This content was uploaded by our users and we assume good faith they have the permission to share this book. If you own the copyright to this book and it is wrongfully on our website, we offer a simple DMCA procedure to remove your content from our site. Start by pressing the button below!
0 *
^^ Ausfuhrlich zum Zwei-Stichproben-t-Test vgl. u.a. Bamberg/Baur (1993), S. 192-195. ^^ Bei DurchfUhrung des Vorzeichentests im Rahmen der Pramienbetrachtungen (Uberrenditebetrachtungen) ist c = 1 (c = 0). ^^ Ausfuhrlich zum Vorzeichentest vgl. u.a. BUning/Trenkler (1994), S. 92-96.
5 Empirische Untersuchung
157
Zur Aufdeckung von Unterschieden in den ermittelten durchschnittlichen Pramien (durchschnittlichen tJberrenditen) fiir zwei aufeinander folgende anhand der steuerlichen Gegebenheiten definierte Teilperioden entsprechend der Hypothese 3 wird sowohl der parametrische Zwei-Stichproben-t-Test als auch der nichtparametrische Wilcoxon Rangsummentest durchgefuhrt. Wahrend der Zwei-Stichproben-t-Test die Mittelwerte der beiden Teilperioden gegeniiberstellt, kann der Wilcoxon Rangsummentest"^^ fiir den Vergleich der beiden Mediane genutzt werden. Ausgehend von zwei unabhangigen Zufallsstichproben {x\, ..., Xn) und (y\, ..., y,n) basiert er fiir Stichproben mit n oder m > 25 auf folgender Teststatistik:
Y,^(^j) -0,5n(n-\-m + l) W = -^ . 712 ~ approximativ N(0, l)-verteilt, •yJnm(n-\-m + l)
(5.27)
wobei R(xj) der Rang von Xj in einer kombinierten, nach der GroBe geordneten Stichprobe von X und y ist. Weiterhin wird mit Hilfe von Dummy-Variablen in Regressionsansatzen analysiert, ob andere Merkmale, wie die Branchenzugehorigkeit, auf welchen Wochentag der Extag fallt usw., einen Einfluss auf die Pramie besitzen. Die folgende Regressionsgleichung bildet beispielswiese die Wirkung des Wochentags auf die Pramie in Teilperiode t ab: Prjt = ci DMO + C2 DDI + C3 Dui + QDDO + cs Dpr + Uj.
(5.28)
Anhand eines F-Test kann die Nullhypothese HQ: ci = C2 = C3 = C4 = C5 gegen Hi: die Gleichheit gilt mindestens fur ein Q nicht gepriift werden. Die Teststatistik:
^=
mit:
ce/. //
V^
~ P(^-^' ^-^)-verteilt,
(5.29)
SSER : Summe der quadrierten Residuen der Regression (5.28) mit den in Ho angegebenen Restriktionen SSEu : Summe der quadrierten Residuen der Regression (5.28) ohne Restriktionen,
Der Wilcoxon Rangsummentest ist aquivalent zum Mann-Whitney-U-Test. Ausfuhrlich zum Rangsummentest von Wilcoxon vgl. u.a. Buning/Trenkler (1994), S. 131-136.
158
5 Empirische Untersuchung
folgt bei Gultigkeit von Ho einer F-Verteilung mit k-l und n-k Freiheitsgraden'^^. Die bei der empirischen Uberpriifung von Steuerklientel-Effekten beobachteten Beziehungen zwischen Pramie und Hohe der Dividendenrendite (Hypothese 6) werden anhand des Spearmann-Rangkorrelationskoeffizienten und anhand des Kruskal-Wallis-Tests auf Abhangigkeiten untersucht. Die Anwendung des Spearmann-Rangkorrelationskoeffizienten setzt voraus, dass die Merkmalsauspragungen, die als Werte von zwei Zufallsstichproben (jci, ..., Xn) und (yi,..., yn) angesehen werden, zumindest ordinal skaliert sind. Er ist definiert als:
A=l-, , r \ ,,,. (n-l)n{n-\-l)
(5.30)
R(xj) bzw. R(yj) bezeichnet den Rangplatz von Xj bzw. yj in der jeweiligen nach dem Merkmal geordneten Stichprobe. Die formulierte Nullhypothese HQ: A = 0 (versus R\: Ps i^ 0) kann mit Hilfe der Teststatistik: SP = 4n-\p^
~ approximativ N(0, l)-verteilt
(5.31)
gepriift werden."^^ Der Kruskal-Wallis-Test ist im Gegensatz zum Wilcoxon Rangsummentest geeignet, die Verteilung von mehr als zwei Zufallsstichproben {x^u ...,Xkn^k=\, ...,K) miteinander zu vergleichen. K ist die Anzahl der zu untersuchenden Stichproben. Analog zur Vorgehensweise bei der Durchfuhrung des Wilcoxon Rangsummentests werden die K Stichproben zusammengefasst und der GroBe nach geordnet. Danach wird jeder Variablen % ein Rangplatz R zugewiesen.
'*^ Allgemeiner ausgedriickt, ist die Anzahl der Freiheitsgrade des Zahlers gleich der Anzahl der auferlegten Restriktionen und die Anzahl der Freiheitsgrade des Nenners gleich der Differenz zwischen Anzahl der Beobachtungen und Anzahl der (geschatzten) Koeffizienten der Regressionsgleichung. Ausfuhrlich zum F-Test vgl. u.a. Greene (2000), S. 274-276. ^^ Hierzu ausfuhrlich u.a. in Buning/Trenkler (1994), S. 232-239.
5 Empirische Untersuchung
159
Die bei groBen Stichprobenumfangen Uk von Kruskal und Wallis vorgeschlagene Teststatistik lautet:
H=
^—
y^^"^^^ - 3 (A^ +1) ~ approximativ x' (K - 7>verteilt,
iV(A^ + l ) t r wobei
5.3
N^^n,^
und
(5.32)
n, /?(xj = ^/?(x^^) ."^
Stichprobe
Die sachliche und zeitliche Abgrenzung einer Stichprobe richtet sich sowohl nach der zu uberprufenden Fragestellung als auch zwangslaufig nach der Verfugbarkeit der benotigten Daten. Den empirischen Untersuchungen dieser Arbeit liegen alle im amtlichen Handel an der Frankfurter Wertpapierborse im Zeitraum 1968 bis 2002 notierten deutschen Aktien zugrunde.^^ Damit werden Industrie- und Verkehrsuntemehmen, Banken und Versicherungen gemeinsam in Analysen des Zusammenhangs zwischen Durchschnittsrenditen von Aktien und ihren Dividendenrenditen sowie in die Uberpriifungen der Extageffekte bei Dividendenzahlungen einbezogen. Die Beschrankung auf den Frankfurter amtlichen Handel wird vorgenommen, da fUr diesen die zur Verftigung stehenden Daten am weitesten in die Vergangenheit reichen. Zudem bildet er neben dem elektronischen Handelssystem Xetra einen sehr liquiden und vermutlich effizient funktionierenden Marktplatz. Auch kann aufgrund von strengeren PubHzitatsvorschriften, von zahlreichen Pressemitteilungen und Analystenberichten auf eine ausreichend gute Qualitat der verfiigbaren Daten geschlossen werden. Wie in Abschnitt 2.3 beschrieben, fanden wahrend des Untersuchungszeitraums vom 1. Januar 1968 bis Dezember 2002 wesentliche Umgestaltungen des deutschen Steuersystems, wie die Einfuhrung des Korperschaftsteueranrechnungsverfahrens in 1977 und des Halbeinktinfteverfahrens in 2001, sowie Veranderungen in den relevanten Steuersatzen statt. Ebenfalls in diese Zeitperiode fallt die Euro-Umstellung der Aktienkurse zum 4. Januar 1999. Die monatlichen Renditen, Monatsschlusskurse sowie Dividenden der einbezogen Aktien entstammen fur den Zeitabschnitt von 1968 bis 1995 aus der Monatlichen Datenbank von Prof.
Ausfuhrlich zum Kruskal-Wallis-Test vgl. u.a. Buning/Trenkler (1994), S. 184-190. Da die Stichprobe auch spater aus dem Handel ausgeschiedene Aktien umfasst, wird ein ,£x post selection bias" vermieden. Ausgeschlossen sind allerdings Reichsmark-Werte, wie die I.G. Farben i.L. sowie die Restquoten der Deutschen Bank, der Dresdner Bank und der Commerzbank.
160
5 Empirische Untersuchung
Richard Stehle. Diese Datenbank enthalt die Frankfurter Kurse und die Bereinigungsdaten aller an der Frankfurter Wertpapierborse notierten deutschen Aktien. Die erforderlichen Daten fiir den verbleibenden Zeitabschnitt von 1996 bis 2002 sowie samtliche fiir den zweiten Untersuchungsteil benotigten Kurse der Cum- und Extage wurden der Karlsruher Kapitalmarktdatenbank (vormals Deutsche Finanzdatenbank, DFDB) entnommen. Die Karlsruher Kapitalmarktdatenbank umfasst generell die Kurse aller an deutschen Borsen in samtlichen Marktsegmenten notierten Aktien sowie die entsprechenden Bereinigungsdaten.^^ Bei alien in die Untersuchungen einbezogenen Kursen handelt es sich um Tagesschlusskurse. Fiir eine Nutzung von Schlusskursen am Cumtag und von Eroffnungskursen am Extag, im Rahmen von Schatzungen des Dividendenabschlags spricht vor allem, dass die beobachte Kursdifferenz vermutlich durch weniger Informationseffekte belastet ist. Jedoch sind keine Eroffnungskurse fiir den gesamten Untersuchungszeitraum verfiigbar.^^ Vor der Durchfiihrung der empirischen Untersuchungen erfolgten insbesondere bei den Dividendendaten ebenso wie bei den Cum- und Exkursen umfangreiche Qualitatskontrollen. So wurden u.a. die Dividendenbetrage und die entsprechenden Datumsangaben von Aktien, die in bei den Datenbanken im Zeitraum 1968 bis 1995 enthalten waren, miteinander verglichen. Bei vorliegenden Abweichungen wurde anhand der Hoppenstedt-Kurstabellen und der Hoppenstedt-Handbucher deutscher Aktiengesellschaften auf die korrekte Angabe geschlossen. Zusatzlich vorgenommene Plausibilitatsiiberpriifungen deuteten auf weitere mogliche Datenfehler vor allem in den Kurs- und Bereinigungsdaten der Karlsruher Datenbank hin. Wahrend offensichtliche Fehler umgehend berichtigt wurden, erschien der notwendige Aufwand zur Kontrolle und Beseitigung samtlicher potenzieller Datenfehler im Rahmen des vorliegenden Forschungsprojekts als unvertretbar. Deshalb werden monatliche Aktienrenditen mit einem absoluten Betrag von uber 50 % im Zeitraum 1996 bis 2002 aus den Untersuchungen ausgeschlossen.^^
^' Zur Beschreibung des Datenbestands der Karlsruher Kapitalmarktdaten siehe Herrmann (1996), S. 3-9. ^^ Nach Elton/Gruber (1970), S. 70, kann die Nutzung von Eroffnungskursen bei der Pramienschatzung zu Verzerrungen fiihren, da diese moglicherweise haufiger als Schlusskurse keine Gleichgewichtspreise sind, sondern „mechanisch" um den Dividendenbetrag reduziert wurden. ^^ Die AusreiBer der monatlichen Renditen in der Monatlichen Datenbank im Zeitraum 1968 bis 1995 wurden bereits kontrolliert und gegebenenfalls berichtigt. Durchgefiihrte Sensitivitatsanalysen zeigen, dass ein Ausschluss aller Monatsrenditen von iiber 50 % bzw. unter -50 % des gesamten Untersuchungszeitraums nicht zu veranderten Resultaten fiihrt.
5 Empirische Untersuchung
161
Von der angestrebten einheitlichen Verwendung von Kursen des amtlichen Handels an der Frankfurter Borse wird bewusst dann abgewichen, wenn fiir diesen Handelsplatz am Cumoder Extag oder am Monatsende kein Kurs verfiigbar ist. In diesem Fall wird der Aktienkurs einer anderen Borse, die im Allgemeinen das hochste Handelsvolumen an jenem Tag aufweist, angesetzt. Demzufolge werden fiir eine Aktie mitunter Cum- und Extagskurse von verschiedenen Borsenplatzen und Marktsegmenten einander gegeniibergestellt. Die daraus moglicherweise resultierenden Verzerrungen der Resultate sollten jedoch gering ausfallen. Die monatlichen Renditen, die bis auf eine Ausnahme^^ den Untersuchungen zugrunde liegen, werden aus der Perspektive eines deutschen Anlegers mit einem Einkommensteuersatz von 0 % durch Einbeziehung der Kursveranderungen, der Bruttodividenden und sonstiger geldwerter Vorteile bestimmt.^^ Sie stellen somit die Renditen deutscher Anleger vor zu entrichtender individueller Einkommensteuer auf Dividenden und Kursgewinne dar. Auslandische Anleger erzielten im Zeitraum 1978 bis 2001 demgegeniiber niedrigere Renditen vor Einkommensteuer, da sie keine Korperschaftsteuergutschrift erhielten. Fiir die Ermittlung der monatlichen Renditen im Zeitraum 1996 bis 2002 werden die Bereinigungsfaktoren der Karlsruher Kapitalmarktdatenbank genutzt. Da die Bereinigungsfaktoren fur Dividendenausschiittungen nur die jeweilige Bardividende beriicksichtigen, werden diese bis einschlieBlich Marz 2002 um die gezahlten Korperschaftsteuergutschriften korrigiert. Im Anschluss erfolgt eine retrograde Bereinigung der Kurse und die Berechnung der monatlichen Aktienrenditen.^^ Die Schatzungen der erwarteten Dividendenrenditen fur die empirische Uberpnifung des Steuer-CAPMs basieren fast ausschlieBlich auf Bruttodividenden. D.h., die grundsatzlich fur die Geschaftsjahre ab 1976/77 bis 2000/2001 erhaltenen Korperschaftsteuergutschriften werden zu den ausgeschiitteten Bardividenden addiert. Da die Dividenden als Gewinnbeteiligung eines Geschaftsjahres in der Regel erst innerhalb des darauffolgenden Geschaftsjahres bzw. Kalenderjahres gezahlt werden, gab es die Gutschriften erstmalig fiir Dividenden im vierten Quartal 1978 und letztmalig im ersten Quartal 2002. In den verbleibenden Zeitabschnitten von Januar 1968 bis September 1977 und ab April 2002 bis Dezember 2002 entsprechen die Bruttodividenden per Definition den Bardividenden.
^'^ SieheAbschnitt 5.4.2.1. Bei der Einbeziehung von Bruttodividenden in die Renditeberechnungen wird vernachlassigt, dass die Dividendenzahlung und die materiellen Auswirkungen der Korperschaftsteuergutschrift im Rahmen der Festlegung der anlegerindividuellen Steuerschuld zeitlich voneinander abweichen. ^^ Ausfuhrlich in Sauer (1991).
162
5 Empirische Untersuchung
Anhand der Codierungen von Dividendenzahlungen in der Karlsruher Kapitalmarktdatenbank kann zwischen Dividenden ohne Korperschaftsteuergutschrift und Dividenden mit Korperschaftsteuergutschrift, die sich auf den gesamten Dividendenbetrag oder auf einen Teilbetrag beziehen, unterschieden werden. Diese Informationen wurden zur Berechnung der Bruttodividenden genutzt. Falls keine konkreten Angaben tiber die Hohe der auf die Dividendenzahlung entfallenden Korperschaftsteuergutschrift zur Verftigung standen, wurde sie ab Oktober 1977 pauschal auf 9/16 der Bardividende und ab Januar 1994 auf 3/7 der Bardividende festge-
Obwohl die Kursnotierung an deutschen Borsen zum 4. Januar 1999 von DM auf Euro umgestellt wurde, zahlten viele Aktiengesellschaften bis zu den Jahren 2000 und 2001 ihre Dividenden in DM. Damit die zur Berechnung von Dividendenrenditen benotigten Kurse und Dividenden die gleiche Wahrungseinheit besitzen, werden alle nach dem 4. Januar 1999 gezahlten Dividendenbetrage einheitlich in Euro angegeben. Insgesamt konnten 8151 Dividendenzahlungen von Stamm- und Vorzugsaktien^^ des amtlichen Handels Frankfurt im Untersuchungszeitraum 1968 bis 2002 ermittelt werden. Ausgehend von dieser Datenbasis werden Beobachtungen zum einen aufgrund von Erfordemissen der in beiden Untersuchungsteilen angewandten Methodiken ausgeschlossen. Zum anderen soil der Ausschluss von Daten gewahrleisten, dass die Ermittlung der renditebeeinflussenden Wirkung der Dividende nicht von der Durchfuhrung anderer Kapitalereignisse gestort wird. Zudem reduziert der Ausschluss von Aktien, bei denen im Ausschiittungsmonat mindestens ein weiteres Kapitalereignis stattfand, die Wahrscheinlichkeit, dass andere nicht untersuchte Ereignisse die aufgedeckten Zusammenhange hervorrufen. In der nachstehenden tJbersicht sind die vorgenommenen Bereinigungen der Stichprobe zusammengefasst:
Unentdeckte Datenfehler beziiglich der Hohe der Korperschaftsteuergutschrift im Zeitraum von Oktober 1977 bis Marz 2002 beeinflussen insbesondere die Extagsuntersuchungen. Allerdings kann bei dieser hier durchgefuhrten Vorgehensweise vermutet werden, dass es sowohl zum Ausweis von zu hohen ais auch von zu niedrigen Bruttodividenden kommt, die sich moglicherweise im Mittel ausgleichen. Demgegeniiber fiihrt die Erhohung aller Dividendenzahlungen um eine pauschale Korperschaftsteuergutschrift, wie bei Bay (1990), zu korrekten oder zu uberhohten Bruttodividenden. Beide Aktiengattungen werden gemeinsam in die Untersuchungen einbezogen.
163
5 Empirische Untersuchung
8151 - 311
verfiigbare Dividenden im Zeitraum 1968 bis 2002 Aktien mit mindestens einem Kapitalereignis im Ausschtittungsmonat
7840 27
Aktien ohne Endkurs im Monat vor dem Ausschiittungsmonat
2
Aktien ohne Endkurs im Ausschiittungsmonat
3
Monatsrendite groBer als |50 %| im Zeitraum 19962002
-824
Aktien, ftir die kein Betafaktor schatzbar war
6984
Anzahl der Dividenden bei Uberpriifungen des SteuerCAPM (Datenbasis 1)
302
7538
Aktien ohne Kurse am Ex- Oder Cumtag
Anzahl der Dividenden in Extagsuntersuchungen (Datenbasis 2)
Die Verringerung der Stichprobe um 824 Aktien, fiir welche aufgrund der Datenerfordemisse keine Betafaktoren geschatzt werden konnten, geht vor allem auf Segmentwechsler innerhalb der ersten drei Jahre ihrer amtlichen Notiz und auf selten gehandelte Werte zuruck. Aufgrund der fehlenden Verfugbarkeit eines geeigneten Marktindex fUr den gesamten Untersuchungszeitraum von 1968 bis 2002 werden in beiden Untersuchungsteilen verschiedene Aktienindizes zur Approximation des Marktportefeuilles verwendet. Bei den empirischen Untersuchungen des vom Steuer-CAPM angenommenen funktionalen Zusammenhangs zwischen Aktienrenditen und Dividenden entsprechen die monatlichen Renditen des Marktportefeuilles von 1968 bis 1995 den marktwertgewichteten Durchschnittsrenditen aller im amtlichen Handel an der Frankfurter Wertpapierborse notierten Aktien (Stehle-Hartmond-Reihe)^^ und von 1996 bis 2002 den Monatsrenditen des CDAXs. Wahrend die Renditen der Stehle-HartmondReihe die Korperschaftsteuergutschriften beinhalten, werden die (originalen) Anderungsraten des CDAXs ohne Berucksichtigung der Korperschaftsteuergutschriften berechnet. Demzufolge unterstellen diese einen marginalen Einkommensteuersatz des Anlegers von 30 %. Damit den Marktrenditen innerhalb des gesamten Untersuchungszeitraums ein einheitlicher Einkom-
Ausfuhrlich zur Renditeberechnung dieses Portefeuille vgl. Stehle/Hartmond (1991).
164
5 Empirische Untersuchung
mensteuersatz von 0 % zugrunde liegt und sie somit Vorsteuerrenditen darstellen, werden die Anderungsraten des CDAXs um die Korperschaftsteuergutschriften approximativ erhoht.^^ Die Bereinigung des Dividendenabschlags um die allgemeine Marktbewegung am Ausschiittungstag im Rahmen der Extagsuntersuchungen erfordert eine tagliche Marktrendite. Hierfiir scheint die Nutzung des marktwertgewichteten Deutschen Aktienindex fur Forschungszwecke (DAFOX) am geeignetsten. Zwar berticksichtigt er nur Bardividenden und keine Korperschaftsteuergutschriften zur Renditeberechnung, erstreckt sich aber als einziger taghcher Performanceindex iiber den gesamten Untersuchungszeitraum.^^ Als risikoloser monatHcher Zinssatz wird im Zeitraum von Januar 1968 bis Juni 1990 der Durchschnitt des Monatsgeldes am Frankfurter Geldmarkt, von JuH 1990 bis Dezember 1998 der Durchschnitt des FIBOR-Monatgeldes und von Januar 1999 bis Dezember 2002 der Durchschnitt des EURIBOR-Monatgeldes verwendet.^^
5.4
Ergebnisse
5.4.1 Deskriptive Analyse Die Ausgangsbasis beider Untersuchungsteile umfasst 7840 Dividendenzahlungen von Aktien des amtlichen Handels Frankfurt im Zeitraum 1968 bis 2002. Ihre Aufteilung auf die einzelnen Jahre und Monate des Untersuchungszeitraums zeigt Tabelle A.l im Anhang. Demnach treten die meisten Dividendenzahlungen eines Jahres in den Monaten April bis August auf. Dagegen finden in den Monaten Oktober und November nur vereinzelt Dividendenzahlungen statt. Diese ungleichmaBige Verteilung der Ausschtittungstage kann darauf zuriickgefuhrt werden, dass bei der Mehrheit der Aktiengesellschaften das Geschaftsjahr mit dem Kalenderjahr ubereinstimmt. Denn die gesetzlichen Regelungen geben implizit den zeitlichen Rahmen fur die Dividendenausschiittung in Bezug auf das Geschaftsjahresende vor. So muss nach § 264 Abs. 1 Satz 2 HGB der Jahresabschluss in den ersten drei Monaten nach Beendigung des Geschaftsjahres aufgestellt werden und nach § 175 Abs. 1 Satz 2 AktG die Hauptversammlung innerhalb der ersten acht Monate des neuen Geschaftsjahres stattfinden.
^" Vgl. Stehle(1999),S. 12. ^' Alternative Aktienindizes, die ebenfalls bis in die sechziger Jahre zuriickreichen, sind der FAZ-Index und der Commerzbank-Index. Ihre Berechnungsformeln beziehen allerdings uberhaupt keine Dividenden ein. ^^ Die Zinssatze sind der Zeitreihendatenbank der Deutschen Bundesbank entnommen.
5 Empirische Untersuchung
165
Insgesamt ist die Anzahl der einbezogenen Dividendenzahlungen pro Jahr innerhalb des Untersuchungszeitraums gewachsen. Nachdem die Gesamtzahl der in der Stichprobe enthaltenen Dividenden pro Jahr von ca. 200 zu Beginn der siebziger Jahre auf 162 im Jahr 1983 fallt, steigt sie anschlieBend annahemd kontinuierlich auf ein Maximum von 322 im Jahr 1999. Im Anschluss sinkt sie auf 263 im Jahr 2002. Aufgrund des sich ebenfalls andemden Stichprobenumfangs konnen auf Basis dieser Entwicklungen keine Schlussfolgerungen iiber zeitHche Veranderungen des relativen Anteils dividendenzahlender Aktien in der Stichprobe gezogen werden. Aus diesem Grund teilt Tabelle A.2 samtliche Stichprobenaktien einerseits entsprechend ihrer Branchenzugehorigkeit in Industrie- und Verkehrsuntemehmen,^^ Banken sowie Versicherungen ein und gruppiert sie andererseits in dividendenzahlende und nicht dividendenzahlende Aktien. Die iiberwiegende Mehrheit (iiber 80 %) der Stichprobe bilden Aktien der Branchengruppe Industrie- und Verkehrsuntemehmen. Die restlichen einbezogenen Aktien gehoren zu annahrend gleichen Teilen Untemehmen des Banken- und Versicherungssektors an. Die letzten beiden Spalten von Tabelle A.2 verdeutlichen, dass der durchschnittliche Anteil dividendenzahlender Aktien in der Stichprobe wahrend der neunziger Jahre merklich niedriger ist als in den siebziger und achtziger Jahren des letzten Jahrhunderts. Diese Tendenz setzt sich auch ftir alle drei Branchen in 2001 und insbesondere in 2002 fort. Generell liegt der Anteil von Aktien mit Dividenden im gesamten Untersuchungszeitraum bei Banken und Versicherungen hoher als bei Industrie- und Verkehrsuntemehmen. Abbildung 5.1 veranschaulicht die Verteilung der Extage von Dividenden auf die einzelnen Wochentage im Untersuchungszeitraum 1968 bis 2002. Wie bereits Bay (1990) fiir den Zeitraum 1966 bis 1988 zeigt, werden Dividenden hauptsachlich an den Wochentagen Freitag, Donnerstag oder Montag gezahlt.^"^ Die scheinbare Bevorzugung dieser drei Wochentage als
Die Branchengruppe der Industrie- und Verkehrsuntemehmen beinhaltet zum iiberwiegenden Teil Aktien von Industrieunternehmen. Wegen der geringen Anzahl von amtlich notierten Verkehrsuntemehmen erschien eine getrennte Betrachtung nicht sinnvoll. Bay (1990), S. 75-77, begriindet die geringe Anzahl an dienstags ausgeschiitteten Dividenden damit, dass der Montag bei vielen Unternehmen fiir ihre regelmaBigen Vorstandssitzungen reserviert ist und somit nicht als potenzieller Hauptversammlungstermin zur Verfugung steht. Da die Dividende in der Regel am Handelstag nach der Hauptversammlung ausgeschiittet wird, ist es demzufolge selten ein Dienstag.
