehe u.a. Black/ Scholes (1974), S. 11.Google Scholar
  8. 13.
    Ausführlich in Blume (1980), S. 569–570.Google Scholar
  9. 14.
    Vgl. Miller/ Scholes (1982), S. 1131.Google Scholar
  10. 16.
    Vgl. Shanken (1992), S. 2.Google Scholar
  11. 17.
    Vgl. u.a. Litzenberger/ Ramaswamy (1979), S. 175. Siehe zur Herleitung u.a. König (1990), S. 150–152.Google Scholar
  12. 18.
    Vgl. u.a. Stapleton/ Subrahmanyam (1983). Mitunter wird die Rendite der Aktie j, r durch ihre Überrendite in Bezug auf den risikolosen Zinssatz, r - r ersetzt. Diese alternative Vorgehensweise sollte jedoch keinen wesentlichen Einfluss auf die Schätzwerte für die Betafaktoren haben.Google Scholar
  13. 19.
    Für den deutschen Kapitalmarkt zeigt u.a. die Untersuchung von Frantzmann (1990), dass die Annahme stationärer Betafaktoren in der Realität für längere Zeiträume problematisch ist.Google Scholar
  14. 20.
    So auch Shanken (1992), S. 9–10.Google Scholar
  15. 21.
    Weitere Ursachen des „Intervalling-Effekts“ geben Handa/ Kothari/ Wasley (1989), S. 80–82, an.Google Scholar
  16. 22.
    Alternative Schätzmethoden für Betafaktoren entwickelten u.a. Scholes/ Williams (1977), Dimson (1979) und Cohen/Hawawini/Maier/Schwartz/Witcomb (1980).Google Scholar
  17. 23.
    Siehe Litzenberger/ Ramaswamy (1979), Appendix A, S. 190–192.Google Scholar
  18. 24.
    Das „Fehler-in-den-Variablen“-Problem kann durch eine simultane Schätzung der Betafaktoren und des Einflusses der Dividendenrendite γ2 vermieden werden. Hierfür bietet sich die von Zellner (1962) entwickelte Methode der „Seemingly Unrelated Regressions“ (SUR) an. Wie bereits erwähnt, nutzen u.a. Chen/Grundy/Stambaugh (1990) und Naranjo/Nimalendran/Ryngaert (1998) diese Schätzmethode. Sie eignet sich vor allem zur (direkten) Überprüfung der Hypothese 7.Google Scholar
  19. 25.
    Vgl. u.a. Greene (2000), S. 375–378.Google Scholar
  20. 26.
    Vgl. auch Hess (1980), S. 484. Aus dieser Annahme folgt, dass die gemeinsame Varianz der Schätzfehler der Betafaktoren per Konstruktion eins ist. Vgl. Capitelli (1989), S. 88.Google Scholar
  21. 27.
    Siehe Litzenberger/ Ramaswamy (1979), Appendix B, S. 192–194.Google Scholar
  22. 28.
    Vgl. Litzenberger/ Ramaswamy (1979), S. 177–179.Google Scholar
  23. 29.
    Auf die Wiedergabe der Herleitungen der Schätzer von Litzenberger/ Ramaswamy (1979) und von Shanken (1992) wird verzichtet. Siehe hierfür die beiden genannten Aufsätze oder Capitelli (1989), S. 84–91, oder König (1990), S. 159–162.Google Scholar
  24. 30.
    Dieser Schätzer wird ebenfalls von Capitelli (1989) verwendet.Google Scholar
  25. 31.
    Vgl. u.a. Litzenberger/ Ramaswamy (1979), S. 178.Google Scholar
  26. 34.
    Siehe zu dieser Argumentation auch Bay (1990), S. 79–80.Google Scholar
  27. 35.
    Da diese drei Bereinigungsarten anerkannte Verfahren bei der Durchführung von Ereignisstudien sind (vgl. u.a. Wulff, 2001) und die zugrunde liegenden Annahmen sowie die mit ihnen verbundenen Vor-und Nachteile ausführlich in der wissenschaftlichen Literatur (vgl. u.a. Brown/Warner, 1980, und Brown/Warner, 1985) diskutiert werden, sind an dieser Stelle detaillierte Darstellungen nicht notwendig.Google Scholar
  28. 36.