166
5 Empirische Untersuchung
Abbildung 5.1: Aufteilung der Dividenden auf Wochentage im Zeitraum 1968 bis 2002 2500
26,88 % 441
2000
23,11%
14,09 % c
1000
<
i Dividende
«>
1812
I
902
I
1105
I
1^14
I
zi
Wochentag Ausschiittungstage besteht im Wesentlichen auch ftir einzelne Teilperioden des Untersuchungszeitraums.^^ Tabelle A,3 gibt die durchschnittlichen taglichen und monatlichen Dividendenrenditen mit und ohne Einbeziehung der Korperschaftsteuergutschriften der Stichprobenaktien an. Da Aktien, die im Ausschiittungsmonat zusatzlich eine KapitalmaBnahme durchfuhrten, von der Stichprobe ausgeschlossen sind, spielt es keine wesentliche Rolle, ob der jeweilige Dividendenbetrag auf den Cumkurs oder auf den Endkurs des Vormonats bezogen wird. Die Einfiihrung des Korperschaftsteueranrechnungssystems 1977 lost Abweichungen zwischen der Bardividende und der Bruttodividende und somit zwischen den entsprechenden Dividendenrenditen aus. Wahrend das durchschnittliche Verhaltnis von Bardividende zum Cumkurs in der Teilperiode 1978 bis 1989 gegenuber der Teilperiode 1968 bis 1977 sinkt, steigt das durchschnittliche Verhaltnis von Bruttodividende zu Cumkurs. Auf Basis dieses Resultats und der Tabelle 4.4, die den jahrlichen Durchschnitt der gezahlten absoluten Dividendenbetrage der Stichprobenaktien enthalt, kann gefolgert werden, dass die
^^ Im Zeitraum 1968 bis 1979 entfielen von den Dividendenzahlungen der Stichprobenaktien 580 auf Montag, 311 auf Dienstag, 311 auf Mittwoch, 480 auf Donnerstag und 571 auf Freitag. Im Zeitraum 1980 bis 1989 war die Aufteilung 501 (Mo), 224, 240, 456 und 516 (Fr) sowie im Zeitraum 1990 bis 2002 731 (Mo), 367, 554,978 und 1020 (Fr).
5 Empirische Untersuchung
167
Korperschaftsteuerreform 1977 eine allgemeine Reduzierung der Bardividenden pro Aktie bewirkte. Dieses steht im Einklang mit den Ergebnissen von Haegert/Lehleiter (1985) und Bay (1990),^^ die darauf hinweisen, dass zwar die Bruttoausschiittungsquote der Untemehmen nach der Einfuhrung des Anrechnungsverfahrens relativ konstant blieb, ihre Barausschuttungsquote aber sank.^^ Ein Einfluss der anderen zwischen 1990 und 2002 durchgefuhrten Neuregelungen auf die Dividenden und Dividendenrenditen tritt nicht deutlich hervor. Allerdings sind die Dividendenrenditen sowohl mit als auch ohne Beriicksichtigung der Korperschaftsteuergutschrift in den neunziger Jahren generell niedriger als in den achtziger Jahren des letzten Jahrhunderts. Der beobachtete Anstieg der durchschnittlichen Dividendenrenditen fiir den Zeitraum 1999 bis 2001, der mit der Steuerreform von 1999 zusammenfallt, kann teilweise durch die Erhohung des Dividendenbetrags von einigen Untemehmen mit der Absicht, vor Einfuhrung des Halbeinkiinfteverfahrens das Anrechnungsguthaben zu realisieren, verursacht worden sein. Insbesondere sind keine Schlussfolgerungen tiber die Wirkungen des Halbeinkiinfteverfahrens auf die Dividendenrenditen moglich, da die Einbeziehung des Jahres 2002 in die Stichprobe daftir nicht ausreicht. Damit ist bei samtlichen nachfolgenden empirischen Untersuchungen die Aussagekraft bezuglich des Einflusses des Halbeinkiinfteverfahrens auBerst gering. Abbildung 5.2 zeigt die durchschnittlichen monatlichen Dividendenrenditen mit Einbeziehung der Korperschaftsteuergutschriften getrennt nach der Branchenzugehorigkeit in den einzelnen Teilperioden des Untersuchungszeitraums. Die in die Stichprobe einbezogenen Versicherungsuntemehmen weisen grundsatzlich niedrigere Bruttodividende-Kurs-Verbaltnisse auf als die anderen Branchen. Innerhalb der letzten drei Teilperioden batten Bankaktien im Durchschnitt die hochsten Bruttodividendenrenditen.
Fur die Verknupfung der Resultate dieser Untersuchung mit den beiden genannten Studien ist erforderlich, dass die durchschnittliche Ausschuttungsquote von Untemehmen mit der durchschnittliche Dividendenrendite ihrer Aktien zumindest positiv korreliert sind. ^^ Vgl. Haegert/Lehleiter (1985), S. 919, und Bay (1990), S. 112-113.
5 Empirische Untersuchung
168
Abbildung 5.2: Durchschnittliche Bruttodividendenrenditen der einzelnen Branchen in den Teilperioden des Untersuchungszeitraums
1968-1977
1978-1989
1990-1993
1994-1998
1999-2001
2002
D IndustrieA^erkehr ^Banken • Versicherungen
5.4.2 Uberpriifung des Zusammenhangs zwischen durchschnittlichen Aktienrenditen und Dividendenrenditen 5.4.2.1 Standard-CAPM versus Steuer-CAPM Die empirische Version des Steuer-CAPMs in Gleichung (5.1) dient als Ausgangsmodell ftir die durchgefuhrten Untersuchungen iiber den Zusammenhang zwischen durchschnittlichen Aktienrenditen und Dividendenrenditen auf dem deutschen Kapitalmarkt im Zeitraum 1968 bis 2002. Auf ihrer Grundlage soil die Hypothese 1 gepriift werden. Zudem ermoglicht sie Schlussfolgerungen iiber die empirische Relevanz des Standard-CAPMs, da empirische tJberprufungen des Steuer-CAPMs gleichzeitig die empirischen Implikationen des StandardCAPMs testen. Nach dem Standard-CAPM hat die Dividendenrendite von Aktien keinen Einfluss auf ihre (Vorsteuer-)Rendite, deshalb resultiert aus Gleichung (5.1):
rjt-rf,=n,^ruPu+e,.
(5.33)
5 Empirische Untersuchung
169
Diese Regressionsgleichung (5.33) kann als eine empirische Version der Standard-CAPMs interpretiert werden.^^ Hierbei ist jedoch anzumerken, dass die Interpretation von yu vom zugrunde liegenden Kapitalmarktgleichgewichtsmodell abhangt. Bei Unterstellung des Standard-CAPMs gibt Yi die durchschnittliche Marktrisikopramie (vor Steuem) und entsprechend dem Steuer-CAPM die durchschnittliche Marktrisikopramie nach Steuem an. Tabelle 5.2 gibt die mit Hilfe der Zeitreihen von Querschnittsregression geschatzten Koeffizienten der Gleichungen (5.33) und (5.1) an. Dabei sind die verwendeten Dividendenrenditen nach der kurzfristigen Definition berechnet, d.h., Sjt weicht nur in den Ausschiittungsmonaten der Aktie j von Null ab. Die Koeffizienten der monatlichen Querschnittsregression fUr jeden Monat t werden mit Hilfe der drei Schatzverfahren OLS, GLS und ML ermittelt. Allerdings ist nicht fUr jeden der 420 Kalendermonate des Untersuchungszeitraums eine Querschnittsregression nach (5.1) durchfuhrbar. So ist fur Monate ohne Dividendenzahlungen die Matrix der Erklarungsvariablen singular und somit nicht invertierbar. Capitelli (1989) weist darauf hin, dass ftir Monate mit wenigen Dividendenzahlungen eine hohe Multikollinearitat auftritt, deren Ursache in der starken Korrelation zwischen der Konstanten und der Differenz zwischen der Dividendenrendite und dem risikolosen Zinssatz liegt. Deshalb werden in der vorliegenden Arbeit alle Monate mit weniger als fiinf Dividendenzahlungen von den Untersuchungen des Steuer-CAPMs ausgeschlossen.^^ Panel A der Tabelle 5.2 enthalt die ungewichteten Mittelwerte der monatlich geschatzten Koeffizienten und ihre t-Werte nach Gleichung (5.2). Unabhangig von der verwendeten Schatzmethode wird bei der Uberprufung des Standard-CAPMs ein negativer Koeffizient ftir den Betafaktor ermittelt, der jedoch nicht statistisch signifikant von null abweicht. Dagegen sind die Schatzwerte fur /Q positiv und statistisch hochsignifikant.^^ Die positiven Parameterwerte fur Yo stehen nach Black/Jensen/Scholes (1972) im Einklang mit der empirischen Gultigkeit des Zero-Beta-CAPMs.
Vgl. u.a. Black/Jensen/Scholes (1972), S 92, und Fama/MacBeth (1973), S. 611-613. Vgl. auch Capitelli (1989), S. 103-104. Ahnliche Resultate fur den deutschen Kapitalmarkt erhalt Sattler (1994), S. 223-224 und S. 289, bei monatlichen Querschnittregressionen auf Basis von Einzelwerten im Untersuchungszeitraum 1957-1991. Der geschatzte negative Einfluss des systematischen Risikos auf die Aktienrendite bleibt auch dann bestehen, wenn anstelle des OLS-geschatzten Betafaktors ein nach dem Dimson-Verfahren ermittelter Betafaktor verwendet wird. Wallmeier (2000), S. 44-45, gibt ebenfalls einen negativen statistisch insignifikanten Koeffizienten fur den Betafakor im Zeitraum Juli 1967 bis Juni 1994 an.
170
5 Empirische Untersuchung
Tabelle 5.2: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsschatzungen zur tiberprufung des Standard-CAPMs und des Steuer-CAPMs im Zeitraum 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind ungewichtete Mittelwerte (Panel A) und gewichtete Mittelwerte (Panel B) der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten fur jeden Monat t. Als Gewichte dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das Standard-CAPM wird auf Basis des nachfolgenden Modells geschatzt: rj, - Vf, = yo, + y,, J3j, + ej,. Den Schatzungen des Steuer-CAPMs liegt folgendes Modell zugrunde: r,,rf, = yo, + yi,fl, + y2,(^,-rf,) + ej„ wobei rj, die Rendite der Aktiey und rj, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. 4 ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat / gezahlten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats t-l. Die Betafaktoren j8j, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. OLS bezeichnet die Ordinary-Least-Square-Schatzung, GLS die Generalized-Least-Square-Schatzung und ML die Maximum-Likelihood-Schatzung. In Klammern stehen die t-Werte. ', ", *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.
Panel A: Ungewichtete
Methode
Modell
OLS
GLS
ML
Durchschnittwerte
Yo
Yi
Standard-CAPM
0,4072*" (3,251)
-0,2102 (-1,050)
Steuer-CAPM
0,5045(3,326)
-0,2647 (-1,123)
Standard-CAPM
0,4220*" (4,367)
-0,1634 (-0,751)
Steuer-CAPM
0,5254"* (4,638)
-0,2411 (-0,935)
Standard-CAPM
0,4343*** (4,327) 0,5389"* (4,579)
-0,2010 (-0,763) -0,3116 (-0,988)
0,3058*" (11,021)
Yi
Steuer-CAPM
Panel B: Gewichtete
Yi
0,0311 0,3222*** (10,920)
0,3055*" (11,162)
Durchschnittswerte
ro
n
OLS
Standard-CAPM
0,1301*" (2,851)
-0,3755'" (-6,661)
Steuer-CAPM
0,2566*" (4,566)
-0,3355*" (-4,869)
Standard-CAPM
0,1931*" (5,765)
-0,3696'** (-8,317)
Steuer-CAPM
0,3008*** (7,236)
-0,3552*" (-6,506)
0,3312*" (21,445)
Standard-CAPM
0,2390*** (6,750) 0,3510*" (7,973)
-0,4246*** (-8,801) -0,4150*" (-6,971)
0,3295*" (21,330)
Steuer-CAPM
0,0626 0,0581
Modell
ML
0,0466 0,0563
Methode
GLS
adj.R' ~]
0,351T' (17,521)
0,0631
5 Empirische Untersuchung
171
Die Zugrundelegung des Modells (5.1) fiihrt zu keinen wesentlichen Veranderungen der Schatzwerte fiir yo und /]. Allerdings steigt durch die Einbeziehung der Differenz zwischen der Dividendenrendite und dem risikolosen Zinssatz das angepasste BestimmheitsmaB adj. F?. Die relativ niedrigen Werte von adj. R sind nicht ungewohnlich fiir Querschnittsregressionen dieser Art bei deutschen Aktien/^ Alle drei Schatzverfahren ermitteln statistisch hochsignifikant positive Werte fiir yi, die zwischen 0,3222 beim OLS-Verfahren und 0,3055 beim GLSVerfahren schwanken. Die empirischen Resultate bestatigen somit die Hypothese 1. Der mit Hilfe des ML-Verfahrens bestimmte (konsistente) Schatzwert fur yi von 0,3058 deutet an, dass eine Erhohung der Dividendenrendite um einem Frozentpunkt im Durchschnitt eine Erhohung der monatlichen Vorsteuerrendite von 0,31 Prozentpunkten bewirkt. Demnach scheint das Steuer-CAPM besser als das Standard-CAPM geeignet zu sein, das Renditeverhalten deutscher Aktien abzubilden. AuBerdem stimmen die positiven Schatzwerte fiir yQ mit den empirischen Implikationen des von Litzenberger/Ramaswamy (1979) abgeleiteten SteuerCAPMs in (3.10) bei vorliegenden vermogensbezogenen Kreditbeschrankungen von Anlegem uberein.^^ Im Gegensatz dazu ist aus theoretischer Sicht der geschatzte negative Einfluss des Betafaktors auf die durchschnittliche Aktienrendite nicht zu erklaren.^"^ Diese Schlussfolgerungen ergeben sich auch auf der Grundlage der im Panel B gezeigten gewichteten Mittelwerte der monatlich geschatzten Koeffizienten. Die Gewichtung der ermittelten Koeffizienten mit dem Kehrwert ihrer jeweiligen Schatzvarianzen fiir Monat t nach Gleichung (5.3) fuhrt insbesondere zu einer erheblichen Steigerung der t-Werte.^"^ Dagegen hat die genannte Gewichtung keinen wesentlichen Einfluss auf die angegebenen Mittelwerte fur y2. Ebenso lost sie bei den geschatzten Koeffizienten yo und yi nur geringfiigige Veranderungen aus. Demnach werden die hoheren t-Werte durch die reduzierten Varianzen der Koeffizienten hervorgerufen. Aufgrund fehlender Kenntnisse bezuglich der Stationaritat der Varianzen der geschatzten Koeffizienten wird im Rahmen nachfolgender Untersuchungen des Steuer-
^' Vgl. Sattler (1994), S. 224, und Wallmeier (2000), S. 45. ^^ Vgl. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 184. Eine mogliche Ursache konnte in der von Roll (1977) angefUhrten Kritik bezuglich der Ineffizienz des verwendeten Aktienindex als Marktportefeuille liegen. ^'* Diesen Effekt erhalten u.a. auch Konig (1990), S. 166, sowie Chan/Hamao/Lakonishok (1991), S. 17581759, bei der Untersuchung der renditeerklarenden Wirkung verschiedener Anomalievariablen.
172
5 Empirische Untersuchung
CAPMs grundsatzlich eine Gewichtung der monatlich geschatzten Koeffizienten vorgenommen. Nach der Untersuchungshypothese 2 hangt die renditebeeinflussende Wirkung der Dividendenrendite von den vorliegenden steuerlichen Gegebenheiten ab. Tabelle A.4 gibt die geschatzten Koeffizienten von Gleichung (5.1) ftir einzelne Teilperioden des Untersuchungszeitraums an. Ausgehend von den durchgefuhrten Steuergesetzesanderungen erfolgte die zeitliche Trennung mit der Zielsetzung, dass die steuerlichen Rahmenbedingung innerhalb jeder Teilperiode relativ konstant sind. Obwohl das Anrechnungsverfahren in der Regel bereits ftir Dividendenzahlungen im letzten Quartal von 1977 angewendet wurde, endet die festgelegte Teilperiode der Doppelbesteuerung von Dividenden aus Vereinfachungsgrunden erst am 31.12.1977. Umgekehrt wird bei der Einfiihrung des Halbeinktinfteverfahrens vorgegangen. Die im ersten Quartal von 2002 gezahlten Dividenden von Untemehmen beziehen sich vermutlich auf die Geschaftsjahre 2000/2001, ftir die noch das Anrechnungsverfahren gait. Dessen ungeachtet beginnt die diesbezugliche Teilperiode bereits am 01.01.2002.^^ Wie im Anhang A.l gezeigt wird, kann das Regressionsmodell (5.1) bei der Einbeziehung von Bruttodividenden in die Berechnung von Renditen und Dividendenrenditen auch wahrend der Giiltigkeit des Anrechungsverfahrens die Grundlage fiir empirische Uberpriifungen des Steuer-CAPMs bilden. Dagegen resultiert aus der Verkniipfung der von Wiese (2004) ftir das Halbeinktinfteverfahren abgeleiteten Version des Steuer-CAPMs mit Gleichung (5.1) eine andere Interpretation von yi- Wahrend dieser Parameter fiir den Zeitraum von 1968 bis 2001 die hohere Besteuerung von Dividenden gegeniiber Kurgewinnen widerspiegelt, wird er ab 2002 auch durch die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Zinsen beeinflusst. Im Einklang mit der in Tabelle 5.1 formulierten Hypothese bezuglich des Einflusses der Korperschaftsteuerreform 1977 wird fiir die Teilperiode 1978-1989 ein erheblich hoherer Schatzwert ftir y2 als fiir die erste Teilperiode 1968 bis 1977 ermittelt.'^^ Dieser Unterschied erweist sich auf Basis eines durchgefiihrten Zwei-Stichproben-t-Tests unabhangig vom genutzten
Hierbei ist anzumerken, dass die ungewichteten Mittelwerte ftir yj bei den durchgefiihrten Untersuchungen nicht wesentlich von den gewichteten Mittelwerten abweichen. Wie aus Tabelle A.l ablesbar, sind von dieser vereinfachenden Vorgehensweise hochstens 12 bzw. 21 Dividendenzahlungen in 1977 bzw. in 2002 betroffen. Proberechnungen zeigten, dass dieses Vorgehen keinen wesentlichen Einfluss auf die Ergebnisse hat. In den nachfolgenden Ausfuhrungen wird weitgehend auf die Interpretation der Schatzwerte von yo und y\ verzichtet, denn entsprechend der Zielsetzung der vorliegenden Arbeit konzentrieren sich die Betrachtungen auf die Renditewirkungen der Dividendenrendite.
5 Empirische Untersuchung
173
Schatzverfahren und von der Gewichtung mit p-Werten von 0,01 bis 0,02 als statistisch signifikant. Unter der Annahme, dass alle Anleger einen einheitlichen Grenzsteuersatz besitzen, kann gefolgert werden, dass dieser nach Einfuhrung des Anrechnungsverfahrens von ca. 20 % im Zeitraum 1968 bis 1977 auf ca. 39 % im Zeitraum 1978 bis 1989 gestiegen ist. Diese geschatzten Grenzsteuersatze liegen innerhalb der Bandbreite der tatsachlich relevanten Steuersatze in den beiden Zeitperioden. Allerdings unterschreiten die Schatzwerte fiir diese beiden sowie fiir die anderen Teilperioden die jeweiligen Indifferenzsteuersatze nach dem Modell von Litzenberger/van Home (1978) teilweise deutlich. Die durchgeftihrten Zwei-Stichproben-t-Tests uberprufen die Gleichheit der ungewichteten Mittelwerte von zwei aufeinanderfolgenden Teilperioden. Wie Gleichung (5.24) bzw. (5.25) zeigt, berticksichtigen sie dabei die Varianzen tiber die monatlich geschatzten Koeffizienten in den beiden Teilperioden. Demgegentiber basiert nach Gleichung (5.3) der Schatzfehler der gewichteten Mittelwerte auf den Schatzfehlem der monatlich geschatzten Koeffizienten, die sich aus den Querschnittsregressionen bestimmen. Da es nicht offensichtlich ist, wie sich dieses Vorgehen auf die asymptotische Verteilung des Zwei-Stichproben-t-Tests auswirkt, wurde von seiner Durchfuhrung auf die gewichteten Mittelwerte abgesehen.^^ In der Teilperiode 1990 bis 1993 steigt der Schatzwert fur yi entgegen den Erwartungen auf uber 0,45. Demgegentiber steht die Reduzierung der geschatzten Werte fiir y2 in den nachfolgenden drei Teilperioden im Einklang mit den aufgestellten Hypothesen. Jedoch sind die Anderungen in den geschatzten Werten von yi bis auf zwei Ausnahmen, beim Ubergang von der dritten zur vierten Teilperiode beziiglich der OLS-Schatzung und beim (Jbergang von der vierten zur funften Teilperiode bei der ML-Schatzung, nicht statistisch signifikant. Abbildung 5.3 zeigt die Schwankungsbreite der monatlich mit Hilfe der ML-Schatzung bestimmten Koeffizienten y2, im gesamten Untersuchungszeitraum. Die starke Variabilitat der Schatzwerte erschwert insbesondere fiir kurze Teilperioden die Interpretation der Resultate. Die geschatzten Standardabweichungen der monatlich ermittelten Koeffizienten y2, unterliegen ebenfalls erhebHchen Schwankungen, wie Abbildung 5.4 angibt.
Die Anwendung des Tests auf die ungewichteten geschatzten Koeffizienten fuhrt tendenziell zu konservativen Ergebnissen. Die Varianzen der ungewichteten Mittelwerte sind typischerweise hoher als die der gewichteten Mittelwerte, so dass der Zwei-Stichproben-t-Test (bei gleicher Mittelwertdifferenz) seltener abgelehnt wird.
174
5 Empirische Untersuchung
Abbildung 5.3: Monatliche Schatzwerte fiir den Einfluss der Dividendenrendite auf die Aktienrendite(Maximum-Likelihood-Schatzung) 3 _, monadiche Schatzwerte fiir Y2/ 2,5
2 -1 1,5 1
. :•% •
0,5 0
, .1991 1995 199V'!200i 1970-197>.1976 1979 19§i 1985 ms
-0,5
Jahr
-1 -1,5
Abbildung 5.4: Monatliche Schatzfehler bei der Ermittlung des Einflusses der Dividendenrendite auf die Aktienrendite (Maximum-Likelihood-Schatzung) 1,8 1 Standardabweichungen der monatlichen Schatzwerte fiir y2t 1,61,4-
•
1,2-
. • •
1 0,8 -
•
0,6-
..V /
0,2^
^
'
'
'
V '
'
'
. •. ' •
• • ;-:
.V* "V •^'«. •
0,4- •
.
'.V
. •. 1
1
1
1
1
1
i
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
• •
'% I
l
1970 1973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1995 1998 2001 Jahr
l
5 Empirische Untersuchung
175
Tabelle A.5 enthalt die gewichteten Mittelwerte der geschatzten Koeffizienten /ot, Yu, Yn und die entsprechenden Teststatistiken bei altemativer Einteilung des Untersuchungszeitraums in vier Teilperioden. Dabei erfolgt die Trennung anhand der Steuersystemwechsel in 1977 und in 2001. Der Zeitraum des Anrechnungsverfahrens wird jedoch nochmals entsprechend der Hohe der Korperschaftsteuergutschrift in die beiden Teilperioden 1978 bis 1993 und 1994 bis 2001 geteilt. Das Standortsicherungsgesetz von 1993 senkte den Korperschaftsteuersatz fiir einbehaltene Gewinne von 50 % auf 45 % sowie fUr ausgeschUttete Gewinne von 36 % auf 30% und dementsprechend die Korperschaftsteuergutschrift von 9/16 auf 3/7. Bei Zahlung von Bardividenden in unveranderter Hohe fuhrt die Reduzierung der Korperschaftsteuergutschrift bei alien langfristigen deutschen Privatanlegem zu einer Erhohung der zu leistenden Einkommensteuer auf Dividendeneinktinfte bzw. zu einer Minderung der Erstattung der bereits auf Untemehmensebene geleisteten Steuem. Die EinfUhrung des Solidaritatszuschlags in 1995 bewirkt zusatzlich eine Steigerung der auf Dividenden entfallenden Steuerlast. Die Schatzwerte fiir yi in Tabelle A.5 und ihre Unterschiede zwischen aufeinander folgenden Teilperioden stimmen mit den Resultaten von Tabelle A.4 iiberein und stehen beziiglich ihrer Tendenz im Einklang mit den Hypothesen. Der fiir die Teilperiode 1968 bis 1977 geschatzte Koeffizient fi in Hohe von 0,2033 weicht zu einem Niveau von unter 1 % statistisch signifikant von dem fiir die Teilperiode 1978 bis 1993 ermittelten Schatzwert in Hohe von 0,4070 ab. Zudem ist die Reduzierung des aus den Schatzwerten abgeleiteten Grenzsteuersatzes von ca. 41 % fur die Periode 1978 bis 1993 auf ca. 29 % fur die Periode 1994 bis 2001 auf Basis des Zwei-Stichproben-t-Tests zu einem Niveau von 10 % statistisch signifikant. Den bisherigen empirischen Ergebnissen zum Steuer-CAPM liegt die Annahme zugrunde, dass alle Anleger eine Korperschaftsteuergutschrift fur Dividenden erhalten. Da beispielswiese auslandische Anleger als beschrankt Steuerpflichtige nicht am Anrechnungsverfahren teilnehmen durften, entspricht dies nicht der (damaligen) Realitat. Urn zu uberprufen, ob die aufgezeigten Renditewirkungen auf die Verwendung von Bruttodividenden zuriickzufuhren sind, wird Gleichung (5.1) auf Basis von monatlichen Aktienrenditen und Dividendenrenditen, die nur die jeweils gezahlten Bardividenden berucksichtigen, geschatzt.^^ Die in Tabelle 5.3 gezeigten Resultate verdeutlichen, dass durch die Einbeziehung von Bardividenden der Erkla-
Den Betaschatzungen nach Gleichung (5.4) liegen ebenfalls Renditen von Aktien zugrunde, die Bardividenden und keine Korperschaftsteuergutschriften einbeziehen. Als Marktportefeuille dient in diesem Fall der DAFOX, der ebenfalls keine Korperschaftsteuergutschriften beriicksichtigt.
176
5 Empirische Untersuchung
rungsgehalt der Dividendenrendite auf die durchschnittliche Aktienrendite iiber alle Teilperioden sinkt. So sind die Schatzwerte fiir Y2 fiir die Teilperiode 1978 bis 1989 und fiir die letzten drei Teilperioden statistisch nicht signifikant von null verschieden.
Tabelle 5.3: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur tiberpriifung des Steuer-CAPMs bei Vemachlassigung von gezahlten Korperschaftsteuergutschriften im Zeitraum 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete und teilweise ungewichtete Mittelwerte der mit Hiife von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fiir jeden Monat f. rji-rf, = yo, + yj,j3j,+ y2,(^,-rf,) + ej„ wobei r,, die Rendite der Aktiey und r/, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. 4 ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahlten Bardividende zum Endkurs des Vormonats t-\. Die Betafaktoren /3j, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). Der Zwei-Stichproben-tTest priift, ob zwischen den ungewichteten Mittelwerten von zwei aufeinanderfolgenden Teilperioden ein Unterschied besteht. Die entsprechenden p-Werte stehen in eckigen Klammern. In runden Klammern stehen die tWerte von Signifikanztests der einzelnen Koeffizienten. *, ", **' kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.