    Siehe die Resultate in Brown/ Warner (1985), S. 12–16. Vgl. auch Fama (1998), S. 283.Google Scholar
  29. 37.
    Siehe Bay (1990), S. 93 und 151, Tabelle 4.Google Scholar
  30. 38.
    Vgl. u.a. Lakonishok/ Vermaelen (1983), S. 1167. In Gleichung (38) von Bay (1990), S. 84, besitzt der Residuenterm aufgrund der Wahl eines anderen Ausgangsmodells ein negatives Vorzeichen.Google Scholar
  31. 39.
    Bay (1990), S. 84–86, trifft alternative Annahmen über die Hauptdiagonalelemente der Varianz-Kovarianz-Matrix der Residuenterme und gibt die jeweils geeigneten Schätzer an.Google Scholar
  32. 40.
    Während Bell und Jenkinson in ihrem Working paper auf die Einbeziehung einer Konstante verzichten, enthält die veröffentliche Version zusätzlich Schätzwerte unter Einbeziehung einer Konstanten. Siehe Bell/ Jenkinson (2002), S. 1336–1337.Google Scholar
  33. 41.
    Vgl. Boyd/ Jagannathan (1994), S. 718–724 und 729.Google Scholar
  34. 43.
    Ausführlich zum Zwei-Stichproben-t-Test vgl. u.a. Bamberg/ Baur (1993), S. 192–195.Google Scholar
  35. 45.
    Ausführlich zum Vorzeichentest vgl. u.a. Büning/ Trenkler (1994), S. 92–96.Google Scholar
  36. 46.
    Der Wilcoxon Rangsummentest ist äquivalent zum Mann-Whitney-U-Test. Ausführlich zum Rangsummentest von Wilcoxon vgl. u.a. Büning/ Trenkler (1994), S. 131–136.Google Scholar
  37. 47.
    Allgemeiner ausgedrückt, ist die Anzahl der Freiheitsgrade des Zählers gleich der Anzahl der auferlegten Restriktionen und die Anzahl der Freiheitsgrade des Nenners gleich der Differenz zwischen Anzahl der Beobachtungen und Anzahl der (geschätzten) Koeffizienten der Regressionsgleichung. Ausführlich zum F-Test vgl. u.a. Greene (2000), S. 274–276.Google Scholar
  38. 48.
    Hierzu ausführlich u.a. in Büning/ Trenkler (1994), S. 232–239.Google Scholar
  39. 49.
    Ausführlich zum Kruskal-Wallis-Test vgl. u.a. Büning/ Trenkler (1994), S. 184–190.Google Scholar
  40. 51.
    Zur Beschreibung des Datenbestands der Karlsruher Kapitalmarktdaten siehe Herrmann (1996), S. 3–9.Google Scholar
  41. 52.
    Nach Elton/ Gruber (1970), S. 70, kann die Nutzung von Eröffnungskursen bei der Prämienschätzung zu Verzerrungen führen, da diese möglicherweise häufiger als Schlusskurse keine Gleichgewichtspreise sind, sondern „mechanisch“ um den Dividendenbetrag reduziert wurden.Google Scholar
  42. 56.
    Ausführlich in Sauer (1991).Google Scholar
  43. 57.
    Unentdeckte Datenfehler bezüglich der Höhe der Körperschaftsteuergutschrift im Zeitraum von Oktober 1977 bis März 2002 beeinflussen insbesondere die Extagsuntersuchungen. Allerdings kann bei dieser hier durchgeführten Vorgehensweise vermutet werden, dass es sowohl zum Ausweis von zu hohen als auch von zu niedrigen Bruttodividenden kommt, die sich möglicherweise im Mittel ausgleichen. Demgegenüber führt die Erhöhung aller Dividendenzahlungen um eine pauschale Körperschaftsteuergutschrift, wie bei Bay (1990), zu korrekten oder zu überhöhten Bruttodividenden.Google Scholar
  44. 59.
    Ausführlich zur Renditeberechnung dieses Portefeuille vgl. Stehle/ Hartmond (1991).Google Scholar
  45. 60.
    Vgl. Stehle (1999), S. 12.Google Scholar
  46. 64.
    Bay (1990), S. 75–77, begründet die geringe Anzahl an dienstags ausgeschütteten Dividenden damit, dass der Montag bei vielen Unternehmen für ihre regelmäßigen Vorstandssitzungen reserviert ist und somit nicht als potenzieller Hauptversammlungstermin zur Verfügung steht. Da die Dividende in der Regel am Handelstag nach der Hauptversammlung ausgeschüttet wird, ist es demzufolge selten ein Dienstag.Google Scholar
  47. 67.
    Vgl. Haegert/ Lehleiter (1985), S. 919, und Bay (1990), S. 112–113.Google Scholar
  48. 68.
    Vgl. u.a. Black/ Jensen/ Scholes (1972), S 92, und Fama/MacBeth (1973), S. 611–613.Google Scholar
  49. 69.
    Vgl. auch Capitelli (1989), S. 103–104.Google Scholar
  50. 70.
    Ähnliche Resultate für den deutschen Kapitalmarkt erhält Sattler (1994), S. 223–224 und S. 289, bei monatlichen Querschnittregressionen auf Basis von Einzelwerten im Untersuchungszeitraum 1957–1991. Der geschätzte negative Einfluss des systematischen Risikos auf die Aktienrendite bleibt auch dann bestehen, wenn anstelle des OLS-geschätzten Betafaktors ein nach dem Dimson-Verfahren ermittelter Betafaktor verwendet wird. Wallmeier (2000), S. 44–45, gibt ebenfalls einen negativen statistisch insignifikanten Koeffizienten für den Betafakor im Zeitraum Juli 1967 bis Juni 1994 an.Google Scholar
  51. 71.
    Vgl. Sattler (1994), S. 224, und Wallmeier (2000), S. 45.Google Scholar
  52. 72.
    Vgl. Litzenberger/ Ramaswamy (1979), S. 184.Google Scholar
  53. 73.
    Eine mögliche Ursache könnte in der von Roll (1977) angeführten Kritik bezüglich der Ineffizienz des verwendeten Aktienindex als Marktportefeuille liegen.Google Scholar
  54. 74.
    Diesen Effekt erhalten u.a. auch König (1990), S. 166, sowie Chan/Hamao/Lakonishok (1991), S. 1758–1759, bei der Untersuchung der renditeerklärenden Wirkung verschiedener Anomalievariablen.Google Scholar
  55. 80.
    König (1990), S. 168–169, schätzt für die Zeitperiode von Januar 1959 bis September 1977 einen impliziten Grenzsteuersatz von 26,35 % und für die Zeitperiode von Oktober 1977 bis Dezember 1986 von 41,82 %.Google Scholar
  56. 83.
    Vgl. Tabelle A.1. Unter der Beachtung der geringen Anzahl von Dividendenausschüttungen in einzelnen Monaten, wie Januar, Oktober und November, sind die von König (1990) pro Monat ausgewiesenen Koeffizienten der Dividendenrendite mit Vorsicht zu interpretieren. Vgl. König (1990), S. 171 Tabelle 5.7.Google Scholar
  57. 84.
    Vgl. Litzenberger/ Ramaswamy (1979), S. 187–188.Google Scholar
  58. 88.
    Die Berechnung des SMB-Portefeuilles und des HML-Portefeuilles in Anlehnung an Fama/ French (1993) sowie die zugrunde liegenden Daten werden ausführlich in Ziegler/Ebert/Schröder/Schulz/Stehle (2003), S. 5–11 beschrieben.Google Scholar
  59. 89.
    Vgl. Judge/ Hill/ Griffiths/ Lütkepohl/ Lee (1988), S. 452.Google Scholar
  60. 93.