Zeitperiode Anzahl der Monate t
Vo
n
Yi
ungew
t-Test fur A Yiungewl
1968-1977
82
0,1284 (1,588)
-0,6673*** (-6,442)
0,1949*** (5,657)
0,1980*" (3,940)
1978-1989
95
0,3281"* (3,768)
0,0934 (0,880)
0,0569 (1,477)
0,0455 (0,605)
1,69* [0,0935]
1990-1993
29
0,2214 (1,468)
-1,4521*** (-7,779)
0,1651" (2,260)
0,1891 (1,346)
-0,92 [0,3607]
1994-1998
39
0,1339 (1,283)
0,2172 (1,543)
0,0604 (0,971)
0,0700 (0,768)
0,74 [0,4614]
1999-2001
24
0,1898
-0,5044**
0,0005
-0,1396
1,40
(1,711)
(-2,059)
(0,008)
(-1,159)
[0,1666]
0,4312 (1,886)
-7,0009*** (-13,212)
0,1592 (1,557)
0,0182 (0,119)
-0,66 [0,5144]
0,2085"* (4,759)
-0,4191*** (-7,032)
0,1109*" (5,416)
0,0926*** (2,462)
2002 1968-2002
7 276
Allerdings steht der im Vergleich zur Teilperiode 1968 bis 1977 reduzierte Schatzwert fiir }^2 fiir die Teilperiode 1978 bis 1989 im Einklang mit der Steuerhypothese, denn die Zugrundelegung von Bardividenden anstelle von Bruttodividenden erfordert eine Modifikation der Hypothese 2 hinsichtlich der Veranderung dieses Koeffizienten bei Einfuhrung des Korperschaftsteueranrechnungsverfahrens. Wahrend der geschatzte Parameterwert fiir 72 in der Teilperiode 1968-77 unter den gegebenen Annahmen weiterhin als Grenzsteuersatz der Anleger interpretiert werden kann, misst er in den vier Teilperioden der Gtiltigkeit des Anrechnungs-
5 Empirische Untersuchung
177
verfahrens (1978 bis 1989, 1990 bis 1993, 1994 bis 1998, 1999 bis 2001) die steuerliche Belastung von Dividenden im Vergleich zu Kursgewinnen, die bei Anlegem zusatzlich zu denen bereits auf Untemehmensebene geleisteten Steuem anfallt. Demnach sollte der geschatzte Parameterwert fur y2 aufgrund der Anwendung des Anrechnungsverfahrens fallen. Die geschatzten impliziten Grenzsteuersatze betragen ca. 20 % fur die Teilperiode 1968 bis 1977 und ca. 40 % ftir die Teilperiode 1978 bis 1989.^^ Folglich ergeben sich aus der Betrachtung von Bardividenden ahnliche Schlussfolgerungen wie aus den Resultaten in Tabelle A.4. AbschlieBend kann festgestellt werden, dass wesentliche Steuergesetzesanderungen, wie die Korperschaftsteuerreform 1977, scheinbar mit Veranderungen des Einflusses der Dividendenrendite auf die risikoangepasste Vorsteuerrendite verbunden sind. Die Gesamtheit der in diesem Abschnitt dargestellten Resultate steht nicht im Widerspruch zu dem Erklarungsansatz, dass die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen die beobachteten Zusammenhange zwischen Aktienrenditen und Dividendenrenditen hervorruft.
5.4.2.2 Detaillierte Analyse des Steuer-CAPMs Den Ausgangspunkt der weiterfuhrenden Uberprtifungen der vom Steuer-CAPM angenommenen Beziehungen zwischen Aktienrenditen und Dividendenrenditen bildet die Analyse von saisonalen EinflUssen auf die Bestimmung des Dividendeneffekts. Tabelle A.6 weist die gewichteten Mittelwerte der monatlich geschatzten Koeffizienten yot, yu, yn und ihre t-Werte fur die einzelnen Quartale der vier gebildeten Teilperioden^' und ftir den gesamten Untersuchungszeitraum aus. Diese Resultate bestatigen die bereits in Abbildung 5.3 veranschaulichte zeitliche Variation der Schatzwerte ftir y2. Vor allem innerhalb der letzten beiden Teilperioden weichen die ermittelten Renditeeffekte der Dividendenrendite ftir die einzelnen Quartale erheblich voneinander ab.^^ Allerdings steigt mit Ausnahme des ersten Quartals von 2002, fUr welches nur eine monatliche Querschnittsregression durchfuhrbar war, innerhalb jedes Quartals die risikoangepasste Vorsteuerrendite der Aktien mit wachsender Dividendenrendite. Da die ftir das zweite und dritte Quartal angegebenen Schatzwerte ftir y2 den entsprechenden
Konig (1990), S. 168-169, schatzt fiir die Zeitperiode von Januar 1959 bis September 1977 einen impliziten Grenzsteuersatz von 26,35 % und fiir die Zeitperiode von Oktober 1977 bis Dezember 1986 von 41,82 %. Damit mehr monatliche Schatzwerte fiir die Quartale der einzelnen Teilperioden vorliegen, wurde der Einteilung des Untersuchungszeitraums in vier anstelle von sechs Teilperioden der Vorzug gegeben. Die Beobachtung von stark variierenden Schatzwerten ruft Zweifel an der unterstellten stationaren Verteilung hervor. Fiir den Fall, dass die Verteilungsannahme nicht der Realitat entsprechen sollte, kann die zeitliche Gesamtbetrachtung (,J'ooling" iiber die Monate des Kalenderjahres und der Teilperioden) zu fehlerhaften Schlussfolgerungen fiihren.
178
5 Empirische Untersuchung
gewichteten Mittelwerten der gesamten Teilperioden in Tabelle A.5 ahneln, konnten Effizienzverluste bei den Schatzungen fiir das erste und vierte Quartal die Abweichungen verursachen. Zum einen konnen fiir beide Quartale aufgrund der beschrankten Durchfuhrung von Querschnittsregressionen auf Monate mit mindestens fiinf Dividendenzahlungen nur wenige Schatzwerte ermittelt werden. Zum anderen liegt den monatlichen Schatzungen eine vergleichsweise geringe Anzahl von Dividendenausschtittungen zugrunde.^^ Aus theoretischer Sicht sollte die steuerliche Benachteiligung von Dividenden gegentiber Kursgewinnen ausschlieBlich in Ausschiittungsmonaten eine Erhohung der Vorsteuerrendite bewirken. In den Monaten, in denen die Aktie j keine Dividenden zahlt, sollte ihre Dividendenrendite keinen Einfluss auf die Aktienrendite besitzen. Zur (Jberprtifung von Dividendeneffekten in Ausschiittungs- und Nichtausschiittungsmonaten wird in Anlehnung an Litzenberger/Ramaswamy (1979) folgendes Regressionsmodell genutzt: r-j^ -rjt = Vot + n Pjt + Yit [DJ,SJ, - r^,)+ y,, (l - D., )^., + Cj,.
(5.34)
Djt bezeichnet eine Dummy-Variable, die einen Wert von Eins annimmt, wenn t ein Ausschiittungsmonat der Aktiey ist, und anderenfalls einen Wert von Null. Die Dividendenrendite der Aktie j , Sp die dem Verhaltnis der im Ausschtittungsmonat t gezahlten Dividende zum Endkurs des jeweiligen Vormonats entspricht, bleibt hochstens fiir die elf darauf folgenden Monate konstant und wird danach auf Null gesetzt. Bei jeder Dividendenzalilung der Aktie j wird Sjt jedoch aktualisiert. Falls Aktie j keine weiteren Dividenden zahlt, betragt Sjt fur die restlichen Monate des Untersuchungszeitraums Null. Der Parameter y2 misst weiterhin den Einfluss der Dividendenrendite im Ausschtittungsmonat und der Parameter ys ihre Renditewirkung in Nichtausschiittungsmonaten. Demzufolge sollte nach der Untersuchungshypothese 4 der Parameter y2 positive Werte aufweisen, wahrend der Schatzwert fiir yj Null sein sollte. Wie aus Tabelle 5.4 erkennbar ist, unterscheiden sich die auf Basis der Regressionsgleichung (5.34) geschatzten Koeffizienten fiir y2 nicht wesentlich von den angegebenen Schatzwerten in Tabelle A.4. Die ermittelten Werte fiir y^ sind fiir alle Teilperioden positiv, aber deutlich kleiner als die Schatzwerte fiir y2. Allerdings sind sie fiir die Teilperiode 1978 bis 1989 sowie fiir den gesamten Untersuchungszeitraum zu einem Ni-
Vgl. Tabelle A.l. Unter der Beachtung der geringen Anzahl von Dividendenausschtittungen in einzelnen Monaten, wie Januar, Oktober und November, sind die von Konig (1990) pro Monat ausgewiesenen Koeffizienten der Dividendenrendite mit Vorsicht zu interpretieren. Vgl. Konig (1990), S. 171 Tabelle 5.7.
179
5 Empirische Untersuchung
veau von 1 % statistisch signifikant von null verschieden. Demnach liegen keine Anzeichen fur eine Umkehrung des in den Ausschuttungsmonaten beobachteten Renditeeffekts vor. Der in den Nichtausschuttungsmonaten ermittelte Erklarungsgehalt der Dividendenrendite konnte jedoch durch die Vemachlassigung bewertungsrelevanter Variablen („omitted variables") in Gleichung (5.1) hervorgerufen werden.
Tabelle 5.4: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur Uberpriifung der Kurseffekte von Dividendenrenditen in Ausschuttungs- und Nichtausschuttungsmonaten im Zeitraum 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfoigenden Modells fur jeden Monat t: rj-rj, = yo, + yi,/3j, + y2,(Dj,Sj,-rf,)+y3,(l-Dj,)Sj, + ej,, wobei Kj, die Rendite der Aktie j und rj, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. Sj, ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahlten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats t-l. Die Betafaktoren j8j, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Dp kennzeichnet eine Dummy-Variable, die den Wert eins besitzt, wenn t ein Ausschiittungsmonat der Aktiey ist, und andernfalls den Wert null annimmt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). In Klammern stehen die t-Werte. *, ", *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.
Zeitperiode
Anzahl der
Vo
n
Yi
73
Monate t 1968-1977
81
0,1402 (1,607)
-0,5982"* (-5,532)
0,2131*" (5,599)
0,0165 (0,746)
1978-1989
95
0,2849"* (2,709)
0,0831 (0,763)
0,4312*" (14,731)
0,0530*** (2,942)
1990-1993
29
0,3804" (2,141)
-1,4609'" (-7,764)
0,4939"' (9,710)
0,0484 (1,674)
1994-1998
39
0,0922 (0,630)
0,2821* (1,920)
0,3531'" (7,260)
0,0429 (1,684)
1999-2001
24
2002
1968-2002
0,1353
-0,5352'
0,2455"*
0,0304
(0,796)
(-1,986)
(5,698)
(1,083)
7
0,2345 (0,828)
-7,3607*** (-12,402)
0,1791 (1,714)
0,0051 (0,149)
275
0,1962"' (3,656)
-0,3855*" (-6,227)
0,3455*** (19,840)
0,0364*** (3,642)
180
5 Empirische Untersuchung
Diese Resultate konnen weder als Bekraftigung der Steuerhypothese interpretiert werden, noch stehen sie im direkten Widerspruch zur Hypothese 7. Falls andere (Anomalie-)Variablen, die mit der Dividendenrendite korreliert sind, die beobachteten Beziehungen hervorrufen, sollten die Schatzwerte fiir Y2 und y^ annahemd gleich hoch sein.^"^ Den Mittelpunkt der nachfolgenden Untersuchungen bildet die Fragestellung, ob die von Kalay/Michaely (2000) beim Ubergang von monatlichen zu langeren Anlagehorizonten aufgezeigten Anderungen des ermittelten Dividendeneffekts fiir den US-amerikanischen Kapitalmarkt auch bei deutschen Aktien auftreten. Dazu werden den Querschnittsregressionen (5.1) vierteljahrliche Renditeintervalle zugrunde gelegt. Als erwartete vierteljahrliche Dividendenrendite wird dabei das Verhaltnis des im Quartal t gezahlten Bruttodividendenbetrags zum letzten verfiigbaren Kurs des vorangegangenen Quartals t-\ verwendet. Die Tabelle 5.5 zeigt, dass fiir alle Teilperioden ein positiver Dividendeneffekt geschatzt wird. Der fiir die Teilperiode 1968 bis 1977 ermittelte Schatzwert fiir Y2 ist aber weder okonomisch noch statistisch signifikant. Die Starke der Dividendeneffekte in den Teilperioden 1978 bis 1989 und 1990 bis 1993 entspricht annahemd den Resultaten bei monatlicher Betrachtungsweise (Tabelle A.4). Fiir die anderen Teilperioden bestehen teilweise deutliche Abweichungen zu den monatlich geschatzten YI^ die keine klare Tendenz besitzen. Insgesamt ergeben sich auf Basis der Schatzwerte fiir yi keine einheitlichen Schlussfolgerungen beziiglich der Untersuchungshypothesen 2 und 4. Entsprechend der Untersuchungshypothese 4 sollte der bei Zugrundelegung eines vierteljahrlichen Anlagehorizont ermittelte Schatzwert fur ^2 fiir alle Teilperioden das gleiche GroBenniveau besitzen wie bei Zugrundelegung eines monatlichen Renditeintervalls. Falls die Aktienrendite nur im Ausschiittungsmonat von der Dividendenrendite beeinflusst wird, sollte bei vierteljahrlicher Betrachtungsweise der gleiche absolute Renditeeffekt {yi) feststellbar sein. Wahrend die Resultate fur die Teilperioden 1978 bis 1989, 1990 bis 1993 im Wesentlichen mit beiden genannten Untersuchungshypothesen iibereinstimmen, stehen vor allem die Schatzergebnisse fur die aktuelleren Teilperioden 1999 bis 2001 und 2002 nicht im Einklang mit deren Vorhersagen.
Vgl. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 187-188.
181
5 Empirische Untersuchung
Tabelle 5.5: Durchschnittliche Koeffizienten von vierteljahrlichen Querschnittsregressionen zur Uberprufung des Steuer-CAPMs im Zeitraum 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fiir jedes Quartal t: rp-rj, = yh, + yj.fij, + y2,(Sj,- KJ,) + ej,, wobei r^, die Rendite der Aktie j und />, den risikolosen Zinssatz im Quartal t darstellen. Sj, ist die Dividendenrendite der Aktie j im Quartal t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Quartal t gezahlten Bruttodividende zum Kurs am Ende des vorangegangenen Quartals f-1. Die Betafaktoren J3j, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 20 Quartale umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der Schatzwerte fiir die einzelnen Quartale t. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). In Klammern stehen die t-Werte. ', ", *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.
Zeitperiode
Anzahl der Ouartale t
ro
n
72
1968-1977
40
-0,0471 (-0,189)
-0,1744 (-0,646)
0,0104 (0,1735)
1978-1989
48
1,0362*" (4,763)
0,9753*'* (3,751)
0,3984*** (8,320)
1990-1993
16
1,204*" (3,118)
-1,0379** (-2,303)
0,4047*** (5,194)
1994-1998
20
0,4073 (1,616)
0,5133 (1,636)
0,4264*** (6,259)
1999-2001
12
1,3271*** (4,414)
-2,054*** (-3,536)
0,0852** (2,185)
2002
4
1,6460* (2,700)
-12,5571*** (-9,0236)
0,3432 (2,011)
140
0,7452*** (6,387)
-0,0092 (-0,063)
0,2257*** (9,536)
1968-2002
Allerdings ist zu bemerken, dass die Durchfuhrung von vierteljahrlichen Querschnittsregressionen mit verschiedenen Problemen verbunden ist. So wird bei der Ermittlung der erwarteten Dividendenrenditen implizit unterstellt, dass die Anleger vor Beginn des Quartals, in dem die Ausschiittung erfolgt, Kenntnis uber die Hohe der Dividendenzahlung haben. Da dieses unter Umstanden nicht fur Dividendenzahlungen in der zweiten Halfte bzw. im letzten Drittel der Quartale zutrifft, konnen einerseits die erwarteten Dividendenrenditen zu niedrig oder zu hoch sein. Andererseits konnen Ankundigungseffekte die Renditen der Aktien beeinflussen. Aufgrund der daraus moglicherweise resultierenden Verzerrungen ist eine vorsichtige Interpretation der Schatzwerte geboten. Tabelle 5.6 gibt die nach dem Fama/MacBeth-Verfahren geschatzten Koeffizienten der monatlichen Querschnittsregressionen (5.1) unter Einbeziehung einer erwarteten jahrlichen Dividendenrendite an. Entsprechend der Definition der langfristigen Dividendenrendite von Miller/Scholes (1982) wird dabei die Dividendenrendite der Aktie;, Sjt, in jedem Monat t eines
182
5 Empirische Untersuchung
Kalenderjahres in konstanter Hohe der Rendite der Aktie ; gegeniibergestellt. Die Dividendenrendite Sjt ist gleich dem Verhaltnis zwischen dem zuletzt im Vorjahr gezahlten Dividendenbetrag dj und dem Kurs der Aktie 7 am Ende des Vorjahres pj,^^ Folglich bilden die Dividendenzahlungen des Jahres 1968 die Grundlage fiir die Schatzungen der erwarteten Dividendenrenditen ftir das Jahr 1969. Aus diesem Grund liegen den Regressionen die Jahre von 1969 bis 2002 zugrunde. Von den Untersuchungen sind zusatzlich diejenigen Aktien ausgeschlossen, bei denen der Schatzwert ftir die erwartete jahrliche Dividendenrendite 10 % tibersteigt, da Anleger derartig hohe Betrage im Allgemeinen nicht prognostizieren werden.
Tabelle 5.6: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur tJberprtifung des Steuer-CAPMs auf Basis von jahrlichen Dividendenrenditen im Zeitraum 1969 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen gesciiatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fUr jeden Monat t: rj,-rf, = yo, + yi,j3j, + y2,(Sj,-rfJ + ej„ wobei r,, die Rendite der Aktie 7 und />, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. ^, ist die erwartete jahrliche Dividendenrendite der Aktie y, die in jedem Monat t eines Kalenderjahres in gleicher Hohe in die Regressionen einbezogen wird. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der Summe der im Vorjahr gezahlten Bruttodividenden zum Endkurs des Vorjahres. Die Betafaktoren y^, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). In Klammern stehen die t-Werte. *, **, *** kennzeichnet Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.
Zeitperiode
Vo
n
72
-0,1294* (-1,756)
-0,6049(-6,098)
0,0190 (0,956)
1969-1977
A n z a h l der Monate t 108
1978-1989
144
0,1943" (2,139)
-0,2581(-2,848)
0,0617*** (3,894)
1990-1993
48
-0,1074 (-0,755)
-0,8580(-5,664)
0,1118*** (4,313)
1994-1998
60
-0,1916 (-1,636)
0,0762 (0,665)
0,0815*** (3,477)
1999-2001
36
-0,0516 (-0,344)
0,0584 (2,258)
0,0633** (2,347)
2002
12
-0,0858 (-0,330)
-4,6452"* (-10,301)
0,0902* (1,948)
408
-0,0406 (-0,899)
-0,3952*** (-7,586)
0,0619*** (6,706)
1969-2002
Siehe ausfUhrlicher in Abschnitt 5.1.2.
5 Empirische Untersuchung
183
Im Gegensatz zu den Resultaten von Black/Scholes (1974) wird auch bei Verwendung der langfristigen Definition ein positiver Einfluss der Dividendenrendite auf die Aktienrendite vor Steuem festgestellt. Mit Ausnahme der Teilperiode von 1969 bis 1977 sind die geschatzten Parameterwerte fiir y2 uber alle Teilperioden sowohl okonomisch als auch mindestens auf einem Niveau von 10 % statistisch signifikant. Der fiir die Teilperiode 1978 bis 1989 ermittelte Schatzwert von 0,0617 impliziert, dass eine Erhohung der erwarteten Dividendenrendite um einen Prozentpunkt durchschnittlich eine Steigerung der risikoangepassten jahrlichen Vorsteuerrendite um ca. 0,74 Prozentpunkte hervorruft. Somit ist der implizite Grenzsteuersatz aller dividendennachfragenden Anleger in dieser Teilperiode unter den gegebenen Annahmen 74 %. Demgegeniiber betrug der Spitzensatz der Einkommensteuer bei privaten Anlegem in diesem Zeitraum 56 %}^ Auch auf Basis der Resultate fUr die nachfolgenden Teilperioden kann gefolgert werden, dass neben der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen noch weitere Ursachen fiir die aufgezeigten Dividendeneffekte vorliegen miis-
Nach Ansicht von Kalay/Michaely (2000) bilden die mit Hilfe von monatlichen Querschnittsregressionen bestimmten Koeffizienten y2 unter Verwendung der kurzfristigen Definition der Dividendenrendite keine Renditeunterschiede im Querschnitt der Aktien ab, sondem eine zeitliche Erhohung der Rendite um den Ausschiittungstag. Die Unterscheidung zwischen Zeitund Querschnittseffekten der Dividendenrendite ist moglich, wenn die Querschnittregression fiir den Monat t ausschlieBlich Aktien einbezieht, die in diesem ihre Dividenden zahlen. Falls die Dividendenrendite geeignet ist, Renditedifferenzen zwischen Aktien im Monat t abzubilden, soilte der Parameter y2 auch bei dieser Vorgehensweise positive Werte besitzen. Dagegen mussen die Schatzwerte fiir y2 als Indiz fiir bestehende Zeiteffekte der Dividendenrendite interpretiert werden, wenn sie nicht von null verschieden sind. Im Rahmen dieser Untersuchung werden Querschnittsregressionen nur fiir diejenigen Monate durchgefiihrt, die mindestens 20 dividendenzahlende Aktien umfassen. Aufgrund dieser Beschrankung liegt den gezeigten Schatzwerten und t-Werten in Tabelle A.7 eine erhebhch reduzierte Datenbasis zugrunde.^^
Vgl. hierzu und zur Besteuerung von Dividendeneinkunften und Kursgewinnen bei inlandischen Kapitalgesellschaften und auslandischen Anlegern Abschnitt 2.3.2. Demnach basieren die Querschnittsregression uberwiegend auf den Monaten Mai bis August. Vgl. Tabelle A.l.
184
5 Empirische Untersuchung
Die geschatzten Werte fur y2 sind fiir alle sechs Teilperioden positiv, aber weichen nur fiir die Teilperioden 1978 bis 1989 und 1990 bis 1993 zu einem Niveau von 10% statistisch signifikant von Null ab. Insbesondere bestatigen die fiir diese beiden Teilperioden ermittelten Schatzwerte ftir yi die entsprechenden Resultate in Tabelle A.4. Die annahemde LFbereinstimmung der Ergebnisse beider Tabellen weist auf vorliegende Querschnittseffekte der Dividendenrendite bei Aktien des Frankfurter amtlichen Handels im Zeitraum 1978 bis 1993 bin. Zudem stehen diese Resultate im Einklang mit den Untersuchungshypothesen 1 und 2. Demgegentiber konnen keine eindeutigen Schlussfolgerungen iiber die Renditeeffekte der Dividendenrendite in den Teilperioden des Zeitraums 1994 bis 2002 gezogen werden, da aus den geringen Stichprobenumfangen Effizienzverluste bei den Schatzungen resultieren. 5.4.2.3 Sensitivitatsanalyse In diesem Abschnitt soil beispielhaft fur den Zeitraum 1968 bis 1993 sowohl die Robustheit der ermittelten Dividendeneffekte als auch die Untersuchungshypothese 7 auf Basis eines anderen Schatzverfahrens gepriift werden. Insbesondere fiir diese Zeitperiode zeigen die bisherigen Analysen starke Dividendeneffekte und einen Einfluss der Korperschaftsteuerreform von 1977 auf. Ein zusatzlicher Grund fiir die Wahl dieses Untersuchungszeitraums ist die Verfiigbarkeit von Daten mit ausreichender Qualitat. Im Rahmen der folgenden Untersuchung wird die Risikobereinigung der Aktienrenditen nicht auf Basis des Standard-CAPMs, sondem auf Basis des Dreifaktorenmodells von Fama/ French (1993) vorgenommen. Hierfiir wird in Anlehnung an Naranjo/Nimalendran/Ryngaert (1998) unterstellt, dass das nachstehende Multifaktorenmodell den renditegenerierenden Prozess von Aktien abbildet: r., =E{rj,) + j3,j [MRP, -E{MRP,)h j3,j[SMB, -E{SMB,)] +/3,j[HML,-EiHML,)]+£j, (5.35) wobei
MRP, = r,nt - f/t,
mit:
SMBt : Renditedifferenz zwischen Aktien mit niedriger und mit hoher Marktkapitalisierung HML, : Renditedifferenz zwischen Aktien mit hohen und mit niedrigen Buchwert-Marktwert-Verhaltnissen.
Die Parameter j3ij, ^j, ^j geben dabei die Sensitivitat der Aktie j beziiglich des jeweiligen Risikofaktors an.
5 Empirische Untersuchung
185
Die erwartete Rendite der Aktiej bestimmt sich nach: ^(r,)=^0+^iy^,;+^A;+^A.+^4^,M
(5-36)
wobei die Parameter /i,, A2, A3 als Risikopramien fur die entsprechenden Risikofaktoren interpretiert werden. Demnach kompensiert beispielsweise Ai die Anleger fur das systematische Risiko von Aktiey. Den Renditeeinfluss der Dividendenrendite von Aktiej gibt der Parameter A4 an. Der Parameter AQ entspricht dem risikolosem Zinssatz. Aus der Verkniipfung von Gleichung (5.35) mit Gleichung (5.36) resultiert:
wobei
A\ = i , - E(MRP,), A\ = A2- E(SMB,l A\ = A-, - E{HML).
Unter der Annahme, dass die geschatzten Werte fUr die Risikopramien Ax, Ai und A^ im Durchschnitt identisch zu den Mittelwerten ihrer entsprechenden Risikofaktoren MRP,, SMB, und HML, sind, folgt A\ = A\ = /l*3 = 0 und somit: r^, =/io + A, ^ ^ ^ + A , ^ ^ 5 , + P^^^ML^ + ^ S., + 8^,.
(5.38)
Die Koeffizienten der Gleichungen (5.37) und (5.38) konnen mit Hilfe des von Zellner (1962) entwickelten SUR-Verfahrens ermittelt werden.^ Der Vorteil dieses Verfahrens ist die Einbeziehung der Varianzen und kontemporaren Kovarianzen der Residuen in die Schatzprozedur. Da diese jedoch vorab zu schatzen sind, konnen bei vorliegenden niedrigen kontemporaren Korrelationen die Effizienzverluste, die durch die Schatzung der Varianzen entstehen, die Effizienzvorteile aufwiegen, die ihre Einbeziehung in die Koeffizientenschatzung bewirkt. Deshalb konnte der OLS-Schatzer bei kleinen Stichprobenumfangen vorteilhafter als der SURSchatzer sein.^^ Weiterhin vermeidet das SUR-Verfahren die „Fehler-in-den-Variablen"-Problematik, indem es die Sensitivitaten bezUglich der einzelnen Risikofaktoren Pxj, ^p /%; simultan mit der renditebeeinflussenden Wirkung der Dividendenrendite A^ ermittelt.
Die Berechnung des 5M5-Portefeuilles und des //ML-Portefeuilles in Anlehnung an Fama/French (1993) sowie die zugrunde liegenden Daten werden ausfuhrlich in Ziegler/Ebert/Schroder/Schulz/Stehle (2003), S. 511 beschrieben. Vgl. Judge/Hill/Griffiths/Lutkepohl/Lee (1988), S. 452.
186
5 Empirische Untersuchung
Die durchgefuhrten SUR-Schatzungen basieren nicht wie die bisherigen Untersuchungen auf Einzelwerten, sondem auf Portefeuilles, die nach der Hohe der erwarteten jahrlichen Dividendenrendite gebildet wurden. Bin Vorteil der Verwendung von Portefeuilles besteht darin, dass sich ihre Renditen im Gegensatz zu einzelnen Aktienrenditen im Zeitablauf als stabiler erweisen und zumeist die unterstellte multivariate Normalverteilung besitzen. Im Rahmen der Portefeuillebildung werden die dividendenzahlenden Stichprobenaktien am Ende jedes Jahres nach der Hohe ihrer jahrlichen Dividendenrendite sortiert und in neun Portefeuilles gleicher Anzahl eingeteilt. Dem zehnten Portefeuille werden alle Aktien mit einer erwarteten Dividendenrendite von Null zugeordnet, um das Renditeverhalten dieser Aktien getrennt abbilden zu konnen. Die Zusammensetzung der einzelnen Portefeuilles bleibt wahrend des darauf folgenden Kalenderjahres konstant, sofem die einbezogenen Aktien nicht aus dem Handel ausscheiden.^^ Die monatlichen Renditen und die erwarteten Dividendenrenditen der zehn Portefeuilles berechnen sich jeweils aus dem gleichgewichteten Durchschnitt der aktienindividuellen Werte. Tabelle 5.7 enthalt die Schatzwerte fur die Konstante AQ und fur A4 aus den Gleichungen (5.37) und (5.38).^^ Da die Gleichung (5.37) eine nichtlineare Funktion der zu schatzenden Parameter ist, muss ein iteratives nichtlineares SUR-Verfahren angewendet werden. Dabei erfolgen die Iterationen nach der Gauss-Newton-Methode. Die auf Basis der Gleichung (5.38) fur die Zeitraume 1969 bis 1977 und 1978 bis 1993 ermittelten Schatzwerte fur /I4 unterscheiden sich nur unwesentlich von den entsprechenden Schatzwerten fur y2 in Tabelle 5.6. Somit kann im Einklang mit der Untersuchungshypothese 7 gefolgert werden, dass mit Hilfe der bekannten Size- und Buchwert-Marktwert-Anomalien die beobachteten Dividendeneffekte nicht erklarbar sind.^^ Als weiteres Indiz flir eine steuerbasierte Erklarung des Renditeeinflusses der Dividendenrendite kann die Steigerung des Schatzwerts fur /I4 von -0,0043 in der Teilperiode 1969 bis 1977 auf 0,0563 in der Teilperiode 1978 bis 1993 gewertet werden. Die Erhohung des geschatzten Parameterwerts fUr A4 beim Ubergang der
Aus Vereinfachungsgriinden werden Aktien, die im laufenden Kalenderjahr neu im Frankfurter amtlichen Handel notieren, dem zehnten Portefeuille zugeordnet. Auf die Angabe der simultan mit den Parameterwerten fiir AQ und /I4 geschatzten portefeuillespezifischen Sensitivitaten hinsichtlich der Marktrisikopramie, der Arbitrageportefeuilles SMB und HML wird verzichtet, da der Fokus der vorliegenden Arbeit auf den Erklarungsgehalt der Dividendenrendite gerichtet ist. Diese Schlussfolgerung wird durch SUR-Schatzungen einer Regressionsgleichung, die im Gegensatz zur Gleichung (5.38) nur die Marktrisikopramie und die Dividendenrendite der p Portefeuilles einbezieht, bekraftigt. Die diesbezUglichen Schatzwerte fUr A4 sind 0,009 (t-Wert: 0,239) fur 1969 bis 1977, 0,0554 (tWert: 2,319) fur 1978 bis 1993 und 0,035 (t-Wert: 1,608) fur 1969 bis 1993.
5 Empirische Untersuchung
187
zweiten Teilperiode fallt bei Zugrundelegung des Regressionsmodells (5.37) noch starker aus. Insgesamt werden bei Aufhebung der Restriktionen A*i = A*2 = A\ = 0 starkere (absolute) Dividendeneffekte fur alle betrachteten Zeitperioden geschatzt,^^ wobei fur A4 in der Teilperiode 1969 bis 1977 ein negativer und statistisch signifikanter Schatzwert in Hohe von 0,3662 ermittelt wird. Somit hatte eine Erhohung der Dividendenrendite um einen Prozentpunkt
in den Jahren
vor dem Korperschaftsteueranrechnungsverfahren
im
Durchschnitt zu einer Senkung der jahrlichen Aktienrendite um 4,4 Frozentpunkten gefiihrt. Die Ursache fiir eine derartige Renditewirkung kann nicht in der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen liegen. Zudem rufen die Schatzergebnisse fiir Gleichung (5.37) Zweifel an der empirischen Giiltigkeit der Annahme hervor, dass die Risikopramien Au A2 und A3 im Mittel den durchschnittlichen Renditen ihrer Risikofaktoren entsprechen.
^^ Vgl. auch Naranjo/Nimalendran/Ryngaert (1998), S. 2044-2045.
188
5 Empirische Untersuchung
Tabelle 5.7: Mit Hilfe der (nichtlinearen) Seemingly-Unrelated-Regressions-Methode geschatzte Koeffizienten bei Verwendung des Dreifaktorenmodells zur Risikobereinigung im Zeitraum 1969 bis 1993 Den Schatzungen liegen die monatlichen Renditen von zehn gleichgewichteten Portefeuilles zugrunde, die nach der Hohe der erwarteten jahrlichen Dividendenrendite zu Beginn des jeweiligen Jahres gebildet wurden. Dabei enthalt ein Portefeuille alle Aktien, die eine erwartete Dividendenrendite von Null besitzen. Die im Panel A angegebenen Schatzwerte wurden mit Hilfe des SUR-Verfahrens auf Basis des folgenden Modells ermittelt: rj, = Ao+j3ij{r^t-rft)+^jSMBi+j32jHMLi+A4Sj,+ €ji (Modell 1), wobei r,, die Rendite des Portefeuilles y, r„, die Rendite der Stehle-Hartmond-Reihe bzw. des (steuerbereinigten) CDAXs und rj, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. SMBi bezeichnet die Rendite des Arbitrageportefeuilles hinsichtlich der Marktkapitalisierung und HMLt die Rendite des Arbitrageportefeuilles hinsichdich des Buchwert-Marktwert-Verhaltnisses im Monat t. Sj, ist die erwartete jahrliche Dividendenrendite des Portefeuilles y, die in jedem Monat t eines Kalenderjahres in gleicher Hohe in die Regressionen einbezogen wird. Die im Panel B angegebenen Schatzwerte wurden mit Hilfe eines iterativen nichdinaren SUR-Verfahrens auf Basis des folgenden Modells ermittelt: r,, = ^ + Pxj(r„„-rft + A*i) + J32j (SMB, + i*2) + A/ (HMLt + /l*3) + A4 Sj, + £j„ (Modell 2). A\ misst fiir jeden Risikofaktor k die Differenz zwischen der Risikopramie und dem Erwartungswert des Risikofaktors (A^ - E(Ffc)). Als Iterationsalgorithmus wurde die Gauss-Newton-Methode verwendet. In Klammern stehen die t-Werte. *, **, *" kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.
Zeitperiode
^0
K
A\
^;
^.
Panel A: Modell 1 1969-1977
0,5740*" (4,095)
-0,0043 (-0,131)
1978-1993
0,4031"* (3,593)
0,0563" (2,476)
1969-1993
0,4707*** (5,159)
0,0364* (1,820)
1969-1977
2,7844" (2,273)
1,2265 (1,308)
-3,6205*** (-3,356)
1,0028** (2,001)
-0,3662*** (-3,529)
1978-1993
-0,4672 (-0,500)
0,5444 (0,588)
0,4893 (0,611)
-0,1067 (-0,255)
0,0921** (2,020)
1969-1993
-1,9614 (-1,381)
2,6337* (1,707)
-0,1930 (-0,288)
-0,2307 (-0,555)
0,0720
Panel B: Modell 2
(1,511)
5.4.2.4 Steuerklientel-Effekte Elton/Gruber (1970) folgem anhand ihrer empirischen Resultate, dass Aktien mit hohen Dividendenrenditen vorwiegend von Anlegem mit niedrigen Grenzsteuersatzen fiir Dividendeneinkiinfte gehalten werden, wahrend sich Aktien mit niedrigen Dividendenrenditen vorwiegend im Besitz von Anlegem mit hohen Grenzsteuersatzen befinden. Zu dem gleichen Ergebnis im Rahmen des Steuer-CAPMs gelangen Litzenberger/Ramaswamy (1980), indem sie die Annahme unbeschrankter Leerverkaufsmoglichkeiten aufheben. Die Beschrankung von Leerverkaufen, die innerhalb des Untersuchungszeitraums zumindest auch fiir deutsche Privatanleger gegeben war, fiihrt zu einem Gleichgewicht, bei dem die Anleger entsprechend ihrer indi-
5 Empirische Untersuchung
189
viduellen Steuersituation ausschlieBlich in Aktien mit bestimmten Dividendenrenditen in94
vestieren. Anleger mit hohen Grenzsteuersatzen mussen im Vergleich zu Anlegem mit niedrigen Grenzsteuersatzen eine hohere Vorsteuerrendite fordem, um die gleiche Nachsteuerrendite zu erzielen. Demnach sollte der Renditeeffekt der Dividendenrendite bei Aktien mit niedrigem Dividende-Kurs-Verhaltnis starker als bei Aktien mit hohem Dividende-Kurs-Verhaltnis sein. Da in diesem Fall die Aktienrendite nicht langer linear von der Dividendenrendite abhangt, wird fiir die empirische Uberpriifung der Untersuchungshypothese 6 der Koeffizient yit in Gleichung (5.1) durch die Funktion y2t = mo - mi Sj, (mit mo, mi > 0) ersetzt.^^ Aus dieser Unterstellung resultiert das folgende Regressionsmodell:
n^-^f<=rot+ru A,+r2v fe -^/J+rs,^;, (^,, -r^J+^,,, wobei
y2't = fno und
(5.39)
}^3r = -mi.
Entsprechend der Untersuchungshypothese 6 sollte die Durchschnittswerte der monatlich geschatzten Koeffizienten y2' positive Werte und y^ negative Werte besitzen. Die gewichteten Mittelwerte der monatlich mit Hilfe der Fama/MacBeth-Methode ermittelten Schatzwerte fiir den gesamten Untersuchungszeitraum und fiir die vier Teilperioden^^ zeigt Tabelle 5.8. Mit Ausnahme von Teilperiode 1968 bis 1977 weisen die geschatzten Werte fiir yx und y^ die mit der Steuerklientelhypothese in Einklang stehenden Vorzeichen auf. Die Schatzergebnisse fiir die Teilperiode 1978 bis 1993 implizieren, dass Aktien mit einer Bruttodividendenrendite von 5 % von Anlegem mit einem marginalen Steuersatz von ungefahr 47 % gehalten werden. Dagegen betragt der implizite marginale Steuersatz der Anleger von Aktien
Auf der Basis derartiger Investitionsentscheidungen der Anleger leiten Litzenberger/Ramaswamy (1980) fur die unterstellten funf Aktiengruppen separate Gleichgewichtsmodeile 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). Vgl. auch Litzenberger/Ramaswamy (1979) und Capitelli (1989). Konig (1990), S. 172-173, untersucht die Steuerklientel-Hypothese in Anlehnung an Litzenberger/Ramaswamy (1980) mit Hilfe von Dummy-Variablen fiir vier Dividendenrenditeklassen. Er findet keine Hinweise auf ihre GUltigkeit. Der gesamte Untersuchungszeitraum wurde in vier und nicht in sechs Teilperioden eingeteilt, da sich zum einen die bisher in diesen Teilperioden aufgezeigten Dividendeneffekte deutlich voneinander unterscheiden und zum anderen, um eine Vergleichbarkeit zu Tabelle A. 16 zu gewahrleisten.
190
5 Empirische Untersuchung
mit einer Bruttodividendenrendite von einem Prozent ungefahr 52 %. Beide Steuersatze stehen somit im Einklang mit den tatsachlich geltenden steuerlichen Rahmenbedingungen.
Tabelle 5.8: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur Uberpriifung von Steuerklientel-Effekten im Zeitraum 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fiir jeden Monat t: rp-r/, = yo, + YKPJI + Yrti^ii-^ft) + Yn4'f4'-'/') + ^y" wobei r,, die Rendite der Aktie j und r^, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. 4 ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahlten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats t-\. Die Betafaktoren pj, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). In Klammern stehen die t-Werte. *, ",'" kennzeichnet Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.
Zeitperiode
ro
Y\
Yi'
rs
0,2528" (2,495)
-0,6557"' (-6,515)
0,1963' (1,851)
0,0027 (0,128)
1968-1977
Anzahl der Monate / 82
1978-1993
124
0,4944*" (5,522)
-0,2915'" (-3,099)
0,5372"' (7,918)
-0,0134" (-2,017)
1994-2001
63
0,3387"' (3,927)
0,0175 (0,141)
0,5179'" (7,250)
-0,0163'" (-3,536)
2002
7
0,3778 (1,541)
-7,3187'" (-12,593)
0,4859' (2,294)
-0,0131 (-1,133)
276
0,370r"
-0,4227'"
0,4700"*
-0,0146'"
(7,149)
(-7,069)
(10,763)
(-4,123)
1968-2002
5.4.3 Uberpriifung des Dividendenabschlags Nachdem im vorangegangenen Abschnitt die bestehenden Zusammenhange zwischen den Durchschnittsrenditen und den Dividendenrenditen der im Frankfurter amtlichen Handel notierten Aktien im Zeitraum von 1968 bis 2002 fiir unterschiedliche Anlagehorizonte gezeigt wurden, stellen die nachfolgenden Abschnitte die Untersuchungsergebnisse bezuglich des Einflusses der Dividende auf die Preisbildung am Ausschuttungstag vor.^^
Vgl. ausfuhrlich Abschnitt 3.2.1. Alle Ergebnistabellen dieses Untersuchungsteils befmden sich im Anhang.
5 Empirische Untersuchung
191
5.4.3.1 Resultate unterschiedlicher Schatzmethoden Tabelle A.8 im Anhang zeigt die durchschnittlichen Verhaltnisse der Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag zum ausgeschutteten Dividendenbetrag pro Aktie nach Gleichung (5.15) fur jedes Jahr des Untersuchungszeitraums und fur die entsprechend den geltenden steuerlichen Rahmenbedingungen gebildeten Teilperioden. Dabei vergleichen die in der zweiten Spalte angegebenen Pramien die Hohe des Kursrlickgangs am Extag jeweils mit der gezahlten Bardividende der Aktie. In den Spalten drei und vier der Tabelle wird dagegen die Kursbewegung ins Verhaltnis zur Bruttodividende, d.h. zur Bardividende plus erhaltener Korperschaftsteuergutschrift, gesetzt. Wahrend die direkt aus den Pramien der zweiten Spalte resultierenden impliziten Grenzsteuersatze z.B. als Schatzwerte ftir die marginale Steuerbelastung von Dividenden bei auslandischen Grenzanlegem interpretiert werden konnen, die nicht am Anrechnungsverfahren teilnahmen, entsprechen die anderen beiden Spalten z.B. der Perspektive deutscher Privatanleger. Zusatzlich wurden die Schlusskurse der Aktien an den Extagen nach Gleichung (5.12) mit Hilfe der Renditen des DAFOX um die erzielte Marktrendite bei der Pramienschatzung in der vierten Spalte von Tabelle A.8 bereinigt.^^ Obwohl die Bereinigung der Extagskurse mitunter in einzelnen Jahren, z.B. in den Jahren 1973, 1985 und 1987, zu einer wesentlichen Veranderung der geschatzten Pramie fiihrt, hat sie nur geringe Auswirkungen auf die berechneten Mittelwerte der einzelnen Teilperiode. Die durchschnittlichen Pramien der einzelne Jahre weichen unabhangig von der angewendeten Schatzmethode erheblich voneinander ab. Allerdings sind alle jahrlichen aktienindividuellen Quotienten zwischen der Kursbewegung am Extag und der gezahlten Bruttodividende nach dem parametrischen t-Test und dem nichtparametrischen Vorzeichentest zu einem Niveau von 5 % statistisch signifikant von Eins verschieden. Ebenso wie die im ersten Untersuchungsteil geschatzten Dividendenrenditekoeffizienten Y2 weisen die durchschnittlichen bereinigten Pramien auf Basis von Bruttodividenden ftir die Teilperioden 1968 bis 1977 und 1978 bis 1989 deutlich unterschiedliche Werte in Hohe von 0,789 und von 0,527 auf. Ahnliche Resultate erhalt Bay (1990).^°^ Dagegen unterscheiden sich die angegebene Mittelwerte der auf Bardividenden basierenden Kursdifferenzen zwischen Cum- und Extag fUr die ge-
Die Bereinigung der Extagskurse um die allgemeine Marktentwicklung hat eine Reduzierung des Stichprobenumfangs von 7538 auf 7463 Dividendenzahlungen zur Folge. Die Hauptursache hierfur besteht darin, dass fur die nur regionalen Feiertage Fronleichnam und Maria Himmelfahrt keine Indexstande ftir den DAFOX vorliegen, wahrend bei einzelnen Aktien die Kurse von anderen Borse die fehlenden Kurse der Frankfurter Borse fur den Cum- bzw. Extag ersetzen. Vgl. Tabelle 4.3 oder Bay (1990), S. 153, Tabelle 6.
192
5 Empirische Untersuchung
nannten Teilperioden kaum voneinander. Allerdings scheinen die aktienindividuellen Pramien auf Basis von Bardividenden zumindest in einer Teilperiode stark zu streuen, denn der nichtparametrische Wilcoxon-Rangsummentest deutet auf statistisch signifikante Unterschiede in den Medianen beider Teilperioden hin. Da der Median der berechneten Pramien fur die Teilperiode 1978 bis 1989 0,933 betragt, liegen insbesondere in dieser Teilperiode AusreiBer nach unten, also zur Null gerichtet, vor. Der Median fiir die Teilperiode 1968 vor 1977 betragt 0,850.^^^ Bei der Interpretation der sehr geringen Anderung der durchschnittlich geschatzten Pramien auf Basis von Bardividenden bei EinfUhrung des Anrechnungsverfahrens muss jedoch beriicksichtigt werden, dass sich der aus dem Pramienwert berechenbare implizite Grenzsteuersatz des Grenzanlegers verandert hat. Im Einklang mit der Steuerhypothese und den Resultaten auf Basis der Bruttodividenden hat sich dieser von 20 % fiir die Teilperiode 1968 bis 1977 auf 49 % nach Gleichung (4.10) fur die Teilperiode 1978 bis 1989 erhoht. Die vorgenommene Gleichgewichtung der aktienindividuellen Pramien bei der Mittelwertberechnung in Tabelle A.8 ist Equivalent zu einer OLS-Schatzung. Sie bewirkt als Folge der Heteroskedastie der Residuen, dass die Resultate wesentlich starker von Aktien mit niedrigen Dividenden beeinflusst werden.'^^ Zur Beseitigung dieser Problematik bietet sich eine GLSSchatzung der Pramien nach Gleichung (5.18) an. Weiterhin konnen Verzerrungen der Schatzergebnisse auftreten, wenn mehrere Aktien an einem Tag Dividenden zahlen, da bei den betreffenden aktienindividuellen Pramien nicht mehr von der den Teststatistiken zugrunde liegenden Annahme der Unabhangigkeit der Ereignisse ausgegangen werden kann.^^^ Deshalb erfolgt eine Zusammenfassung der am selben Tag ausschtittenden Aktien zu einem Portefeuille, wobei der Cum- und Exkurs sowie der gezahlte Dividendenbetrag des Portefeuilles jeweils dem gleichgewichteten Durchschnitt der individuellen Werte entspricht.^^"^ Abbildung 5.5 gibt die Anzahl der gebildeten Portefeuille im Vergleich zu den einbezogenen Einzelwerten innerhalb der sechs Teilperioden des Untersuchungszeitraums an. Wie Tabelle A.9 zeigt, bewirkt die Einbeziehung von Portefeuilles anstelle von einzelnen Aktien durchschnittlich keine erheblichen Anderungen in den geschatzten Pramienwerten und in
'°' Mediane sind nicht in den Tabellen enthalten. '°^ SieheAbschnitt 4.2.1. '°^ Vgl. u.a. Wulff (2001), S. 127. '°^ Vgi. auch Bay (1990), S. 108.
193
5 Empirische Untersuchung
den ermittelten t-Werten. Die durchschnittlichen Pramien der einzelnen Teilperioden stehen im Einklang mit der Untersuchungshypothese 3. Zudem stimmen die aus den Pramienwerten berechenbaren impliziten Grenzsteuersatze des Grenzanlegers vorwiegend mit den Schatzergebnissen von Tabelle A.4 uberein. Der bei Zugrundelegung von Einzelwerten (von Portefeuilles) geschatzte implizite Grenzsteuersatz des Grenzanlegers betragt 19 % (18,2 %) fiir die Teilperiode 1968 bis 1977 und 40,9 % (38,4 %) fur die Teilperiode 1978 bis 1989. Fur den Zeitraum 1994 bis 2001 scheinen die Aktienkurse an Ausschuttungstagen durch Anleger mit einem marginalen Steuersatz von ca. 26 % (ca. 27 %) determiniert zu werden. Allerdings liegen die fiir die einzelnen Teilperioden ermittelten impliziten Grenzsteuersatze erheblich unter den relevanten Indifferenzsteuersatzen. Der auf Basis eines Regressionsmodells, welches fiir jede Teilperiode eine Dummy-Variable beinhaltet, durchgefiihrte F-Test zeigt statistisch signifikante Unterschiede bei den LFbergangen der Teilperioden im Zeitraum von 1978 bis 1998 auf, wobei der Ubergang von Teilperiode 1978 bis 1989 zu Teilperiode 1990 bis 1993 nur bei der Einbeziehung von Einzelwerten statistische Relevanz besitzt.
Abbildung 5.5: Einbezogene Anzahl an Einzelwerten und Portefeuilles fur die einzelnen Teilperioden 2500 ^ 2000 _ SI aN
1500 -
<
1000 500 -1
0DEinzelwerte H Portefeuilles
1
1
H
^H 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001
1
^H 2002
1679
2249
1043
1360
945
262
838
984
383
503
318
97
Teilperioden
194
5 Empirische Untersuchung
Anhand der Tabelle A. 10 ist erkennbar, dass die Schatzwerte ftir das durchschnittliche Verhaltnis zwischen Dividendenabschlag und Ausschiittungsbetrag mit Ausnahme von Teilperiode 1999 bis 2001^^^ nicht wesentlich von den Effekten unregelmaBig gehandelter Aktien beeinflusst wird. Die in dieser Tabelle angegebenen Pramien beruhen ausschlieBlich auf Aktien, deren Schlusskurse am Extag durch Handel zustande gekommen sind.^^^ Verzerrungen konnten bei einer undifferenzierten Einbeziehung aller verfugbaren Extagskurse dadurch entstehen, dass gestellte Kurse (insbesondere Taxkurse) in der Regel auf die Differenz zwischen dem Kurs am Cumtag und dem Bardividendenbetrag gesetzt werden. Diese „mechanischen" Kursanpassungen an Ausschiittungstagen sollte den Durchschnittswert der aktienindividuellen Pramie nach oben verzerren, also in Richtung des Werts eins. Die auf Basis von Handelskursen ermittelten jahrlichen Pramien ftir die Teilperiode 1999 bis 2001 sind jedoch hoher als die entsprechenden Schatzwerte in Tabelle A.9 Zudem unterscheiden sie sich nun statistisch signifikant von denen der vorangegangenen Teilperiode. Die in Tabelle A. 11 angegebenen geschatzten tJberrenditen am Ausschtittungstag nach Gleichung (5.21) bekraftigen ebenfalls die bisherigen Erkenntnisse. Innerhalb des gesamten Untersuchungszeitraums erzielten Aktien am Extag ihrer Dividende mit Einbeziehung der Korperschaftsteuergutschrift im Durchschnitt eine um 1,36 Prozentpunkte hohere Rendite als die nicht dividendenzahlenden Aktien. Die beim Ubergang der Teilperiode 1968 bis 1977 zur Teilperiode 1978 bis 1989 beobachtbare entgegengesetzte Veranderung der geschatzten Uberrenditen auf Basis von Bardividenden gegeniiber der Zugrundelegung von Bruttodividenden steht im Einklang mit der entsprechenden Prognose von Tabelle 5.1.^°^ Weiterhin ahneln die geschatzten Uberrenditen auf Basis von Bruttodividenden in Hohe von 0,68 % und von 1,87 % den von Bay (1990) ermittelten Renditen von 0,63 % fur die Zeitperiode 1966 bis 1977 und von 2 % fur die Zeitperiode 1978 bis 1988.^^^ Die geschatzten Uberrenditen ohne Berticksichtigung der Korperschaftsteuergutschrift ftir die Teilperioden 1978 bis 1989, 1990
Generell nachteilig fiir die aktienindividuelle Gegeniiberstellung der Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag und des Ausschiittungsbetrags in der Teilperiode ist, dass die erforderliche Umrechnung der in DM gezahlten Dividenden in Euro zu einem Betrag fUhren kann, der nicht bis zu einem Cent genau ist. Vgl. die allgemeinen Ausfuhrungen zu Marktmikrostruktureffekten in Abschnitt 4.2.3. Interessanterweise sind die fiir die Jahre 1999 bis 2002 verfugbaren Schlusskurse haufig keine Handelskurse. Deshalb reduzierte sich aufgrund der genannten Bedingung der Stichprobenumfang fiir diese Zeitperiode erheblich. Vgl. hierfur Tabelle A. 16. Da die Einteilung der Kurse in Handels- und Nichthandelskurse einheitlich iiber den gesamten Untersuchungszeitraum anhand der Kurszusatze durchgefiihrt wurde, fallen auch Aktien aus der Stichprobe heraus, bei denen im Laufe des Extags Transaktionen stattfanden. Vgl. auch die Ausfuhrungen beziiglich des Vergleichs der Resultate von Bay (1990) und Neuffer (1999) in Abschnitt 4.2.1. Bay (1990) bezieht keine Aktien von Versicherungsunternehmen ein.
5 Empirische Untersuchung
195
bis 1993, 1994 bis 1998 weichen teilweise deutlich von den empirischen Resultaten ftir die Untemehmen des DAXIOO von Neuffer (1999) ab.^^^ Jedoch ist in den Abweichungen kein Muster zu erkennen, das auf Unterschiede in der Preisbildung am Extag der Dividende zwischen DAXIOO-Untemehmen und kleineren unbekannteren Untemehmen schlieBen lassen wUrde. Bevor sich der nachfolgende Abschnitt detaillierter mit dem Dividendenabschlag deutscher Aktien beschaftigt, kann zusammenfassend festgestellt werden, dass die in diesem Anschnitt dargestellten Ergebnisse prinzipiell die im ersten Untersuchungsteil aufgezeigten Beziehungen zwischen Aktien- und Dividendenrenditen bekraftigen. Die bisherigen empirischen Ergebnisse stehen im Einklang mit der Steuerhypothese im Allgemeinen und mit der Untersuchungshypothese 3 im Speziellen. Dies weist darauf hin, dass die im ersten Untersuchungsteil (Abschnitt 5.4.2) beobachtete renditebeeinflussende Wirkung der Dividendenrendite auf die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen zuruckgefuhrt wirden kann. Zudem sind die aus den geschatzten Koeffizienten der Dividendenrendite resultierenden impliziten Grenzsteuersatze der Anleger in den einzelnen Teilperioden annahemd gleich mit den impliziten Grenzsteuersatzen der Grenzanleger, die sich aus der Pramie ableiten. Hinsichtlich der empirischen Relevanz der Untersuchungshypothese 5 konnen die miteinander im Einklang stehenden geschatzten impliziten Grenzsteuersatze der beiden Untersuchungsteile als Indiz gedeutet werden, dass der Effekt der Dividendenrendite auf die durchschnittliche Aktienrendite iiberwiegend am Extag hervorgerufen wird. Die in den Tabellen A.8 bis A. 10 angegebene Entwicklung der geschatzten Pramienwerte iiber die Teilperioden des Untersuchungszeitraums steht im Widerspruch zu den theoretischen Implikationen der Transaktionshypothese.^^^ Mit dem Inkrafttreten der Korperschaftsteuerreform von 1977 stieg die Vorteilhaftigkeit des so genannten Dividendenstrippings, da auslandische Anleger nicht zur Anrechnung von bereits gezahlter Korperschaftsteuer berechtigt waren.''^ Weiterhin stieg nach der Korperschaftsteuerreform von 1977, wie die Tabelle A.3 zeigt, die durchschnittliche Bruttodividendenrendite. Dies fuhrt ebenfalls zur Erhohung der Gewinnmoglichkeiten bei der Durchfuhrung einer kurzfristigen Handelsstrategie. Entspre-
Siehe hierfur und fUr die Resultate anderer Untersuchungen des deutschen Kapitalmarkts Tabelle 4.3. '•^ Vgl. Abschnitt 3.2.4. ' " Vgl. u.a. Stremplat (1999), Seller (2000) und Lishaut (2000).