    Vgl. auch Naranjo/ Nimalendran/ Ryngaert (1998), S. 2044–2045.Google Scholar
  61. 94.
    Auf der Basis derartiger Investitionsentscheidungen der Anleger leiten Litzenberger/ Ramaswamy (1980) für die unterstellten fünf Aktiengruppen separate Gleichgewichtsmodelle her, wobei sich in der renditebeeinflussenden Wirkung der Dividendenrendite die steuerlichen Rahmenbedingungen der jeweiligen Anlegergruppe widerspiegeln. Vgl. zu kritischen Anmerkungen Hess (1980) und Kalay/Michaely (2000).Google Scholar
  62. 95.
    Vgl. auch Litzenberger/ Ramaswamy (1979) und Capitelli (1989). König (1990), S. 172–173, untersucht die Steuerklientel-Hypothese in Anlehnung an Litzenberger/Ramaswamy (1980) mit Hilfe von Dummy-Variablen für vier Dividendenrenditeklassen. Er findet keine Hinweise auf ihre Gültigkeit.Google Scholar
  63. 100.
    Vgl. Tabelle 4.3 oder Bay (1990), S. 153, Tabelle 6.Google Scholar
  64. 103.
    Vgl. u.a. Wulff (2001), S. 127.Google Scholar
  65. 104.
    Vgl. auch Bay (1990), S. 108.Google Scholar
  66. 107.
    Vgl. auch die Ausführungen bezüglich des Vergleichs der Resultate von Bay (1990) und Neuffer (1999) in Abschnitt 4.2.1.Google Scholar
  67. 108.
    Bay (1990) bezieht keine Aktien von Versicherungsunternehmen ein.Google Scholar
  68. 111.
    Vgl. u.a. Stremplat (1999), Seiler (2000) und Lishaut (2000).Google Scholar
  69. 113.
    Vgl. Bay (1990), S. 57 und 106. Dabei unterstellt er einen Transaktionskostensatz τ von ca. 0,35 %.Google Scholar
  70. 114.
    Hockmann (1978), S. 1996, weist darauf hin, dass die Transaktionskosten von ca. 2,7 % des Kurswerts bei Privatanlegern in den siebziger Jahren zu hoch sind, um von der Umsetzung einer Handelsstrategie zu profitieren. Bay (1990), S. 120, gibt die gleiche Höhe der gesamten Transaktionskosten für die achtziger Jahre an. Aktuell betragen die Transaktionskosten durch den Wegfall der Börsenumsatzsteuer im Jahr 1991 zwischen 0,5 % und 2 %.Google Scholar
  71. 116.
    Vgl. auch Eades/ Hess/ Kim (1984), S. 24.Google Scholar
  72. 117.
    Vgl. u.a. Gibbons/ Hess (1981).Google Scholar
  73. 119.
    Vgl. Bay (1990), S. 110 und S. 160–161, Tabelle 13.Google Scholar
  74. 120.
    Vgl. zu den rechtlichen Rahmenbedingungen deutscher Vorzugsaktien Ehrhardt/ Daske (2002).Google Scholar
  75. 122.
    Demgegenüber stellen Eades/ Hess/ Kim (1984), S. 12–13, im Einklang mit der Steuerklientel-Hypothese für den US-amerikanischen Kapitalmarkt fest, dass der Kurs bei Vorzugsaktien um einen höheren Betrag als die gezahlte Dividende fällt.Google Scholar
  76. 123.
    Die Ergebnisse von Neuffer (1999), S. 63–70, weisen auf eine konkave Funktion der Überrendite am Extag von der Dividendenrendite hin.Google Scholar
  77. 124.
    Die diesem Abschnitt zugrunde liegende Methodik ist an Bay (1990) angelehnt, um eine Vergleichbarkeit mit seinen Resultaten zu gewährleisten.Google Scholar
  78. 126.
    Vgl. Bay (1990), S. 105, und S. 156, Tabelle 9.Google Scholar

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