196
5 Empirische Untersuchung
chend der Transaktionshypothese sollte demnach der um den Extag stattfindende, steuermotivierte Handel eine Angleichung der Kursdifferenz an den gezahlten Dividendenbetrag bewirken. Die Pramie sollte sich dem Wert eins nahem. Im Gegensatz dazu fallt die Pramie beim Ubergang von der Teilperiode 1968 bis 1977 zur Teilperiode 1978 bis 1989 erheblich. Ebenso hat die am 1. Januar 1994 in Kraft getretene Einfiihrung des § 50c Abs. 10 EStG a.F. im Rahmen des Standortsicherungsgesetzes von 1993/^^ welcher die Attraktivitat der Durchfiihrung von Stripping-Geschaften bei borsennotierten Aktien bedeutend senkte, nicht die erwartete Reduzierung der Pramie zur Folge. Bay (1990) fUhrt an, dass Pramienwerte von mindestens 0,8 bei durchschnittlichen Dividendenrenditen im Einklang mit der Transaktionshypothese stehen.^^^ Da sich im Allgemeinen die Transaktionskosten in den neunziger Jahren des letzten Jahrhunderts fur alle Anleger reduziert haben, impliziert die Transaktionshypothese fur diesen Zeitraum noch hohere Pramienwerte. Steuerlich bedingte Bewertungsunterschiede am Extag der Dividende stellen insbesondere fiir Akteure mit den niedrigsten Transaktionskosten (z.B. Borsenmitgliedem und Banken) einen Handlungsanreiz dar.*^"^ Bei Transaktionen von Banken auf eigene Rechnung fallt in der Regel pro Auftrag nur die Courtage an, die im Untersuchungszeitraum von 0,08 % auf 0,06 % des Kurswerts gesenkt wurde. Nach Gleichung (3.22) sollten sich demnach bei einer unterstellten Dividendenrendite von 3,5 % Pramienwerte zwischen 0,954^^^ und 0,966 ergeben. Die geschatzten Werte fiir die Pramien sind fiir alle Teilperioden ab 1978 teilweise deutlich niedriger als die prognostizierten Werte. Auch liegen nach Tabelle A. 16 die durchschnittlichen Pramien fiir die Aktien mit hohen Dividendenrenditen (Dividendenklasse 9 und 10) tendenziell unter 0,8. Dagegen iibersteigen die ermittelten durchschnittlichen Pramien fiir die Teilperiode 1968 bis 1977 den erwarteten Wert 0,8.
"^ § 50c EStG a.F. wurde bei Einfiihrung des Halbeinkiinfteverfahrens gestrichen. •'^ Vgl. Bay (1990), S. 57 und 106. Dabei unterstellt er einen Transaktionskostensatz rvon ca. 0,35 %. ''"* 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 Hohe der gesamten Transaktionskosten fiir die achtziger Jahre an. Aktuell betragen die Transaktionskosten durch den Wegfall der Borsenumsatzsteuer im Jahr 1991 zwischen 0,5 % und 2 %. •'^ Dieser Wert bestimmt sich aus l-[2*0,0008*(l/0,035)].
5 Empirische Untersuchung
197
5.4.3.2 Detaillierte Analyse Tabelle A. 12 weist die durchschnittlichen Pramienwerte fur die einzelnen Kalendermonate der sechs Teilperioden aus. Bei Giiltigkeit der Steuerhypothese sollte fiir jeden Monat einer Teilperiode ein gleichwertiges Verhaltnis der Kursreaktion am Extag zum gezahlten Dividendenbetrag beobachtbar sein. Die auf Basis eines Regressionsmodells, welches fiir jeden Monat eine Dummy-Variable umfasst, durchgefuhrten F-Tests finden fiir alle Teilperioden, ausgenommen die Teilperiode 2002, auf einem Niveau von 10 % statistisch signifikante Unterschiede zwischen den ermittelten Pramien. Diese mitunter stark schwankenden Pramienwerte fur die einzelnen Monate der Teilperioden scheinen folglich nicht im Einklang mit den angenommenen Steuerwirkungen zu stehen. Den Einfluss des Wochentags auf die Schatzwerte des relativen Dividendenabschlags zeigt Tabelle A. 13. Die fiir die Wochentage angegebenen Pramienwerte sind fast alle auf einem Niveau von 5 % statistisch signifikant von Eins verschieden und weichen nicht erheblich voneinander ab. Statistisch signifikante Unterschiede zwischen den Wochentagen treten nach dem F-Test insbesondere bei der Betrachtung des gesamten Untersuchungszeitraums auf. Allerdings bestehen keine Hinweise darauf, dass der so genannte „Montagseffekt" einen Einfluss auf die geschatzten Pramien hat.^^^ Als Montagseffekt wird die Beobachtung bezeichnet, dass Aktien an diesem Wochentag im Durchschnitt niedrigere Renditen erzielen als an den anderen Tagen der Woche.'^^ Ubertragen auf die ermittelten Pramien, mussten diese an Montagen durchschnittHch hohere Werte besitzen als an den anderen Wochentagen. Wie Tabelle A. 14 veranschaulicht, wird die Preisbildung am Extag der Dividende im Allgemeinen nicht wesentlich von der Branche der ausschuttenden Aktie beeinflusst. Eine Ausnahme hiervon bildet die Teilperiode 1978 bis 1989 mit einem durchschnittlichen Quotienten der Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag zum Dividendenbetrag in Hohe von 0,3319 bei Versicherungsuntemehmen. Der implizite Grenzsteuersatz des diesbeziiglichen Grenzanlegers nach dem Modell von Elton/Gruber (1970) betragt somit 66,81 % und iibersteigt den damals geltenden Hochstsatz von 56 % bei deutschen Privatanlegem erheblich. Dagegen liegen die geschatzten impliziten Grenzsteuersatze der Grenzanleger bei den Aktien der anderen beiden Branchen fur jede Teilperiode unter den jeweils relevanten Spitzensteuersatzen.''^ Im Ein-
Vgl. auch Eades/Hess/Kim (1984), S. 24. Vgl. u.a. Gibbons/Hess (1981). Vgl. Tabelle 2.1.
198
5 Empirische Untersuchung
klang mit den Ergebnissen von Bay (1990) werden bei den Banken bis zum Jahr 1998 die hochsten Pramienwerte geschatzt.^^^ Allerdings sind die Abweichungen teilweise zu gering, um Schlussfolgerungen iiber Besonderheiten in den steuerlichen Merkmalen der Grenzanleger Ziehen zu konnen, die in den einzelnen Branchen preisbestimmend sind. Im Gegensatz zu diesen Resultaten zeigen sich erhebliche Unterschiede in den ermittelten Pramien, wenn eine Einteilung nach der Aktiengattung in Stamm- und Vorzugsaktien erfolgt. Vorzugsaktien deutscher Pragung haben insbesondere gegentiber den Stammaktien einen Dividendenvorzug und zusatzlich in der Regel eine Mehrdividende. Sie besitzen grundsatzlich kein Stimmrecht.*^^ Die in Tabelle A. 15 angegebenen durchschnittlichen Dividendenrenditen von Vorzugsaktien sind bis auf die Teilperiode 1999 bis 2001 hoher als die Dividendenrenditen von Stammaktien.^^^ Jedoch sinkt der Kurs am Extag bei Vorzugsaktien in alien Teilperioden um einen deutlich geringeren Dividendenanteil als bei Stammaktien.^^^ Die geschatzten impliziten Grenzsteuersatze des Grenzanlegers bei Vorzugsaktien tibersteigen die relevanten Spitzensteuersatze der Einkommensteuer. Dieses Resultat steht im Widerspruch zu der Steuerklientel-Hypothese, nach der Anleger mit niedrigeren Grenzsteuersatzen vorwiegend Aktien mit hohen Dividendenrenditen, also Vorzugsaktien, besitzen soUten. Der nachste Abschnitt widmet sich intensiver der Fragestellung, ob sich die Preisbildung am Extag der Dividende bei Aktiengruppen mit unterschiedlichen Dividendenrenditen entsprechend der Steuerklientel-Hypothese unterscheidet.
5.4.3.3 Steuerklientel-Effekte Im Rahmen der nachfolgenden Untersuchungen wird die durchschnittliche Abweichung der Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag von dem gezahlten Dividendenbetrag separat fiir einzelne anhand der Dividendenrendite gebildete Aktiengruppen betrachtet. Dieser Vorgehensweise liegt somit vorab keine Annahme iiber die funktionale Beziehung zwischen den Dividendenrenditen und den Pramien bzw. den Renditen von Aktien zugrunde. Die empirischen
''^ Vgl. Bay (1990), S. 110 und S. 160-161, Tabelle 13. ^^^ Vgl. zu den rechtlichen Rahmenbedingungen deutscher Vorzugsaktien Ehrhardt/Daske (2002). '^' Da alle im Frankfurter amtlichen Handel notierten Stammaktien ebenfalls alien im Frankfurter amtlichen Handel notierten Vorzugsaktien gegeniibergestellt werden, beziehen sich samtliche nachfolgenden Aussagen immer auf Stammaktien und Vorzugsaktien als unterschiedliche Aktiengruppen und nicht als Gattungen des gleichen Unternehmens. '^^ Demgegenuber stellen Eades/Hess/Kim (1984), S. 12-13, im Einklang mit der Steuerklientel-Hypothese fiir den US-amerikanischen Kapitalmarkt fest, dass der Kurs bei Vorzugsaktien um einen hdheren Betrag als die gezahlte Dividende fallt.
5 Empirische Untersuchung
199
Ergebnisse stimmen mit den theoretischen Aussagen der Steuerklientel-Hypothese iiberein, wenn die Pramien mit steigenden Dividendenrenditen wachsen. Im Gegensatz dazu wird bei der Ubeq)rufung von Steuerklientel-Effekten in Abschnitt 5.4.2.4 eine steigende konkave Beziehung zwischen durchschnittlichen Aktien- und Dividendenrenditen unterstellt.^^^ Aufgrund dieser unterschiedlichen Untersuchungsansatze sind zwar die Schlussfolgerungen, aber nicht die Resultate direkt miteinander vergleichbar.^^'* Die dividendenzahlenden Aktien werden in jedem Jahr nach der Hohe ihrer (gegenwartigen) Dividendenrendite in zehn relativ gleich groBe Gruppen eingeteilt, wobei die erste Klasse die Aktien mit den niedrigsten und die zehnte Klasse die Aktien mit den hochsten Dividendenrenditen umfasst. Die durchschnittlichen Dividendenrenditen und Pramienwerte dieser zehn Dividendenklassen in den vier Teilperioden des Untersuchungszeitraums^^^ zeigt das Panel A der Tabelle A. 16. In Ubereinstimmung mit den Resultaten von Bay (1990) besteht wahrend der Gtiltigkeit des Anrechnungsverfahrens, Teilperioden 1978 bis 1993 und 1994 bis 2001, ein statistisch hochsignifikanter positiver Zusammenhang zwischen der Dividendenrendite und der geschatzten Pramie. Die Pramienwerte wurden mit Hilfe des OLS-Schatzers in Gleichung (5.15) ermittelt, da der mogHcherweise verzerrende Einfluss der Aktien mit kleinen Dividendenrenditen auf die angegebenen Mittelwerte in den einzelnen Dividendenklassen gering ausfallen sollte. Allerdings gilt dieses nicht fur die erste Dividendenklasse, welche die Aktien mit den niedrigsten Dividendenrenditen umfasst. Wahrend Bay (1990) fiir Aktien mit den niedrigsten Dividendenrenditen relativ hohe Pramienwerte erhalt/^^ weisen diese bei der vorliegenden Untersuchung mit Ausnahme der Zeitperiode 1968 bis 1977 und Jahres 2002 ungewohnlich niedrige Pramienwerte auf.^^^ Obwohl die Testverfahren eine schwachere Beziehung zwischen Pramie und Dividendenrendite fur die Teilperiode 1968 bis 1977 anzeigen, ist der geschatzte implizite Grenzsteuersatz
Die Ergebnisse von Neuffer (1999), S. 63-70, weisen auf eine konkave Funktion der Uberrendite am Extag von der Dividendenrendite hin. '^'^ Die diesem Abschnitt zugrunde liegende Methodik ist an Bay (1990) angelehnt, urn eine Vergleichbarkeit mit seinen Resultaten zu gewahrleisten. Da die Einteilung des Untersuchungszeitraums in sechs oder in vier Teilperioden keinen wesentlichen Einfluss auf die Resultate bezuglich der Existenz von Steuerklientel-Effekten besitzt, wird der Einteilung in vier Teilperioden aus Griinden der Ubersichtlichkeit der Vorzug gegeben. '^^ Vgl. Bay (1990), S. 105, und S. 156, Tabelle 9. Diese Resultate sind insbesondere auf wenige AusreiBer zuriickzufuhren. So steigt z.B. die durchschnittliche Pramie der ersten Dividendenklasse in der Teilperiode 1978-1993 von 0,2234 auf 0,4056, wenn die zwei kleinsten Pramienwerte vernachlassigt werden.
200
5 Empirische Untersuchung
des Grenzanlegers bei den unteren ftinf Dividendenklassen im Einklang mit der Untersuchungshypothese 6 hoher als bei den oberen ftinf. Generell ist jedoch bei der Interpretation der Resultate zu beachten, dass die moglicherweise durch die marginale Steuerbelastung des Grenzanlegers verursachte Abweichung zwischen der Kursdifferenz und dem Dividendenbetrag am Extag bei Aktien mit hohen Dividendenrenditen deutlicher beobachtet werden kann als bei denen mit niedrigen Dividendenrenditen. Hierauf deutet auch die mit steigender Dividendenrendite sinkende Streuung der aktienindividuellen Pramienwerte in alien Teilperioden bin. Der im Vergleich zur Teilperiode 1968 bis 1977 starkere negative Zusammenhang zwischen impliziten Grenzsteuersatzen der Grenzanleger und der Dividendenrendite in den Teilperioden 1978 bis 1993 und 1994 bis 2001 konnte damit begrundet werden, dass die Spannweite der marginalen Steuersatze von dividendennachfragenden Anlegem nach der Korperschaftsteuerreform von 1977 gestiegen ist. Denn nach der Einfuhrung des Anrechnungsverfahren sollten auch Anleger mit hoheren Grenzsteuersatzen dividendenzahlende Aktien nachfragen. Die in Panel B der Tabelle A. 16 enthaltenen durchschnittlichen Pramien fiir ftinf gebildete Dividendenklassen bei ausschlieBlicher Einbeziehung von Handelskursen der ausschuttenden Aktien am Extag bestatigen die Resultate des Panels A. Zudem ist aus beiden Panels erkennbar, dass sich im Zeitverlauf die Spannweite der durchschnittlichen Dividendenrenditen uber die zehn Dividendenklassen erhoht hat. Insgesamt konnen die Resultate der Tabelle A. 16 und der Tabelle 5.8 als Hinweise auf die Existenz von Steuerklienteln wahrend der Gtiltigkeit des Anrechnungsverfahrens im Zeitraum 1978 bis 2002 interpretiert werden. Demgegentiber scheinen keine Steuerklientel-Effekte im Zeitraum vor der Korperschaftsteuerreform von 1977 vorzuliegen. Da keine Aussagen tiber die Relevanz der Steuerklientel-Hypothese wahrend der Gtiltigkeit des Halbeinktinfteverfahrens auf Basis der Resultate ftir das Jahr 2002 getroffen werden konnen, bleibt dieses zuktinftigen Untersuchungen tiberlassen.
201
6
Zusammenfassung
Die vorliegende Arbeit untersucht detailliert die Beziehungen zwischen Renditen und Dividenden deutscher Aktien fur den Zeitraum von 1968 bis 2002. Im Mittelpunkt der Betrachtungen steht dabei, ob die auf Untemehmensebene und auf Anlegerebene zu leistenden Korperschaft- bzw. Einkommensteuem die beobachteten Abhangigkeiten zwischen Aktien- und Dividendenrenditen hervorrufen konnen. Die Beantwortung dieser Fragestellung hat vor allem fur die Portefeuilleentscheidungen von privaten und institutionellen Anlegem sowie fur die Finanzierungsentscheidungen von Untemehmen groBe Bedeutung. Zudem kann sie zur Klarung der bisher in der Finanzierungstheorie noch ungelosten Fragen beitragen, welches Kapitalmarktgleichgewichtsmodell die ReaHtat am besten beschreibt und ob der Marktwert des Eigenkapitals von Untemehmen von ihrer Dividendenpolitik abhangt. Der deutsche Kapitalmarkt ist insbesondere im betrachteten Zeitraum fUr Analysen von steuerlich bedingten Zusammenhangen zwischen Renditen und Dividenden von Aktien besser geeignet als der US-amerikanische Kapitalmarkt: Zum einen war die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen auf Anlegerebene in Deutschland wesentlich starker ausgepragt als auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt, fiir den bisher die meisten empirischen Untersuchungen vorliegen. Zum anderen unterschieden sich die auf dem deutschen und US-amerikanischen Kapitalmarkt geltenden Steuersysteme voneinander. So wurden auf dem deutschen Kapitalmarkt - im Gegensatz zum US-amerikanischen Kapitalmarkt - einbehaltene und ausgeschtittete Gewinne auf Untemehmensebene bis zum Jahr 2001 unterschiedlich stark besteuert. Weiterhin konnen Einflusse von Andemngen in den steuerlichen Rahmenbedingungen auf die Renditewirkung der Dividendenrendite anhand der im Untersuchungszeitraum durchgefiihrten Steuerreformen analysiert werden. Nach Litzenberger/van Home (1978) hat die Dividendenpolitik einer einzelnen Untemehmung im Rahmen des auf dem deutschen Kapitalmarkt im Zeitraum von 1977 bis 2000 geltenden Vollanrechnungsverfahrens keinen Einfluss auf ihren Marktwert, wenn der marginale Einkommensteuersatz des Grenzanlegers fiir Dividenden gleich dem Korperschaftsteuersatz fiir einbehaltene Gewinne ist. Fine Erhohung bzw. Senkung des Korperschaftsteuersatzes auf einbehaltene Gewinne sollte demnach eine Anderung des marginalen Einkommensteuersatzes des Grenzanlegers bewirken. Von dieser Anpassung sollte ein indirekter Einfluss auf die Beziehungen zwischen Renditen und Dividenden deutscher Aktien ausgehen. Ebenso konnen sich Steuersystemwechsel, z.B. der IJbergang vom klassischen Korperschaftsteuersystem zum Vollanrechnungsverfahren im Jahr 1977 und anschlieBend zum Halbeinkunfteverfahren im
202
Zusammenfassung
Jahr 2001, auf die Abhangigkeit der Aktienrendite von der Dividendenzahlung auswirken. Entsprechend dieser Argumentation wird der gesamte Untersuchungszeitraum zur Analyse dieser indirekten Steuereffekte in verschiedene Teilperioden gegliedert. Die durchgefuhrten empirischen Untersuchungen der Zusammenhange zwischen Renditen und Dividenden deutscher Aktien basieren auf zwei unterschiedlichen theoretischen Ansatzen. Den Querschnittsuntersuchungen nach der Methode von Fama/MacBeth (1973) im ersten empirischen Untersuchungsteil liegt das Steuer-CAPM von Brennan (1970) zugrunde, das die Einkommensteuerbelastung auf Anlegerebene beriicksichtigt. Entsprechend dem SteuerCAPM sollte sich die risikoangepasste Vorsteuerrendite von Anlegem mit steigender Dividendenrendite erhohen, falls Dividenden steuerlich hoher belastet werden als Kursgewinne. Nachfolgend werden die wichtigsten Ergebnisse des ersten Untersuchungsteils zusammengefasst: - Fur den gesamten Untersuchungszeitraum von 1968 bis 2002 sowie fiir die gebildeten Teilperioden besitzt die Dividendenrendite einen positiven Einfluss auf die risikoangepasste Rendite vor Steuem. Dieser ist fiir den gesamten Zeitraum sowie fiir die Teilperioden 1968 bis 1977, 1978 bis 1989, 1990 bis 1993 und 1994 bis 1998 okonomisch und statistisch hochsignifikant (Hypothese 1). - Die fiir die einzelnen Teilperioden geschatzten Koeffizienten der Dividendenrendite weichen teilweise erheblich voneinander ab und sind fiir die Teilperioden 1968 bis 1977 und 1978 bis 1989 auf einem Signifikanzniveau von unter 1 % statistisch hochsignifikant voneinander verschieden. Dabei scheint eine Reduzierung bzw. Erhohung der Besteuerung von einbehaltenen im Vergleich zu ausgeschiitteten Gewinnen auf Untemehmensebene eine Verringerung bzw. Steigerung des Renditeeinflusses von Dividenden zu bewirken (Hypothese 2). - Die ermittelten Beziehungen zwischen Aktien- und Dividendenrenditen werden nicht wesentlich von der zugrunde liegenden Definition der Dividendenrendite und dem angewendeten Schatzverfahren beeinflusst. - Im Gegensatz zu den Resultaten von Kalay/Michaely (2000) fiir den US-amerikanischen Kapitalmarkt wird auch bei der ausschlieBlichen Einbeziehung von Aktien, die im jeweils betrachteten Monat Dividenden zahlen, sowohl fiir den gesamten Untersuchungszeitraum als auch fiir die Teilperiode 1978 bis 1989 ein auf einem Signifikanzniveau von 1 % sta-
Zusammenfassung
203
tistisch signifikanter Koeffizient der Dividendenrendite geschatzt. Allerdings ist dieser fiir die Teilperioden 1994 bis 1998, 1999 bis 2001 und 2002 deutlich geringer. - In Nichtausschtittungsmonaten wird ebenfalls fiir alle Teilperioden ein positiver Koeffizient fiir die Dividendenrendite ermittelt. Dieser ist jedoch wesentlich kleiner als der geschatzte Wert in Ausschiittungsmonaten und nur fur die Teilperiode 1978 bis 1989 sowie fur den gesamten Untersuchungszeitraum statistisch signifikant (Hypothese 4). - Fiir den gesamten Untersuchungszeitraum und fur die Teilperioden 1978 bis 1993 und 1994 bis 2001 konnen Steuerklientel-Effekte ermittelt werden (Hypothese 6). - Eine Risikoanpassung auf Basis des von Fama/French (1993) vorgeschlagenen Dreifaktorenmodells hat einen Einfluss auf die geschatzte renditebeeinflussende Wirkung der Dividendenrendite, aber nicht auf die Schlussfolgerungen beziiglich der steuerlichen Einflusse (Hypothese 7). Die empirischen Resultate konnen folglich als ein deutlicher Hinweis auf einen steuerlich bedingten Zusammenhang zwischen der durchschnittlichen (Vorsteuer-)Rendite und der Dividendenrendite interpretiert werden. Somit scheint das Steuer-CAPM das Renditeverhalten von deutschen Aktien im Untersuchungszeitraum betrachtlich besser abzubilden als das StandardCAPM. Dem zweiten Untersuchungsteil liegt das Modell von Elton/Gruber (1970) beziiglich der Preisbildung am Ausschiittungstag der Dividende zugrunde, wonach die marginalen Einkommensteuersatze des Grenzanlegers fiir Dividenden und Kursgewinne den Dividendenabschlag bestimmen. Die durchgefiihrten Analysen basieren hauptsachlich auf dem aktienindividuellen Verhaltnis der um Markteinfliisse bereinigten Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag zum ausgeschiitteten Dividendenbetrag, welches kurz als Pramie bezeichnet wird. Die wichtigsten Ergebnisse des zweiten Untersuchungsteils konnen wie folgt zusammengefasst werden: - In jedem Jahr des Untersuchungszeitraums ist der Kursriickgang am Ausschiittungstag der Dividende im Durchschnitt geringer als der gezahlte Dividendenbetrag. - Die aus den geschatzten Pramienwerten ermittelbaren impliziten Grenzsteuersatze des Grenzanlegers fiir die einzelnen Teilperioden stehen im Einklang mit den jeweils tatsachlich vorliegenden steuerlichen Gegebenheiten.
204
Zusammenfassung
- Die im Untersuchungszeitraum durchgefuhrten Steuerreformen scheinen im Allgemeinen einen Einfluss auf den Dividendenabschlag am Ex tag zu besitzen. Der geschatzte implizite Grenzsteuersatz des Grenzanlegers fallt bzw. steigt bei einer Reduzierung bzw. Erhohung der steuerlichen Belastung einbehaltener Gewinne im Vergleich zu ausgeschtitteten Gewinnen (Hypothese 3). - Die geschatzten Pramienwerte sind relativ robust sowohl bezuglich der Einbeziehung von Einzel- oder Portefeuilledaten als auch bezuglich der Anwendung eines OLS- oder GLSSchatzverfahrens. Ebenfalls beeinflusst die ausschlieBliche Einbeziehung von Handelskursen die Resultate nicht wesenthch. - Die Betrachtung der durchschnittlichen Uberrenditen von Aktien am Ausschiittungstag der Dividende bestatigt die ermittelten Resultate auf Basis der Pramienwerte. - Im Einklang mit der Steuerklientel-Hypothese wird fUr Aktien mit hohen Dividendenrenditen eine niedrigere durchschnittliche Pramie und somit ein hoherer impliziter Grenzsteuersatz ermittelt als fUr Aktien mit niedrigen Dividendenrenditen (Hypothese 6). Die Resultate dieses Untersuchungsteils stehen im Einklang mit den Implikationen des Modells von Elton/Gruber (1970). Demnach scheinen steuerliche Effekte die im Vergleich zum Dividendenbetrag zu geringe Kurssenkung am Ausschiittungstag zu bewirken. Die vergleichende Betrachtung der Resultate beider Untersuchungsteile bekraftigt weiterhin die Hinweise auf einen steuerlich verursachten Zusammenhang zwischen Renditen und Dividenden deutscher Aktien. Der im Rahmen von Querschnittsuntersuchungen ermittelte Erklarungsbeitrag der Dividendenrendite fiir die monatlichen Renditedifferenzen von Aktien stimmt im Umfang mit der beobachteten Uberrendite am Ausschiittungstag der Dividende iiberein (Hypothese 5). Bei der Ableitung weiterer Schlussfolgerungen auf Basis einer Gegeniiberstellung der empirischen Ergebnisse beider Modellansatze miissen die ihnen zugrunde liegenden unterschiedlichen Annahmen beachtet werden. Aufgrund der geringen Anzahl von Beobachtungen fiir den Zeitraum nach der Steuerreform 2000 besitzen diese Resultate nur eine geringe Aussagekraft beziiglich der steuerlichen Auswirkungen auf die Beziehungen von Renditen und Dividenden deutscher Aktien in einem klassischen Korperschaftsteuersystem in Verbindung mit einem einkommensteuerlichen Halbeinkiinfteverfahren. Eine detaillierte Analyse dieser Zusammenhange bleibt nachfolgenden Untersuchungen vorbehalten. Die Einfuhrung des Halbeinkiinfteverfahren stellt eben-
Zusammenfassung
205
falls einen interessanten Untersuchungsgegenstand im Rahmen von Analysen des Dividendenabschlags am Ausschuttungstag dar. Dabei konnten die Pramien bzw. Uberrenditen sowohl bei Verwendung von Eroffnungs- als auch von Schlusskursen am Extag der Dividende ermittelt und miteinander verglichen werden. Femer ware eine vertiefende Betrachtung des Renditeeffekts der Dividendenrendite bei Verwendung des Dreifaktorenmodells von Fama/ French (1993) iiber verschiedene Zeitperioden sinnvoll. Diese wiirde zusatzliche Hinweise auf die empirische Gtiltigkeit des Dreifaktorenmodells auf dem deutschen Kapitalmarkt und fur die Beantwortung der Frage geben, welches Kapitalmarktgleichgewichtsmodell die Renditen deutscher Aktien am besten beschreibt.
207
Literaturverzeichnis Alberth, M.R. (1998), US-amerikanische Glaubigerbilanzen durch Covenants in Vertragen, der Versuch einer weltweiten Kategorisierung der Rechnungslegung und Folgen fur die intemationale Harmonisierungsdiskussion, Zeitschrift filr Betriebswirtschaft
68, Heft 8:
803-824. Allen, F./Bemardo, A.E.AVelch, I. (2000), A theory of dividends based on tax clienteles, Journal of Finance 55, No. 6: 2499-2536. Allen, F./Michaely, R. (2001), Payout policy, Working paper Wharton School, veroffendicht in: Constantinides, G. u.a. (Hrsg.), Handbook of the Economics of Finance, NorthHolland, Amsterdam. Amihud, Y./Murgia, M. (1997), Dividends, Taxes, and Signaling: Evidence from Germany, Journal of Finance 52, No. 1: 397-408. Angel, J.J. (1997), Tick size, share prices, and stock spits. Journal of Finance 52, No. 2: 655681. Arrow, K.J. (1971), Essays in the theory of risk-bearing, North-Holland, Amsterdam. Auerbach, A. (1979), Wealth maximization and the cost of capital, Quarterly Journal of Economics 93, No. 3: 433-446. Bagwell, L.S./Shoven, J.B. (1989), Cash distributions to shareholders. Journal of Economic Perspectives ?>, No. 3: 129-140. Baker, M./Wurgler, J. (2004), A catering theory of dividends. Journal of Finance 59, No. 1: 271-288. Bali, R./Hite, G.L. (1998), Ex dividend day stock price behavior: discreteness or tax-induced clienteles. Journal of Financial Economics 47, No. 2: 127-159. Bamberg, G./Baur, F. (1993), Statistik, 8. uberarbeitete und erweiterte Auflage, Oldenbourg, Miinchen. Banz, R. (1981), The relationship between return and market value of common stocks, Journal of Financial Economics 9, No. 1: 3-18. Barber, B.M./Lyon, J.D. (1997), Detecting long-run abnormal stock returns: The empirical power and specification of test statistics. Journal of Financial Economics 43, No. 3: 341-372.
208
Literaturverzeichnis
Barclay, MJ. (1987), Dividends, taxes, and common stock prices - The ex-dividend day behavior of common stock prices before the income tax. Journal of Financial Economics 19, No. 1:31-44. Bartholdy, J./Brown, K. (1999), Ex-dividend day pricing in New Zealand, Accounting and Finance39,No. 2: 111-129. Bartov, E./Krinsky, I./Lee, J. (1998), Evidence on how companies choose between dividends and open-market stock repurchases. Journal of Applied Corporate Finance 11, No. 1: 89-96. Basu, S. (1977), Investment performance of common stocks in relation to their price-earnings ratios: A test of the efficient market hypothesis. Journal of Finance 32, No. 3: 663-682. Bauer, M. (1995), Glaubigerschutz durch eine formelle Nennkapitalziffer - Kapitalgesellschaftsrechtliche Notwendigkeit oder uberholtes Konzept?, Frankfurter wirtschaftsrechtliche Studien, Band 23, Lang, Frankfurt am Main. Bay, W. (1990), Dividenden, Steuem und Steuerreformen: Ein intemationaler Vergleich, Deutscher Universitats-Verlag, Wiesbaden. Bay, W./Stehle, R. (1990), Elimination of the double taxation of dividends: Is the German experience relevant for the USA?, Working paper, Universitat Augsburg. Behm, U./Zimmermann, H. (1993), The Empirical Relationship between Dividends and Earnings in Germany, Zeitschrift fUr Wirtschafts- und Sozialwissenschaften 113: 225-254. Bell, L./Jenkinson, T. (2002), New evidence of the impact of dividend taxation and on the identity of the marginal investor, Journal of Finance 57, No. 3: 1321-1346. Benartzi, S./Michaely, R./Thaler, R. (1997), Do Changes in Dividends Signal the Future or the Past, Journal of Finance 52, No. 3: 1007-1034. Bhardwaj, R.K./Brooks, L.D. (1999), Further evidence on dividend yields and the ex-dividend day stock price effect. Journal of Financial Research 11, No. 4: 503-514. Bhattacharya, S. (1979), Imperfect information, dividend policy, and 'The bird in the hand' fallacy. Bell Journal of Economics 10, No. 1: 259-270. Bierman, H.AVest, R. (1966), The acquisition of common stock by the corporate issuer. Journal of Finance 21, No. 4: 687-696. Black, F. (1972), Capital market equilibrium with restricted borrowing, Journal of Business 45, No. 3: 444-455. Black, F. (1976), The dividend puzzle. Journal of Portfolio Management 1, No. 2: 5-8.
Literaturverzeichnis
209
Black, F./Jensen, M.C./Scholes, M. (1972), The Capital Asset Pricing Model: Some empirical tests, in: Jensen, M.C. (Hrsg.), Studies in the theory of capital markets, Praeger, New York: 79-121. Black, F./Scholes M. (1974), The effects of dividend yield and dividend policy on common stock prices and returns, Journal of Financial Economics 1, No. 1: 1-22. Blouin, J.L./Raedy, J.S./Shackelford, D.A. (2004), The initial impact of the 2003 reduction in the dividend tax rate, NBER Working paper. Blume, M.E. (1980), Stock returns and dividend yields: Some more evidence. Review of Economics and Statistics 62, No. 4: 567-577. Bocking, H.-J. (2001), IAS fiir Konzem- und Einzelabschluss?, Die Wirtschaftspriifung
54,
Nr. 24: 1433-1440. Booth, L.D./Johnston, D.J. (1984), The ex-dividend day behavior of Canadian stock prices: Tax changes and clientele effects, Journal of Finance 39, No. 2: 457-476. Boyd, J.H./Jagannathan, R. (1994), Ex-dividend price behavior of common stocks. Review of Financial Studies 7, No. 4: 711-741. Brav, A./Graham, J.R./Harvey, C.R./Michaely, R. (2005), Payout policy in the 21'^ century. Journal of Financial Economic 11, No. 3: 483-527. Brennan, M.J. (1970), Taxes, market valuation and corporate financial policy. National Tax Journal 23,No. 4: 411-427. Brickley, J. (1983), Shareholder wealth, information signalling and the specially designated dividend: An empirical study. Journal of Financial Economics 12, No. 2: 187-209. Brown, J.R./Liang, N.AVeisbenner, S. (2004), Executive financial incentives and payout policy: Firm responses to the 2003 dividend tax cut, SSRN Working paper. Brown, S.J./Wamer, J.B. (1980), Measuring security price performance. Journal of Financial Economics 8, No. 3: 205-258. Brown, S.J.AVamer, J.B. (1985), Using daily stock returns - The case of event studies. Journal of Financial Economics 14, No. 1:3-31. BT-Drucksache 14/8769: 5-30. Buning, H./Trenkler, G. (1994), Nichtparametrische statistische Methoden, 2. vollig neu bearbeitete Auflage, de Gruyter, Berlin.
210
Literaturverzeichnis
Campbell, J.A./Beranek, W. (1955), Stock price behavior on ex-dividend dates, Journal of Finance 10, No.4: 425-429. Capitelli, R. (1989), Dividenden, Steuem und Aktienpreise: Theorie und empirische Ergebnisse fiir die Schweiz, Bemer Beitrage zur Nationalokonomie, Band 57, Haupt, Bern. Cass, D./Stiglitz, J.E. (1970), The structure of investor preferences and asset returns, and separability in portfolio allocation: A contribution to the pure theory of mutual funds, Journal of Economic Theory 2, No. 2: 122-160. Chan, K.C./Chen, N.-F. (1988), An unconditional asset-pricing test and the role of firm size as an instrumental variable for risk, Journal of Finance 43, No. 2: 309-325. Chan, L.K.C./Hamao, Y./Lakonishok, J. (1991), Fundamentals and stock returns in Japan, Journal of Finance 46, No. 5: 1739-1764. Chen, N.-F./Grundy, B./Stambaugh, R.F. (1990), Changing risk, changing risk premiums, and dividend yield effects, Journal of Business 63, No. 1 (Part 2): 51-70. Christie, W.G. (1990), Dividend yield and expected returns. Journal of Financial Economics 2S,No. 1-2:95-125. Cloyd, C.B./Li, O.Z./Weaver, CD. (2004), Ticks and tax: The joint effects of price discreteness and taxation on ex dividend day returns, SSRN Working paper. Coenenberg, A.G. (2003), Jahresabschluss und Jahresabschlussanalyse, 19. vollig iiberarbeitete und erweiterte Auflage, Schaffer-Poeschel, Stuttgart. Cohen, K.J./Hawawini, G.A./Maier, S.F./Schwartz, R.A.AVhitcomb, D.K. (1983), Friction in the trading process and the estimation of systematic risk. Journal of Financial Economics 12, No. 2: 263-278. Copeland, T.E.AVeston, J.F./Shastri, K. (2005), Financial theory and corporate policy. Fourth edition, Pearson, Boston. DAI-Factbook (2002), Deutsches Aktieninstitut (Hrsg.), Frankfurt am Main. Dann, L.Y. (1981), Common stock repurchases - An analysis of returns to bondholders and stockholders. Journal of Financial Economics 9, No. 2: 113-138. Daunfeldt, S.-O. (2002), Tax policy changes and ex-dividend behavior: The Case of Sweden, SSRN Working paper. DeAngelo, H./DeAngelo, L./Skinner, D. (1996), Reversal of fortune, dividend signaling and the disappearance of sustained earnings growth. Journal of Financial Economics 40, No. 3: 341-371.
Literaturverzeichnis
211
DeAngelo, H./Masulis, R.W. (1980), Leverage and dividend irrelevancy under corporate and personal taxation, Journal of Finance 35, No. 2: 453-464. Dimson, E. (1979), Risk measurement when shares are subject to infrequent trading. Journal of Financial Economics 7, No. 2: 197-226. Dirrigl, H./Schaum, W. (1989), Ausschtittungsplanung nach der Steuerreform 1990, Zeitschrift fur Betriebswirtschaft 59, Heft 3: 291-309. Dirrigl, H.AVagner, F.W. (1993), Ausschuttungspolitik unter Berlicksichtigung der Besteuerung, in: Gebhardt, G. u.a. (Hrsg.), Handbuch des Finanzmanagements, Beck, MUnchen: 261-286. Dittmar, A.K. (2000), Why do firms repurchase stock?. Journal of Business 73, No. 3: 331355. Douglas, G.W. (1969), Risk in the equity markets: An empirical appraisal of market efficiency, Yale Economic Essays 9, Spring: 3-45. Dubofsky, D.A. (1992), A market microstructure explanation of ex-day abnormal returns, Financial Management 21, No. 4: 32-43. Dubofsky, D.A. (1997), Limit orders and ex-dividend day return distributions, Journal of Empirical Finance 4, No. 1: 47-65. Eades, K.M./Hess, P.J./Kim, E.H. (1984), On interpreting security returns during the ex-dividend period, Journal of Financial Economics 13, No. 1: 3-34. Easterbrook, F.H. (1984), Two agency-costs explanations of dividends, American
Economic
Review 74, No. 4: 650-659. Eberlein, J./Walther, U. (2001), Anderungen der Ausschiittungspolitik von Aktiengesellschaften im Lichte der Untemehmenssteuerreform, Betriebswirtschaftliche
Forschung und
Prax/^ 56, Heft 5: 464-475. Ehrhardt, O./Daske, S. (2002), Kursunterschiede und Renditen deutscher Stamm- und Vorzugsaktien, Financial Markets and Portfolio Management 16, No. 2: 179-207. Ehrhardt, O./Schmidt, M. (2004), Managerial discretion in internal finance: A test of pecking order behavior and accruals management under German corporate and accounting regulation. Working paper, Humboldt-Universitat zu Berlin. Elton, E.J./Gruber, M.J. (1970), Marginal stockholder tax rates and the clientele effect. Review of Economics and Statistics 52, No. 1: 68-74.
212
Literaturverzeichni s
Elton, EJ./Gruber, M.J./Blake, C.R. (2002), Marginal stockholder tax effects and ex-dividend day behavior - Thirty-two years later, SSRN-Working Paper, Review of Economics and Statistics forthcoming (2006) Elton, EJ./Gruber, MJ./Brown, S.J./Goetzmann, W.N. (2003), Modem portfolio theory and investment analysis, Sixth edition, Wiley, New York. Elton, E.J./Gruber, M.J./Rentzler, J. (1983), A simple examination of the empirical relationship between dividend yield and deviations from the CAPM, Journal of Banking and Finance ly No. 1: 135-146. Elton, E.J./Gruber, M.J./Rentzler, J. (1984), The ex-dividend day behavior of stock prices; A re-examination of the clientele effect: A comment, Journal of Finance 39, No. 2: 551556. Fama, E.F. (1968), Risk, Return, and Equilibrium: Some Clarifying Comments, Journal of Finance 23, No. 1:29-40. Fama, E.F. (1970), Efficient capital markets: A review of theory and empirical work. Risk, Return, and Equilibrium: Some Clarifying Comments, Journal of Finance 25, No. 1: 383-417. Fama, E.F. (1977), Risk-adjusted discount rates and capital budgeting under uncertainty, Journal of Financial Economics 5, No. 1: 3-24. Fama, E.F. (1991), Efficient capital markets: II, Journal of Finance 46, No. 5: 1575-1617. Fama, E.F. (1998), Market efficiency, long-term returns, and behavioral finance. Journal of Financial Economics 49, No. 3: 283-306. Fama, E.F./Babiak, H. (1968), Dividend policy: An empirical analysis. Journal of the American Statistical Association 63, No. 4: 1132-1161. Fama, E.F./French, K.R. (1992), The cross-section of expected stock returns, Journal of Finance 47, No. 2: 427-465. Fama, E.F./French, K.R. (1993), Common risk factors in the return on stocks and bonds. Journal of Financial Economics 33, No. 1: 3-56. Fama, E.F./French, K.R. (2001), Disappearing dividends: changing firm characteristics or lower propensity to pay?, Journal of Financial Economics 60, No. 1: 3-43. Fama, E.F./MacBeth, J.D. (1973), Risk, return, and equilibrium: Empirical tests, Journal of Political Economy 81, No. 3: 607-636. Fama, E.F./Miller, M.H. (1972), The theory of finance, Dryden Press, Hinsdale.
Literaturverzeichnis
213
Felixson, K./Liljeblom, E. (2004), Evidence on ex-dividend trading by investor tax category, SSRN Working paper. Fenn, G.W./Liang, N. (2001), Corporate payout policy and managerial stock incentives. Journal of Financial Economics 60, No. 1: 45-72. Francfort, A.J./Rudolph, B. (1992), Zur Entwicklung der Kapitalstrukturen in Deutschland und in den Vereinigten Staaten von Amerika, Zeitschrift fiir betriebswirtschaftliche Forschung 44, Heft 12: 1059-1079. Frank, M./Jagannathan, R. (1998), Why do stock prices drop by less than the value of the dividend? Evidence from a country without taxes. Journal of Financial Economics 47, No. 2: 161-188. Frankfurter, G.M./Wood, B.G. (2002), Dividend policy theories and their empirical tests, International Review of Financial Analysis 11, No. 1: 111-138. Frantzmann, H.J. (1990), Zur Messung des Marktrisikos deutscher Aktien, Zeitschrift fiir betriebswirtschaftliche Forschung 42, Nr. 1: 67-83. French, D.W./Delcoure, N.V. (2002), Decimalization and the ex-dividend-day behavior of stock prices, SSRN Working paper. Gebhardt, G./Entrup, U./Heiden, S. (1994), Kursreaktionen auf Kapitalerhohungen aus Gesellschaftsmitteln, Zeitschrift Bankrecht und Bankwirtschaft 6, Nr. 4: 308-332. Gerke, W./Fleischer, J./Langner, M. (2003), Kurseffekte durch Aktienriickkaufe - Eine empirische Untersuchung ftir den deutschen Kapitalmarkt, in: Borsig, C. und Coenenberg, A.G. (Hrgs.), Bewertung von Untemehmen: Strategic - Markt - Risiko, Kongress-Dokumentation 56. Deutscher Betriebswirtschafter-Tag 2002, Stuttgart: 275-304. Gerke, W./Oerke, M./Sentner, A. (1997), Der Informationsgehalt von Dividendenanderungen auf dem deutschen Aktienmarkt, Die Betriebswirtschaft 57, Nr. 6: 810-822. Gibbons, M.R./Hess, P.J. (1981), Day of the week effects and asset returns. Journal of Business 54, No. 4: 579-596. Goergen, M./Renneboog, L./Correia da Silva, L. (2004), Dividend policy of German firms: A dynamic panel data analysis of partial adjustment models, SSRN Working paper. Goergen, M./Renneboog, L./Correia da Silva, L. (2005), When do German firms change their dividends?. Journal of Corporate Finance 11, No. 1-2: 375-399. Gordon, M.J. (1959), Dividends, earnings, and stock prices. Review of Economics and Statistics 41, No. 2: 99-105.
214
Literaturverzeichnis
Gordon, MJ. (1963), Optimal investment and financing policy, Journal of Finance 18, No. 2: 264-272. Gordon, M.J./Shapiro, E. (1956), Capital equipment analysis: The required rate of profit. Management Science 3, No. 1: 102-110. Gorling, H. (1993), Die Verbreitung zwei- und mehrstufiger Untemehmensverbindungen, Die Aktiengesellschaft 3S, Heft: 12: 538-547. Graham, J.R./Michaely, R./Roberts, M.R. (2003), Do price discreteness and transactions costs affect stock returns? Comparing ex-dividend pricing before and after decimalization. Journal of Finance 58, No. 6: 2611-2635. Green, R.C./Rydqvist, K. (1999), Ex-day behaviour with dividend preference and limitations to short-term arbitrage: The case of Swedish lottery bonds. Journal of Financial Economics 53, No. 2: 145-187. Greene, W.H. (2000), Econometric analysis, fourth edition, Prentice Hall International, New Jersey. Grefe, C. (1995), Auswirkungen des Solidaritatszuschlags auf die Dividendenbesteuerung, Der Betriebs-Berater 50, Heft 28/29: 1446-1450. Grinblatt, M./Titman, S. (1998), Financial markets and corporate strategy, McGraw-Hill, New York. Grullon, G./Michaely, R. (2002), Dividends, share repurchases, and the substitution hypothesis, Journal of Finance 57, No. 4: 1649-1684. Grullon, G./Michaely, R./Swaminathan, B. (2002), Are dividend changes a sign of firm maturity?. Journal of Business 75, No. 3: 387-424. Gugler, K./Yurtoglu, B.B. (2003), Corporate governance and dividend pay-out policy in Germany, European Economic Review 47, No. 4: 731-758. Gunther, T./Muche, T./White, M. (1998), Bilanzrechtliche und steuerrechtliche Behandlung des Ruckkaufs eigener Anteile in den U.S.A. und in Deutschland, Die Wirtschaftspriifung 51, Heft 13: 574-585. Haegert, L./Lehleiter, P. (1985), Das Ausschtittungsverhalten deutscher Aktiengesellschaften unter dem EinfluB der Korperschaftsteuerreform, Zeitschrift fiir betriebswirtschaftliche Forschung 37, Heft 10: 912-923. Han, K.C. (1994), The effect of the 1986 Tax reform act on ex-dividend day return behavior. Journal of Financial Research 17, No. 2: 175-186.
Literaturverzeichnis
215
Handa, P./Kothari, S.P.AVasley, C. (1989), The relation between the return interval and betas - ImpHcations for the size effect, Journal of Financial Economics 23, No. 1: 79-100. Handa, P./Kothari, S.P.AVasley, C. (1993), Sensitivity of multivariate tests of the Capital Asset-Pricing Model to the return measurement interval. Journal of Finance 48, No. 4: 1543-1551. Handjinicolaou, G./Kalay, A. (1984), Wealth redistribution or changes in firm value: An analysis of returns to bondholders and the stockholders around dividend announcements, Journal of Financial Economics 13, No. 1: 35-63. Hartmann-Wendels, T. (1986), Dividendenpolitik bei asymmetrischer Informationsverteilung, Gabler, Wiesbaden. Healy, P.M./Palepu, K.G. (1988), Earnings information conveyed by dividend initiations and omissions. Journal of Financial Economics 21, No. 2: 149-176. Heath, D.C./Jarrow, R.A. (1988), Ex-dividend stock price behavior and arbitrage opportunities, Journal of Business 61, No. 1: 95-108. Herrmann, R. (1996), Die Karlsruher Kapitalmarktdatenbank - Bilanz und Ausblick, Diskussionspapier 189, Universitat Karlsruhe. Hess, P.J. (1980), Discussion, Journal of Finance 35, No. 2: 482-484. Hess, P.J. (1983), Test for tax effects in the pricing of financial assets, Journal of Business 56, No. 4: 537-554. Hockmann, H. (1978), Gewinnverwendungspolitik und Dividendenabschlag nach der Korperschaftsteuerreform, Der Betrieb 31, Heft 42: 1994-1996. Hubbard, J./Michaely, R. (1997), Do investors ignore dividend taxation? A reexamination of Citizens Utilities case, Journal of Financial and Quantitative Analysis 32, No. 1: 117135. Ikenberry, D./Lakonishok, J./Vermaelen, T. (1995), Market underreaction to open market share repurchases, Journal of Financial Economics 39, No. 2-3: 181-208. Ince, O./Porter, R.B. (2003), Individual equity return data from Thomson Datastream: Handle with care!. Journal of Financial Research forthcoming (2006). Jagannathan, M./Stephens, C.P.AVeisbach, M.S. (2000), Financial flexibility and the choice between dividends and stock repurchases. Journal of Financial Economics SI, No. 3: 355-384.
216
Literaturverzeichnis
Jakob, K./Ma, T. (2004), Tick size, NYSE rule 118, and ex-dividend day stock price behavior. Journal of Financial Economics 72, No. 3: 605-625. Jensen, M.C. (1986), Agency costs of free cash flow, corporate finance, and takeover, American Economic Review 76, No. 2: 323-329. Jensen, M.C./Meckling, W.H. (1976), Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure, Journal of Financial Economics 3, No. 4: 305-360. John, K./Williams, J. (1985), Dividends, dilution, and taxes: A signaling equilibrium, Journal of Finance 40, No. 4: 1053-1070. Judge, G.G./Hill, R.C./Griffiths, W.E./Lutkepohl, H./Lee, T.-C. (1988), Introduction to the theory and practice of econometrics, Wiley, New York. Kadapakkam, P.-R. (2000), Reduction of constraints on arbitrage trading and market efficiency: An examination of ex-day return in Hong Kong after Introduction of electronic settlement. Journal of Finance 55, No. 6: 2841-2861. Kahle, H. (2002), Bilanzieller Glaubigerschutz und intemationale Rechnungslegungsstandards, Zeitschrift fur Betriebswirtschaft 72, Heft 7: 695-711. Kalay, A. (1982), The ex-dividend day behavior of stock prices: A re-examination of the clientele effect. Journal of Finance 37, No. 4: 1059-1070. Kalay, A. (1984), The ex-dividend day behavior of stock prices; A re-examination of the clientele effect: A reply. Journal of Finance 39, No. 2: 557-561. Kalay, A./Michaely, R. (2000), Dividends and taxes: A re-examination, Financial Management 29, "^0.2:55-15. Kaserer, C./Brunner, A. (1997), Die kurz- und langfristigen Kurseffekte von Kapitalerhohungen aus Gesellschaftsmitteln - Eine empirische Untersuchung fur den deutschen Kapitalmarkt, Finanzmarkt und Portfolio Management 11, Nr. 1: 77-99. Kaserer, C./Roos, S.AVenger, E. (2003), Tax driven one - Time dividends and the managerial discretion hypothesis - New evidence from Germany, SSRN Working paper. Kato, K./Loewenstein, U. (1995), The ex-dividend-day behavior of stock prices: The case of Japan, Review of Financial Studies 8, No. 3: 817-847. Keenan, D. (1985), Can you determine the profit which is distributable?. Accountancy 96, August: 96-97. Keim, D.B. (1983), Size-related anomalies and stock market seasonality: Further empirical evidence. Journal of Financial Economics 12, No. 1: 13-32.
Literaturverzeichnis
217
Keim, D.B. (1985), Dividend yields and stock returns: Implications of abnormal January returns, Journal of Financial Economics 14, No. 3: 473-489. Kim, J./Schremper, R./Varaiya, N. (2005), Open market repurchase regulations: Cross-country examination. Corporate Finance Review 9, No. 4: 29-38. Kolvenbach, W. (1991), Die gesellschaftsrechtlichen Richtlinien der EG und das Problem der Mitbestimmung (Beitrage zur Podiumsdiskussion), Zeitschrift fUr
betriebswirtschaft-
liche Forschung 43, Sonderheft 29: 74-86. Konig, R.J. (1990), Ausschuttungsverhalten von Aktiengesellschaften, Besteuerung und Kapitalmarktgleichgewicht, Schriften zum Steuer-, Rechnungs- und Priifungswesen, Band 8, S + W Steuer- und Wirtschaftsverlag Hamburg. Koski, J.L. (1996), A microstructure analysis of ex-dividend stock price behavior before and after the 1984 and 1986 Tax Reform Acts, Journal of Business 69, No. 3: 313-338. Koski, J.L./Scruggs, J.T. (1998), Who trades around the ex-dividend day? Evidence from NYSE audit file data, Financial Management 27, No. 3: 58-72. Kothari, S.P./Shanken, J. (1999), Beta and Book-to-market: Is the glass half full or half empty?, in Keim, D.B. und Ziemba, W.T. (Hrsg), Security market imperfections in worldwide equity markets, Cambridge University Press, Cambridge. Kruschwitz, L. (1983), Kritische Einkommensteuersatze fiir Schiitt-aus-hol-zuriick-Politik nach dem Korperschaftsteuergesetz 1977, Der Betrieb 36, Heft 13: 683-686. Kuhnberger, M./Schmidt, T. (1999), Der KonzemabschluB als Ausschuttungsbemessungsgrundlage: Eine theoretische Analyse und eine empirische Bestandsaufnahme zur Ausschiittungspolitik deutscher Aktienkonzeme, Zeitschrift fiir Betriebswirtschaft
69,
Heft 11: 1263-1291. La Porta, R./Lopez-de-Silanes, F./Shleifer, A./Vishny, R.W. (2000), Agency problems and dividend policies around the world. Journal of Finance 55, No. 1: 1-33. Lakonishok, J./Vermaelen, T. (1983), Tax reform and ex-dividend day behavior. Journal of Finance 3S, No. 4: 1157-1179. Lakonishok, J./Vermaelen, T. (1986), Tax-induced trading around ex-dividend days, Journal of Financial Economics 16, No. 3: 287-319. Lamdin, D.J./Hiemstra, C. (1993), Ex-dividend day share price behavior: Effects of the Tax Reform Act of 1986, Review of Economics and Statistics 75, No. 4: 778-783.
218
Literaturverzeichnis
Lang, L.H.P./Litzenberger, R.H. (1989), Dividend announcements: Cash flow signaling vs. free cash flow hypothesis, Journal of Financial Economics 24, No. 1: 181-192. Lang, 0./N6hrba6, K.-H./Stahl, K. (1997), On income tax avoidance: The case of Germany, Journal of Public Economics 66, No. 2: 327-347. Lasfer, M.A. (1995), Ex-day behavior: Tax or short-term trading effects. Journal of Finance 50, No. 3: 875-897. Lasfer, M.A./Zenosos, M. (2003), The tax impact on the ex-dividend dates: Evidence from european firms, SSRN Working paper. Lease, R.C./John, K./Kalay, A./Loewenstein, U./Sarig, O.H. (2000), Dividend policy: Its impact on firm value. Harvard Business School Press, Boston. Leuz, C./Deller, D./Stubenrath, M. (1998), An international comparison of accounting-based payout restrictions in the United States, United Kingdom and Germany, Accounting and Business Research 28, No. 2: 111-129. Leuz, C.AVustemann, J. (2003), The role of accounting in the German financial system, CFS Working paper No. 2003/16. Levi, M. (1973), Errors in the variables bias in the presence of correctly measured variables, Econometrica 41, No. 5: 985-986. Lie, E./Lie H.J. (1999), The role of personal taxes in corporate decisions: An empirical analysis of share repurchases and dividends, Journal of Financial and Quantitative Analysis 34, No. 4: 533-552. Liljeblom, E./Loflund, A./Hedvall, K. (2001), Foreign and domestic investors and tax induced ex-dividend day trading. Journal of Banking and Finance 25, No. 9: 1687-1716. Linnhoff, U./Pellens, B. (1987), Ausschiittungspolitik deutscher Konzeme, Zeitschrift fUr betriebswirtschaftliche Forschung 39, Heft 11: 987-1006. Lintner, J. (1956), Distribution of incomes of corporations among dividends, retained earnings, and taxes, American Economic Review 46, No. 2: 97-113. Lintner, J. (1965), The valuation of risk assets and the selection of risky investments in stock portfolios and capital budgets, Review of Economics and Statistics 47, No. 1: 13-37. Lishaut von, I. (2000), Die Reform der Untemehmensbesteuerung aus Gesellschaftersicht, Steuem und Wirtschaft 20, Nr. 2: 182-196. Litzenberger, R.H./Ramaswamy, K. (1979), The effect of personal taxes and dividends on capital asset prices. Journal of Financial Economics 7, No. 2: 163-195.
Literaturverzeichnis
219
Litzenberger, R.H./Ramaswamy, K. (1980), Dividends, short selling restrictions, tax-induced investor clienteles and market equilibrium, Journal of Finance 35, No. 2: 469-482. Litzenberger, R.H./van Home, J.C. (1978), Elimination of the double taxation of dividends and corporate financial policy. Journal of Finance 33, No. 3: 737-750. McDonald, R.L. (2001), Cross-border investing with tax arbitrage: The case of German dividend tax credits, Review of Financial Studies 14, No. 3: 617-657. Mclnish, T.H./Wood, R.A. (1986), Adjusting for beta bias: An assessment of alternate techniques: A note, Journal of Finance 41, No. 1: 277-286. Michaely, R. (1991), Ex-dividend day stock price behavior: The case of the 1986 Tax Reform Act, Journal of Finance 46, No. 3: 845-860. Michaely, R./Murgia, M. (1995), The effect of tax heterogeneity on prices and volume around the ex-dividend day: Evidence from the Milan stock exchange. Review of Financial Studies 8, No. 2: 369-399. Michaely, R./Vila, J.-L. (1995), Investors' heterogeneity, prices, and volume around the exdividend day. Journal of Financial and Quantitative Analysis 30, No. 2: 171-198. Michaely, R./Vila, J.-L. (1996), Trading volume with private valuation: Evidence from the ex-dividend day. Review of Financial Studies 9, No. 2: 471-509. Michaely, R./Vila, J.-L./Wang, J. (1996), A model of trading volume with tax-induced heterogeneous valuation and transaction costs. Journal of Financial Intermediation 5, No. 4: 340-371. Miller, M.H./Rock, K. (1985), Dividend policy under asymmetric information, Journal of Finance 40, No. 4: 1031-1051. Miller, M.H. (1977), Debt and Taxes, Journal of Finance 32, No. 2: 261-275. Miller, M.H. (1986), Behavioral rationality in Finance: The case of dividends. Journal of Business 59, No. 4: 451-46S. Miller, M.H./Modigliani, F. (1961), Dividend policy, growth, and the valuation of shares, Journal of Business 34, No. 4: 411-433. Miller, M.H./Scholes, M.S. (1978), Dividends and taxes. Journal of Financial Economics 6, No. 4: 333-364. Miller, M.H./Scholes, M.S. (1982), Dividends and taxes: Some empirical evidence. Journal of Political Economy 90, No. 6: 1118-1141.
220
Literaturverzeichnis
Modigliani, F./Miller, M.H. (1958), The cost of capital, corporation finance, and the theorie of investment, American Economic Review 48, No. 3: 261-297. Morgan, G./Thomas, S. (1998), Taxes, dividend yields and returns in the UK equity market, Journal of Banking and Finance 22, No. 4: 405-423. Mossin, J. (1966), Equilibrium in a capital asset market, Econometrica 34, No. 4: 768-783. Moxter, A. (1986), Bilanzlehre, Band II: Einfuhrung in das neue Bilanzrecht, 3. vollstandig umgearbeitete Auflage, Gabler, Wiesbaden, Nachdruck 1989. Naranjo, A./Nimalendran, M./Ryngaert, M. (1998), Stock returns, dividend yields, and taxes. Journal of Finance 53, No. 6: 2029-2057. Naranjo, A./Nimalendran, M./Ryngaert, M. (2000), Time variation of ex-dividend day stock returns and corporate dividend capture: A reexamination. Journal of Finance 55, Nr. 5: 2357-2372. Neuffer, K. (1999), Ex-dividend behavior of stock returns and trading volume: An empirical study for the German market, Diplomarbeit, Universitat Karlsruhe. Niehus, R.J. (2001), „Auch fiir Einzelabschlusse gelten grundsatzlich die IAS"? - Ein Beitrag zu den (moglichen) Grenzen einer „Intemationalisierung" der Rechnungslegung im Einzelabschluss. Die Wirtschaftsprufung 54, Nr. 14-15: 737-752. Nissim, D./Ziv, A. (2001), Dividend changes and future profitability. Journal of Finance 56, No. 6:2111-2133. Nobes, C. (1982), New definitions of profit: for distribution and reporting. Accountancy 93, November: 9A, 91. Obst, G./Hintner, O. (1967), Geld-, Bank- und Borsenwesen, 36. vollstandig neu bearbeitete Auflage, Poeschel, Stuttgart. Passow, P. (1922), Die Aktiengesellschaft, 2. neu bearbeitete und erweiterte Auflage, Fischer, Jena. Pellens, B. (1994), Aktionarsschutz im Konzem: Empirische und theoretische Analyse der Reformvorschlage der Konzemverfassung, Bochumer Beitrage zur Untemehmensfuhrung und Untemehmensforschung, Band 45, Gabler, Wiesbaden. Pellens, B./Gassen, J./Richard, M. (2003), Ausschtittungspolitik borsennotierter Untemehmen in Deutschland, Die Betriebswirtschaft 63, Heft 3: 309-332. Pellens, B./Schremper, R. (2000), Theorie und Praxis des Aktienriickkaufs in den USA und in Deutschland, Betriebswirtschaftliche Forschung und Praxis 52, Heft 2: 132-156.
Literaturverzeichnis
221
Perez-Gonzalez, F. (2002), Large shareholders and dividends : Evidence from U.S. tax reforms, SSRN Working paper. Pettit, R.R. (1972), Dividend announcements, security performance, and capital market efficiency, Journal of Finance 27, No. 5: 993-1007. Pochop, S. (2004), Erwerb eigener Aktien als Alternative zur Dividendenzahlung, Deutscher Universitats-Verlag, Wiesbaden. Poterba, J.M. (1986), The market valuation of cash dividends: The citizens utilities case reconsidered. Journal of Financial Economics 15, No. 3: 395-405. Poterba, J.M. (2004), Taxation and corporate payout policy. National Tax Journal 94, No. 2: 171-175. Poterba, J.M./Summers, L.H. (1985), The economic effects of dividend taxation, in: Altmann, E. u.a. (Hrsg.), Recent advances in corporate finance, Homewood, Illinois: 229-284. Poterba, J.M./Summers, L.H. (1984), New evidence that taxes affect the valuation of dividends, Journal of Finance 39, No. 5: 1397-1415. Pratt, J.W. (1964), Risk aversion in the small and in the large, Econometrica 32, No. 1-2: 122136. Putz, P.AVillgerodt, H. (1985), Gleiches Recht fur Beteiligungskapital, Schriften zur OrdnungspoHtik, Band 1, Nomos, Baden-Baden. Rau, P.R./Vermaelen, T. (2002), Regulation, taxes, and share repurchases in the United Kingdom, Journal of Business IS, No. 2: 245-282. Robin, A.J. (1991), The impact of the 1986 Tax Reform Act on ex-dividend day returns, Financial Management 20, No. 1: 60-70. Rogall, M. (2000), Der Einfluss der Besteuerung beim Ruckkauf eigener Aktien, Die Wirtschaftsprufung 53, Heft 8: 368-375. Rogall, M. (2001), Das AusmaB der steuerlichen Attraktivitat beim Ruckkauf eigener Aktien im Rahmen der Eigenfinanzierung, Die Wirtschaftspriifung 54, Heft 17: 867-878. Roll, R. (1977), A critique of the asset pricing theory's tests. Journal of Financial Economics 4,No. 2: 129-176. Roll, R./Ross, S.A. (1994), On the cross-sectional relation between expected returns and betas. Journal of Finance 49, No. 1: 101-121.
222
Literaturverzeichnis
Rosen von, R./Helm, L. (1996), Der Erwerb eigener Aktien durch die Gesellschaft - Pladoyer fiir ein neues Instrument der Untemehmensfinanzierung in Deutschland und einen wichtigen Impuls ftir den deutschen Kapitalmarkt, Die Aktiengesellschaft 41, Heft 10: 434442. Rosenberg, B./Marathe, V. (1975), Tests of capital asset pricing hypotheses, Working paper, University of California, Berkeley, veroffentlicht in Research in Finance 1 (1979): 115223. Rosenberg, B./Reid, K./Lanstein, R. (1984), Persuasive evidence of market inefficiency. Journal of Portfolio Management 11, No. 1: 9-17. Ross, S.A.AVesterfield, R.W./Jaffe, J. (2005), Corporate finance. Seventh edition, McGraw Hill, Boston. Roth, G.H. (1973), Die Herrschaft der Aktionare in der Publikums-AG als Gegenstand rechtssoziologischer Betrachtung, in: Kruse, H.W. (Hrsg.), Festschrift fiir Heinz Paulick zum 65. Geburtstag 9. Mai 1973, Schmidt, Koln-Marienburg: 81-100. Rozeff, M.S. (1982), Growth, beta and agency costs as determinants of dividend payout ratios. Working paper. University of Iowa; veroffentlicht in Journal of Financial Research 5, No. 3: 249-259. Rubinstein, M.E. (1973), A comparative statics analysis of risk premium. Journal of Business 46, No. 4: 605-615. Satterthwaite, F.W. (1946), An approximate distribution of estimates of variance components, Biometrics Bulletin 2: 110-114. Sattler, R.R. (1994), Renditeanomalien am deutschen Kapitalmarkt, Dissertation, Universitat Augsburg. Sauer, A. (1991), Die Karlsruher Kapitalmarktdatenbank - Die Bereinigung von Aktienkursen, Universitat Karlsruhe. Schmalenbach, E. (1947), Dynamische Bilanz, II. Teil, 8. Auflage, Dom, Bremen. Schneider, D. (1974), Grundziige der Untemehmensbesteuerung, Westdeutscher Verlag, Opladen. Scholes, M.AVilliams, J. (1977), Estimating beta from nonsynchronous data, Journal of Financial Economics 5, No. 3: 309-327. Schremper, R. (2003), Kapitalmarktrelevanz deutscher Aktienriickkaufprogramme, Zeitschrift fiir betriebswirtschaftliche Forschung 55, Heft 6: 578-605.
Literaturverzeichnis
223
Schutte, B. (1995), Die Dividendenentscheidung in der Aktiengesellschaft: Eine Untersuchung neuerer Rechtsvorschlage unter besonderer Berlicksichtigung der US-amerikanischen Diskussion, Schriften zum Wirtschaftsrecht, Band 84, Duncker und Humblot, Berlin. Seifert, U./Stehle, R. (2003), Stock performance around share repurchase announcements in Germany, Working paper series SFB 373 No. 48, Humboldt-Universitat zu Beriin. Seiler, H.-W. (2000), Zur Durchsetzbarkeit der Einmalbesteuerung deutscher Korperschaftsteuergewinne, FinanzwissenschaftHche Schriften, Band 96, Lang, Frankfurt am Main. Sender, A.AVeilbach, H. (2001), Zur Strategic der Ausschiittungspolitik bei Kapitalgesellschaften mit natiirlichen Personen als Anteilseigner, Steuem und Bilanzen 3, Heft 21: 1061-1065. Shanken, J. (1992), On the estimation of beta-pricing models. Review of Financial Studies 5, No. 1: 1-33. Sharpe, W.F. (1963), A simplified model for portfolio analysis. Management
Science 9,
No. 2: 277-293. Sharpe, W.F. (1964), Capital asset prices: A theory of market equilibrium under conditions of risk. Journal of Finance 19, No. 3: 425-442. Shefrin, H./Statman, M. (1984), Explaining investor preference for cash dividends, Journal of Financial Economics 13, No. 2: 253-282. Singer, R.F. (1979), Endogenous marginal income tax rates, investor behavior and the Capital Asset Pricing Model, Journal of Finance 34, No. 3: 609-616. Stapleton, R.C./Subrahmanyam, M.G. (1983), The Market Model and the capital asset pricing theory: A note, Journal of Finance 38, No. 5: 1637-1642. Stehle, R. (1976), The valuation of risky assets in an international capital market: Theory and tests. Dissertation, Stanford. Stehle, R. (1997), Der Size-Effekt am deutschen Aktienmarkt, Zeitschrift fUr Bankrecht und Bankwirtschaft 9, Nr. 3: 237-260. Stehle, R. (1999), Renditevergleich von Aktien und festverzinslichen Wertpapieren auf Basis des DAX und des REXP, Working paper, Humboldt-Universitat zu Berlin. Stehle, R./Hartmond, A. (1991), Durchschnittsrenditen deutscher Aktien 1954-1988, Kredit und Kapital 24, Heft 3:371-411.
224
Literaturverzeichnis
Stiglitz, J.C. (1974), On the irrelevance of corporate financial policy, American Economic Review 64, No. 6: S51-S66. Stremplat, M. (1999), Dividenden-Stripping am deutschen Aktien- und Optionsmarkt: Eine theoretische und empirische Analyse, Steuer, Wirtschaft und Recht, Band 1666, Eul, Lohmar. Swoboda, P. (1991), Irrelevanz oder Relevanz der Kapitalstruktur und Dividendenpolitik von Kapitalgesellschaften in Deutschland und in Osterreich nach der Steuerreform 1990 bzw. 1989?, Zeitschriftflirbetriehswirtschaftliche Forschung 43, Heft 10: 851-866. Swoboda, P./Uhlir, H. (1975), EinfluB der Einkommensbesteuerung der Aktionare auf den Dividendenabschlag - Eine empirische Untersuchung, Zeitschrift fUr betriehswirtschaftliche Forschung 27, Heft 4: 489-499. Vermaelen, T. (1981), Common stock repurchases and market signalling. Journal of Financial Economics 9, No. 2: 139-183. Wagner, F.W. (1982), Zur Informations- und Ausschiittungsbemessungsfunktion des Jahresabschlusses auf einem organisierten Kapitalmarkt, Zeitschrift fUr betriehswirtschaftliche Forschung 34, Heft 8/9: 749-771. Wagner, F.W. (1987), Ausschiittungszwang und Kapitalentzugsrechte als Instrumente marktgelenkter Untemehmenskontrolle? in: Schneider, D. (Hrsg.), Kapitalmarkt und Finanzierung, Duncker & Humblot, Berlin: 409-425. Wallmaier, M. (2000), Determinanten erwarteter Renditen am deutschen Aktienmarkt - Eine empirische Untersuchung anhand ausgewahlter Kennzahlen, Zeitschrift fUr betriehswirtschaftliche Forschung 52, Heft 1: 27-57. Wansley, J.W./Lane, W.R./Sarkar, S. (1989), Managements' view on share repurchase and tender offer premiums, Financial Management 18, No. 3: 97-110. Weisbenner, S.J. (2000), Corporate share repurchases in the 1990s: What role do stock options play?. Federal Reserve Board, Finance and Economics Discussion Series. Wenger, E. (1987), Managementanreize und Kapitalallokation, in: Bottcher, E. u.a. (Hrsg.), Jahrbuch fur Neue Politische Okonomie, Band 6: 217-240. Wiese, G.T. (1999), Die steuerliche Behandlung des Aktienriickkaufs im Lichte des BMFSchreibens vom 2.12.1998, Deutsches Steuerrecht 37, Heft 5: 187-189. Wiese, J. (2003), Bedingungen fiir die Irrelevanz personlicher Steuem im Capital Asset Pricing Model mit deutschem Steuersystem, Working paper, Universitat Miinchen.
Literaturverzeichnis
225
Wiese, J. (2004), Untemehmensbewertung mit dem Nachsteuer-CAPM, Working paper, Universitat Miinchen. Wulff, C. (2001), Kapitalmarktreaktionen auf Nennwertumstellungen, Deutscher UniversitatsVerlag, Wiesbaden. Wustemann, J. (1996), US-GAAP: Modell fUr das deutsche Bilanzrecht?, Die Wirtschaftsprufung 49, Nr. 11:421-431. Zellner, A. (1962), An efficient method of estimating seemingly unrelated regressions and tests for aggregation bias. Journal of the American Statistical Association 57: 348-368. Ziegler, A./Ebert, E./Schroder, M./Schulz, A./Stehle, R. (2003), Multifaktormodelle zur Erklarung deutscher Aktienrenditen: Eine empirische Analyse, ZEW Discussion paper No. 03-45. Zodrow, G.R. (1991), On the "traditional" and "new" views of dividend taxation. National Tax Journal 44, No. 4: 497-509.
227
Anhang A. 1
Aquivalenz der Version des Steuer-CAPMs nach Konig (1990) auf Basis von Bardividenden mit der Version von Brennan (1970) auf Basis von Bruttodividenden
Zusatzliche Annahme:
5 =0
V / = 1, ..., /.
Version des Steuer-CAPMs nach Konig (1990):
(1) wobei
S.=h
Z^'^^'
S,=h
Z-,(i-
V / = 1, ..., /.
s:-s,=h*
Z"',((i+'Sfa>rf,-'5fa)
Wenn s^^=Si., dann;
s:-s,=h' 2:-,((i + (i +
s,]s,-s,
= {l + s,)h' Z'^.'Srf, + s,
(2)
^)s',-h
(2)in(l): E('r^)=r,{l-S:)
+ /i^{E('rJ-{(l
+ s,)s:-s,)S„-r^(l-S:))
+ {{l +
s,)S:-s,)S^ (3)
Definiere: E{?f''''"")=E(7/)+s,S^ E(7j""")=E{7J + s,S„
E(?;""•" )=r^{l-S',) + /3^{E( 'C'"" hSlC""" Wegen s^. =0 V / = 1, ..., /
- r^, ( l - 5 ; ) ) + 5;
(4)
ist dann S^ =0 und damit 5 = 5^.
Efrj'""" ) = r^{l-S) +fi^[E(?j;"'"")-SS^'"""-
r,(l-S))
+ SS^'"""
(5)
228
Anhang
A.2
Ubereinstimmung der Modelle von Elton/Gruber (1970) und Eades/Hess/ Kim (1984) bei Einbeziehung einer Altemativrendite am Extag
Zusatzliche Annahmen: der erzielte Betrag durch den Aktienverkauf am Cumtag wird fur einen Tag in eine Altemativanlage mit einer erwarteten Rendite nach Steuem von E{r. ) investiert. alle Steuem fallen am Extag an
Ein Anleger ist indifferent zwischen dem Verkauf einer Aktie j am Cum- oder Extag, wenn am Extag gilt:
Pjc^(i-^,)+p,c^E{7;)+s^p,„ = Pjc..E(r;) E(rj')
EiPjJ-Pj..„+d,
= ^
^
Pjcum
K,=
'—,
dj(.l-s,}+{E{p^J-pj^J(l-s^) dj
(1-5J ^
Ej?/) (l-'S,)
E{r,)
wobei:
dja-s,)+E(p,ja-s^)+s^Pj„
/.,=
=
—,
^ d,
E(pjJ-pj^^
{s,-s^)
Picun, ( 1 - ^ s )
Yoi + ru^j,'
d,,=—'—.
Anhang
229
A.3
Auswirkungen von vereinfachenden Annahmen auf den Steuerparameter S S -S S=— '-,
Allgemein gilt fur S aus Gleichung (3.8):
wobei
h-
S=h
^(i-^.r
V / = 1, ..., /.
l.Wenn
s^^=s^ und s^.=s^,
dann: 1
h =
tta-sv ^
=h
=/i
(1-^.)
=h
5.=/l
rZ^/
(i-^.rtr
S^' M
hrl^ (i-^.rtr i-^„
2. Wenn
w. = w und -y^j—O, dann:
h =
S=h
^
w
= [iw]-
=0
S,=h
230
Anhang
Tabelle A.l: Aufteilung der Dividendenzahlungen von Stamm- und Vorzugsaktien des Frankfurter amtlichen Handels auf Jahre und Monate im Zeitraum 1968 bis 2002 Jahr
Jan
Feh Mar Apr Mai
1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002
10 8 2 2 3 6 4 3 1 0 1 1 1 2 1 2 2 3 1 1 1 1 2 1 1 1 3 0 3 3 2 0 1 3 3 79
2 4 8 9 8 6 5 8 9 6 8 8 9 8 5 6 5 2 7 8 8 8 4 2 0 0 0 2 1 3 3 3 5 4 2 176
1
8 9 1? 9
n
8 8 5 3 7 6 5 7 9 8 3 6 7 8 7 9 8 13 11 18 19 11 13 13 16 13 17 16 17 16 358
Jul Aug
Sep
Okt Nov Dez
34 27 26 27 55 18 20 76 27 62 24 ?6 28 69 22 20 33 71 20 71 13 37 31 57 22 78 37 53 25 9 13 30 13 69 25 14 76 19 36 55 12 78 31 48 25 9 12 77 34 63 78 66 35 8 10 39 55 11 31 9 14 77 50 42 9 34 59 10 13 25 15 11 25 40 54 10 36 55 15 21 12 7 28 30 60 16 39 66 13 25 67 15 13 23 41 17 11 29 47 77 80 24 35 47 8 18 16 26 64 77 9 25 35 70 71 24 11 41 59 91 58 94 25 14 35 18 10 38 57 84 14 39 82 66 21 17 12 47 75 79 13 13 48 72 75 12 18 50 63 72 13 80 74 17 59 18 73 92 63 23 89 57 21 19 85 24 74 104 50 22 13 89 36 18 72 498 1294 1820 2241 634
9 7 6 3 3 4 3 4 2 1 2 2 3 1 3 0 1 3 4 1 3 5 4 9 3 1 2 4 7 5 6 6 8 6 9 140
1 1 1 2 1 0 1 2 1 1 2 2 2 2 2 2 2 1 1 3 2 2 2 2 3 2 3 6 3 5 5 4 3 0 0 72
Jun
1 1 2 0 0 1 0 1 0 0 0 0 0 0 2 0 0 1 1 2 1 1 0 0 0 3 3 0 4 2 10 9 8 4 2 59
S
8 208 192 9 8 208 11 201 12 200 11 188 11 182 10 183 10 170 11 171 11 177 10 173 12 176 12 175 11 177 12 162 14 167 13 189 17 198 17 220 14 232 15 241 22 257 23 274 24 275 21 254 22 266 23 278 21 273 19 268 8 290 14 322 7 319 3 311 3 263 469 7840
231
Anhang
Tabelle A.2: Jahr
Verteilung der Stamm- und Vorzugsaktien des Frankfurter amtlichen Handels auf Branchen im Zeitraum 1968 bis 2002
Industrieunternehmen ohne Div
1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001
I2OO2 1968-2002 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001 12002
25 40 26 30 23 29 36 33 42 40 33 36 35 34 32 40 46 35 32 30 30 28 36 26 46 58 63 53 70 84 74 78 86 94 125 1628
324 411 166 344 258 125
Div 178 160 172 165 165 152 146 149 135 138 146 141 140 142 145 132 135 155 165 182 194 199 210 231 223 210 213 227 224 220 242 274 277 270 231 6488 1560 1876
874 1126
821 231
ohne Div
4 7 3 1 2 1 0 3 2 1 3 2 1 3 3 4 2 2 3 1 2 1 4 3 2 4 2 3 3 2 3 4 2 4 8 95 24 27 13 13 10
1 ^
relativer Anteii (in % )
Versicherung
Banken
Div 20 17 21 22 21 21 22 19 20 19 16 17 18 16 16 15 17 18 18 20 20 21 18 18 20 18 20 19 18 19 19 17 20 19 16 655 202 212 74 95 56 16
ohne Div
9 6 4 5 5 4 3 0 0 1 0 0 0 0 2 2 2 2 3 3 3 ,3 3 4 1 6 2 2 2 5 1 0 0 0 4 87 37 20 14 12 0
1 "^
Div 10 13 15 14 14 15 14 15 15 14 15 15 18 17 15 15 15 15 14 16 18 19 24 24 29 24 30 30 29 26 27 28 22 19 15 658 139 192 101 142 69 15
ohne Div
Div 1
15,45 21,81
84,55 78,19
13,69 15,19 13,04
86,31 84,81 86,96 84,68 82,35 83,56 79,44
15,32 17,65 16,44 20,56 19,72
80,28
16,90
83,10
18,01
81,99 83,02
16,98 17,45 17,37
82,55
17,18 16,17 13,49
82,63 77,88 76,96 82,82 83,83 86,51
13,11
86,89
11,81 14,58
88,19 85,42
10,78 15,26 21,25 20,30 17,37 21,68 25,56 21,31
89,22 84,74
78,69
20,45
79,55
21,62 24,14
78,38
22,12 23,04
78,75 79,70 82,63 78,32 74,44
75,86
34,34
65,66
18,83 16,84
81,17 83,16
16,73
83,27
15,54
84,46
21,30 22,08 34,34
78,70 77,92 65,66
232
Anhang
Tabelle A.3: Durchschnittliche Dividendenrenditen von Stamm- und Vorzugsaktien des Frankfurter amtlichen Handels im Zeitraum 1968 bis 2002 bezogen auf Cumkurs (n = 7538) Jahr
Bardividende
Bruttodividende
bezogen auf Endkurs des Vormonats (n = 7813) Bardividende Bruttodividende
Mittelwert Median Mittelwert Median Mittelwert Median Mittelwert Median 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 1968-2002 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001 2002
3,40 3,35 3,70 3,70 2,90 3,01 3,78 3,69 3,65 3,72 2,91 3,07 3,39 3,35 3,50 2,60 2,85 2,57 2,21 2,38 2,60 2,19 2,02 2,34 2,49 2,51 2,44 2,62 2,78 2,48 2,35 2,93 3,22 3,82 3,72 2,93 3,49 2,76 2,34 2,53 3,32 3,72
3,30 3,13 3,57 3,33 2,68 2,80 3,59 3,41 3,56 3,79 2,97 3,11 3,28 3,38 3,46 2,54 2,86 2,67 2,15 2,42 2,76 2,23 1,83 2,07 2,28 2,24 2,10 2,40 2,58 2,13 2,09 2,67 2,89 3,05 3,15 2,72 3,29 2,77 2,11 2,24 2,86 3,15
3,40 3,35 3,70 3,70 2,90 3,01 3,78 3,69 3,65 3,84 4,54 4,79 5,30 5,23 5,46 4,07 4,46 4,02 3,44 3,71 4,04 3,42 3,12 3,63 3,88 3,89 3,46 3,66 3,81 3,40 3,22 3,93 4,25 5,17 3,82 3,89 3,50 4,31 3,63 3,51 4,44 3,82
3,30 3,13 3,57 3,33 2,68 2,80 3,59 3,41 3,56 3,98 4,65 4,86 5,12 5,29 5,40 3,96 4,47 4,18 3,37 3,73 4,31 3,48 2,85 3,23 3,55 3,45 2,98 3,42 3,62 2,98 2,88 3,61 3,97 4,08 3,21 3,59 3,30 4,32 3,28 3,13 3,86 3,21
3,44 3,27 3,47 3,50 2,85 2,95 3,75 3,72 3,61 3,73 2,95 3,03 3,42 3,43 3,49 2,65 2,86 2,61 2,20 2,38 2,63 2,22 2,02 2,36 2,48 2,55 2,35 2,66 2,78 2,55 2,38 2,95 3,28 3,83 3,71 2,94 3,42 2,79 2,35 2,54 3,35 3,71
3,30 2,99 3,32 3,23 2,62 2,80 3,59 3,46 3,48 3,77 3,03 3,03 3,33 3,41 3,47 2,66 2,90 2,64 2,15 2,35 2,74 2,21 1,83 2,11 2,27 2,26 2,13 2,38 2,55 2,22 2,07 2,68 2,97 3,10 3,03 2,72 3,23 2,80 2,12 2,25 2,88 3,03
3,44 3,27 3,47 3,50 2,85 2,95 3,75 3,72 3,61 3,86 4,61 4,74 5,35 5,36 5,45 4,14 4,47 4,08 3,43 3,72 4,10 3,46 3,13 3,67 3,86 3,96 3,33 3,71 3,82 3,50 3,27 3,95 4,33 5,18 3,81 3,89 3,43 4,35 3,66 3,52 4,48 3,81
3,30 2,99 3,32 3,23 2,62 2,80 3,59 3,46 3,48 3,95 4,73 4,73 5,21 5,34 5,42 4,16 4,53 4,13 3,37 3,63 4,24 3,45 2,84 3,29 3,53 3,51 3,01 3,40 3,62 3,11 2,88 3,62 4,04 4,04 3,14 3,57 3,24 4,38 3,30 3,17 3,91 3,14
233
Anhang
Tabelle A.4: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsschatzungen zur Uberprlifung des Steuer-CAPMs fiir sechs Teilperioden des Zeitraums 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete und teilweise ungewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fiir jeden Monat t: rj,-rp = Yo,+ Yi,/3j, + y2:(Sj,-rf,) + ej„ wobei rj, die Rendite der Aktiey und rj, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. Sj, ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahlten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats f-1. Die Betafaktoren /?, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Fiir yz, wird zusatzlich der ungewichtete Mittelwert angegeben. OLS bezeichnet die Ordinary-Least-Square-Schatzung, GLS die Generalized-Least-Square-Schatzung und ML die Maximum-Likelihood-Schatzung. Der Zwei-Stichproben-t-Test priift, ob zwischen den ungewichteten Mittelwerten von zwei aufeinanderfolgenden Teilperioden ein Unterschied besteht. Die entsprechenden p-Werte stehen in eckigen Klammern. In runden Klammern stehen die t-Werte von Signifikanztests der einzelnen Koeffizienten. ', **, "* kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.
Methode
Yo
Y\
Yi
/ 2 un^tw
t-Test im AYI
Panel A: 1968-1977,1=82 OLS GLS ML
OLS GLS ML
OLS GLS ML
OLS GLS ML
0,2279** (2,251) 0,1893** (2,409) 0,2321*** (2,805)
0,2766*** -0,2699** 0,2219*" (6,694) (-2,254) (3,860) 0,2005*** -0,5626*" 0,1979'" (5,879) (-6,022) (3,952) 0,2033'** -0,6508*** 0,2004"* (5,953) (-6,486) (3,960) Panel B: 1978-1989,1=95
0,5401*** (5,231) 0,5003*** (6,309) 0,5170*** (5,979)
0,1240 (1,029) 0,0756 (0,788) 0,0975 (0,907)
0,4469"* 0,4031*" (13,318) (8,388) 0,3944"* 0,3795*" (16,014) (8,157) 0,3927*** 0,3849*** (15,875) (7,968) Panel C: 1990-1993,1=29
-2,44*' [0,0158] -2,66*** [0,0086] -2,63*" [0,0092]
0,4843** (2,680) 0,4560*** (3,121) 0,5691*** (3,720)
-1,5207*** 0,4652**' 0,5089"* (-7,177) (8,235) (6,843) -1,2774**' 0,4546*** 0,4715"* (-7,242) (9,684) (5,531) -1,4540*** 0,4581*" 0,4706*** (-7,744) (9,811) (5,404) Panel D: 1994-1998,1=39
-1,10 [0,2738] -0,95 [0,3422] -0,86 [0,3926]
0,2442 (1,672) 0,2775**' (2,775) 0,2629** (2,522)
-0,0532 (-0,311) 0,1598 (1,210) 0,2056 (1,455)
0,2806**' (4,581) 0,3344"* (7,567) 0,3399**' (7,739)
0,2801*" (3,432) 0,3416'" (5,174) 0,3434*" (5,325)
2,00** [0,0495] 1,22 [0,2251] 1,20 [0,2343]
234
Anhang
(Fortsetzung von Tabelle A.4) Panel E: 1999-2001,1^4 OLS GLS ML
OLS GLS ML
-0,1906 (-1,170) 0,2144' (2,025) 0,2962" (2,679)
-0,6628" (-2,360) -0,4585' (-1,997) -0,5324" (-2,097)
-1,0829" (-3,415) -0,2025 (-0,942) 0,2709 (1,202)
-5,4572'" (-9,431) -5,7750'" (-11,349) -7,3146*" (-12,633)
0,2257'" (3,875) 0,2701'" (6,744) 0,2569'" (6,425) Panel F: 2002, t=7 0,2403 (1,720) 0,2114' (2,069) 0,1837 (1,809)
~~1 0,1940" (2,069) 0,1660 (1,715) 0,1526 (1,649)
0,67 [0,5024] 1,55 [0,4337] 1,74* [0,0868]
0,2989 (1,665) 0,1513 (1,570) 0,1005 (1,124)
-0,53 [0,6018] 0,08 [0,9380] 0,29 [0,1116]
'
Tabelle A.5: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsschatzungen zur Uberprufung des Steuer-CAPMs fur vier Teilperioden des Zeitraums 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewiclitete und teilweise ungewichtete Mitteiwerte der mit Hiife von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fUr jeden Monat t: rj,-rf, = yo,+ y„/3j, + Y2,(^,-rf,) + eji, wobei rj, die Rendite der Aktiey und />, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. Sj, ist die Dividendenrendite der Aktie; im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahlten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats /-I. Die Betafaktoren jSj, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). Der Zwei-Stichproben-t-Test priift, ob zwischen den ungewichteten Mittelwerten von zwei aufeinanderfolgenden Teilperioden ein Unterschied besteht. Die entsprechenden p-Werte stehen in eckigen Klammern. In runden Klammern stehen die t-Werte von Signifikanztests der einzelnen Koeffizienten. *, ", "* kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.
Zeitperiode
Anzahl der Monate t
Yo
n
Yi
/ 2 ungew
t-Test fur A Yiunge^
1968-1977
82
0,2321*** -0,6508*** 0,2033*** 0,2004*** (3,960) (5,953) (2,805) (-6,486)
1978-1993
124
0,5296*** -0,2856*** 0,4070*** 0,4050*** (18,621) (9,596) (7,036) (-3,061)
-3,09*** [0,0023]
1994-2001
63
0,2786*** 0,0311 (3,673) (0,252)
0,2707*** (5,005)
1,90* [0,0590]
2002
7
0,2710 (1,202)
0,1005 (1,124)
1,03 [0,3080]
0,2945**' (9,961)
-7,3146*** 0,1837 (-12,633) (1,809)
235
Anhang
Tabelle A.6: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsschatzungen zur Uberprtifung des Steuer-CAPMs fur die Quartale des Zeitraums 1968 bis 2002. Die fiir die einzelnen Quartale ausgewiesenen Werte sind gewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fUr jeden Monat t: rj,-rp = yo, + yi,^i,+ y2,(Sj,-rf,) + ej„ wobei r,, die Rendite der Aktie) und rj, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. Sp ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahiten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats t-l. Die Betafaktoren ^j, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Kegel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). In Klammern stehen die t-Werte. *, '*, '** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau. ^ t-Werte fiir die geschatzten Koeffizienten der einzelnen monatlichen Querschnittsregression.
Zeitperiode 1968-1977
1978-1993
1994-2001
2002
1968-2002
Quartal
Anzahl der Monate t
Yo
n
Vi
1
19
2
30
3
23
4
10
1
26
2
48
3
34
4
16
1
8
2
24
3
20
4
11
0,7932(4,278) 0,1024 (0,776) 0,1033 (0,678) 0,0296 (0,120) 0,6919"* (4,038) 0,4265"* (3,538) 0,4725*" (3,290) 0,7023"* (3,519) 0,3104 (1,352) 0,6300*** (5,125) -0,1404 (-1,068) 0,2901 (1,612)
0,1635 (1,471) 0,1701*" (3,382) 0,2258*** (3,998) 0,3388" (2,799) 0,3988*" (6,092) 0,3783*" (12,812) 0,5032"* (11,928) 0,2802"* (3,436) 0,0242 (0,154) 0,3840*** (9,490) 0,2224*** (4,471) 0,1305 (1,227)
1
1
2
3
3
3
1
54
2
105
3
80
4
37
1,1205*" (5,136) -1,7592*" (-10,919) -0,4353" (-2,327) -0,7106" (-2,383) -0,2535 (-1,203) -0,2651* (-1,771) -0,3096* (-1,746) -0,3404 (-1,358) -1,1719" (-3,342) 1,4142*" (7,025) -1,2362*" (-5,576) 0,1465 (0,517) 5,3647*" (3,884)' -7,7697*** (-9,129) -12,8957*" (-13,391) 0,2129 (1,538) -0,5075*" (-5,304) -0,7498*" (-6,782) -0,2922'* (-1,840)
0,5505 (1,036)' 0,8149 (2,449) -0,5606 (-1,494) 0,6360*** (5,886) 0,4183*" (5,938) 0,0975 (1,220) 0,3739"* (3,182)
-0,3362 (-0,945)' 0,2524 (2,065) 0,1613 (0,757) 0,2884*** (5,493) 0,3390*** (15,972) 0,3434*" (12,389) 0,2501*" (4,383)
1
236
Anhang
Tabelle A.7: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur Uberpriifung des Steuer-CAPMs bei ausschliefilicher Einbeziehung von Aktien mit einer Dividende im jeweiligen Monat im Zeitraum 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fiir jeden Monat t: rj,-rf, = yo, + yi,fij,+ y2,(^,-rf,) + ej„ wobei r,, die Rendite der Aktiey und r/, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. 4 ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahlten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats t-\. Die Betafaktoren J3j, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). In Klammern stehen die t-Werte. *, *', "* kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.
Zeitperiode
Anzahl der Monate t
Yo
Vi
72
1968-1977
39
-1,0965" (-2,518)
0,6835 (1,568)
0,1621 (1,552)
1978-1989
36
-0,8145* (-2,003)
0,0486 (0,119)
0,5284*** (5,990)
1990-1993
16
1,1283* (1,906)
0,2641 (0,423)
0,1740* (2,036)
1994-1998
18
1,2934'* (2,436)
1,5695*** (3,513)
0,0273 (0,291)
1999-2001
9
3,8621*** (5,642)
-5,5215*** (-6,177)
0,0081 (0,089)
2002
3
3,7602* (3,013)
-16,0926*** (-6,188)
0,0551 (0,330)
121
0,3786* (1,714)
0,1554 (0,698)
0,1795*** (4,497)
1968-2002
1
237
Anhang
Tabelle A.8: Durchschnittliche Pramien auf Basis von Bar- und Bruttodividenden im Zeitraum 1968 bis 2002 unber. = unbereinigt (n = 7538), ber. = bereinigt (n = 7463) Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Der t-Test und der Vorzeichentest uberpriifen die Nullhypothese, dass die Pramie gleich eins ist (HQ: Pr = 1 gegen Hi: Pr ^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fur das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fiir das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fur das Signifikanzniveau 1 %. Auf Abweichungen zwischen den Mittelwerten zweier aufeinander folgender Teilperioden testet der Zwei-Stichproben-tTest und auf Abweichungen zwischen den Medianen zweier aufeinander folgender Teilperioden der Wiicoxon Rangsummentest. *, " , ' " kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau beim ZweiStichproben-t-Test. *, **, *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau beim Wiicoxon Rangsummentest. Zeitperiode
1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 1968-2002 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001 2002
Bar (unber.) 0,7398 0,8456 0,9013 0,7942 0,6895 0,8722 0,8512 0,7407 0,8266 0,7291 0,7439 0,9442 0,8546 0,8814 0,9376 0,8029 0,8513 0,6283 0,5907 0,9223 0,7734 0,6595 0,4056 0,8440 1,0270 0,7758 0,8633 0,9753 0,7400 0,4571 0,7317 0,7573 0,6280 0,6619 0,7263 0,7672 0,7965 0,7932##, 0,7686 0,7539 0,6828## 0,7263
Pramie Brutto (unber.) 0,7398 0,8456 0,9013 0,7942 0,6895 0,8722 0,8512 0,7407 0,8266 0,7125 0,4761 0,6043 0,5470 0,5641 0,6000 0,5139 0,5448 0,4021 0,3769 0,5927 0,4964 0,4235 0,2676 0,5487 0,6592 0,4978 0,6106 0,6957 0,5296 0,2821 0,5268 0,5995 0,5067 0,5032 0,7105 0,5849 0,7948 0,508 l V / # 0,4969 0,5295, # 0,5369 0,7105##
Vorzeichentest 1 t-Test Brutto Brutto Bar Brutto Brutto Bar Brutto (unber.) (unber.) (ber.) (unber.) (unber.) (ber.) (ber.) -5,442 -4,739 -5,442 -6,051 -6,693 -6,693 0,7635 -3,004 -3,004 -2,458 -3,161 -3,247 -3,247 0,8508 -3,614 -3,452 -2,457 -2,651 -2,651 -2,457 0,8619 -3,300 -4,871 -4,871 -3,714 -5,058 -5,058 0,8317 -4,812 -4,264 -4,812 -4,812 -4,859 -4,859 0,7535 -2,075 -4,707 -2,075 -3,843 -2,075 -2,075 0,7160 -2,371 -2,745 -2,745 -3,043 -3,113 -3,113 0,8459 -4,006 -3,467 -3,467 -4,186 -4,307 -4,307 0,7535 -4,967 -3,726 -3,726 -4,386 -3,856 -3,856 0,7987 -6,596 -6,059 -5,665 -5,736 -6,136 -6,101 0,7300 -4,536 -12,019 -11,936 -4,919 -15,723 -15,713 0,4867 -0,844 -10,507 -10,584 -1,012 -11,210 -10,559 0,5983 -2,797 -13,619 -12,219 -9,875 -1,923 -10,231 0,5830 -0,994 -11,241 -10,692 -2,243 -12,885 -12,147 0,5707 -1,356 -13,573 -12,969 -0,301 -10,222 -10,101 0,6236 -2,158 -7,748 -8,748 -1,813 -6,570 0,6189 -8,315 -8,327 -1,586 -9,574 -2,088 -9,976 -9,984 0,4788 -9,141 -3,970 -11,102 -4,740 -11,916 -8,811 0,5392 -1,567 -5,704 -2,457 -7,481 -7,196 0,2500 -5,840 -0,634 -1,222 -2,465 -5,182 0,7538 -8,389 -8,893 -9,146 -2,563 0,4070 -3,635 -10,507 -10,200 -8,898 -7,400 -8,184 -3,095 0,4645 -9,961 -3,493 -9,897 0,2567 -2,452 -4,876 -2,527 -9,271 -4,853 -9,556 0,5574 -1,402 -10,426 -8,177 -8,112 -1,807 -9,933 0,6031 -0,669 -10,528 -10,668 -5,277 -4,661 0,237 0,5534 -2,020 -11,740 -10,626 -7,595 -8,326 -2,395 0,6377 -1,960 -6,946 -7,947 -7,844 -7,784 0,000 0,7316 -4,880 -5,828 -0,338 -1,027 -8,731 -9,545 0,5732 -8,919 -4,206 -9,973 -3,231 -11,036 -11,163 0,3684 -1,699 -2,302 -2,518 -8,874 -3,550 -7,338 -1,614 0,6785 -2,003 -2,443 -3,989 -3,400 -6,953 0,6344 -2,390 -1,278 -2,520 -2,893 -5,973 -7,335 0,4916 -2,514 -1,643 -2,769 -5,119 -9,226 -8,776 0,5938 -3,069 -4,553 -5,905 -3,465 -7,838 -9,315 0,6180 -3,040 -5,684 -4,132 -3,256 -5,807 -5,931 j 0,6034 -9,924 -22,586 -21,370 -16,367 -47,223 -44,786 0,7888 -12,849 -12,954 -13,429 -12,349 -12,520 -12,779 -7,494 -27,837 -23,088 -7,570 -34,245 -33,372 0,5273V#*# 0,4954 -3,221 -10,906 -10,892 -3,251 -21,117 -20,250 0,5998### -3,252 -7,391 -6,321 -4,393 -19,741 -17,139 0,5727 -5,444 -3,007 -5,012 -6,408 -14,931 -13,049 0,6180 -3,040 -4,132 -5,684 -3,256 -5,931| -5,807
238
Anhang
Tabelle A.9: Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden bei Zugrundelegung von Einzelwerten und Portefeuilles im Zeitraum 1968 bis 2002
Die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien (n = 7463) bzw. der Portefeuilles (n = 3094) bilden die Gewichtungen. Die Portefeuilles umfassen diejenigen Aktien, die am selben Tag ausschutten. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Bei der Berechnung der impliziten Steuersatze wird unterstellt, dass Kursgewinne einkommensteuerfrei sind. Der t-Test Uberpriift die Nullhypothese, dass die Pramie gleich eins ist (Ho: Pr = I gegen Hi: Pr ^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fiir das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fUr das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fiir das Signifikanzniveau 1 %. Die folgende Regressionsgleichung mit Dummy-Variablen fiir die einzelnen Teilperioden: Prj = CiD68-77 + C2D78-89 + C3D9o.93 + C4D94-98 + C5D99-o, + C6Do2 + Uj dient zur Abbi von zeitlichen Unterschieden. Paarweise durchgefiihrte F-Tests iiberpriifen, ob die Koeffizienten der DummyVariablen fiir zwei aufeinander folgende Teilperioden die gleichen Werte aufweisen. Die Bestimmung der Koeffizienten erfolgt mit Hilfe von GLS-Schatzungen, wobei die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien die Gewichte darstellen. ', ", *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau beim F-Test. Zeitperiode
1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 1968-2002 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001 2002
Pramie
t-Werte
Einzelwerte
Portefeuilles
Einzelwerte
0.6613 0,8669 0,8699 0,8535 0,8408 0,7851 0,8887 0,8042 0,8115 0,7424 0,5345 0,6196 0,6256 0,6359 0,6654 0,6295 0,5636 0,5510 0,5261 0,6367 0,5266 0,4812 0,5442 0,6789 0,6523 0,6615 0,7272 0,7367 0,6643 0,7587 0,7838 0.8445 0,7268 0,6983 0,7338 0,6902 0,8097 0,5907'" 0,6449"* 0,7334*" 0,7396 0,7338
0.7677 0,8634 0,8448 0,8470 0,8690 0,7839 0,8296 0.8329 0,8295 0,7206 0,5267 0,6182 0,6733 0,6784 0,6418 0,6704 0.5838 0,5219 0,6149 0,6817 0,5425 0,5825 0,4971 0,7411 0,6329 0,6627 0,6380 0,7168 0,7165 0,7555 0,8295 0,9146 0,6847 0,6265 0,7892 0,6974 0,8183 0,6160*" 0,6405 0,7279*** 0.7206 0.7892
-9.586 -3,519 -3,997 -4,278 -4,084 -4,596 -3,329 -4.666 -5.918 -7.153 -18.432 -15.156 -13.251 -13.670 -13,828 -8,460 -13,484 -12.969 -9,857 -9,927 -13,348 -11,937 -8,474 -9,776 -12.678 -11.900 -9,049 -9,235 -10,243 -6,498 -4.354 -3,416 -7,107 -11,263 -6,708 -50,801 -16,229 -42,184 -20,541 -16.390 -12.750 -6.708
Portefeuilles -5.745 -2,986 -4,046 -3.537 -2.535 -4.174 -3.846 -3,156 -4,137 -6,766 -11,891 -10,442 -10,793 -9.992 -11.819 -5,831 -10,321 -10,695 -6,379 -6,156 -7,201 -7,860 -9,173 -5.453 -9.717 -7.818 -9.295 -8.386 -5.772 -6,901 -1,701 -1.104 -5.804 -8,894 -3.930 -35,535 -12.749 -29,731 -15,490 -11,732 -8,317 -3.930
impliziter Steuersatz fiir j Dividenden Einzelwerte Portefeuilles 0.339 0.133 0,130 0,147 0,159 0,215 0,111 0,196 0,188 0,258 0,465 0,380 0,374 0,364 0,335 0,370 0,436 0,449 0,474 0,363 0,473 0,519 0,456 0.321 0.348 0.338 0,273 0,263 0,336 0,241 0,216 0,156 0,273 0,302 0,266 0,310 0.190 0,409 0,355 0,267 0,260 0,266
0.232 0,137 0,155 0,153 0,131 0,216 0,170 0,167 0.171 0,279 0,473 0,382 0,327 0,322 0,358 0,330 0,416 0,478 0,385 0,318 0,457 0,417 0.503 0.259 0,367 0,337 0,362 0,283 0,284 0,244 0,171 0,085 0,315 0,374 0,211 0,303 0,182 0,384 0,359 0.272 0.279 0.211
239
Anhang
Tabelle A. 10: Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden und Handelskursen bei Zugrundelegung von Einzelwerten und Portefeuilles im Zeitraum 1968 bis 2002 Die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien (n = 5795) bzw. der Portefeuilles (n = 2706) bilden die Gewichtungen. Die Portefeuilles umfassen jeweils alle Aktien, die am selben Tag ausschiitten. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Bei der Berechnung der impliziten Steuersatze wird unterstellt, dass Kursgewinne einkommensteuerfrei sind. Der t-Test uberpruft die Nullhypothese, dass die Pramie gleich eins ist (Ho: Pr = 1 gegen H,: Pr ^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fur das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fur das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fUr das Signifikanzniveau 1 %. Die folgende Regressionsgleichung mit Dummy-Variablen fur die einzelnen Teilperioden: Pr, = c, D^s-?? + Ci Dy,.^^ + c, D^,.^, + c, D94.9& + c, D^;; + c^ D02 + W;, dient zur Abbildung von zeitlichen Unterschieden. Paarweise durchgefuhrte F-Tests uberprufen, ob die Koeffizienten der DummyVariablen fur zwei aufeinander folgende Teilperioden die gleichen Werte aufweisen. Die Bestimmung der Koeffizienten erfolgt mit Hilfe von GLS-Schatzungen, wobei die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien die Gewichte darstellen. *, **, "* kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveaus beim F-Test.
1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 1968-2002 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001 2002
impliziter Steuersatz fiir Dividenden
t-Werte
Pramie
Zeitperiode
Einzelwerte
Portefeuilles
0,6673 0,8543 0,8481 0,8557 0,8401 0,7963 0,8774 0,7967 0.7902 0,7777 0,5305 0,6270 0,6246 0,6582 0,6790 0,6358 0,5802 0,5615 0,5656 0,6074 0,5378 0.5000 0,5470 0,6924 0,6440 0,6702 0.7353 0.7140 0.6595 0.7479 0.7193 0,9003 0,7467 0,7362 0,7564 0.6949 0,8083 0,5980*" 0,6503** 0,7165*' 0.7926*** 0.7564
0.7638 0,8740 0.8210 0.8659 0.8663 0.7789 0.8572 0.8010 0.7825 0.7415 0.5228 0.6159 0.6625 0.6827 0.6648 0,7191 0,6217 0.5396 0.6597 0.6155 0,5911 0,6054 0.5127 0,7358 0,6299 0,6567 0,6986 0,7065 0,7211 0,7661 0.7760 0.9968 0.6850 0,7352 0.8205 0.7187 0.8156 0.6286*** 0.6454 0.7338** 0,8098** 0.8205
Einzelwerte -9.319 -3.729 -4.629 -4.134 -3.969 -3.882 -3.426 -4.623 -6.092 -5.936 -16.769 -14.365 -11.734 -11.663 -11.183 -7.451 -12,794 -12,177 -8.057 -10.128 -13.207 -11.006 -10.376 -9.116 -11.410 -9.119 -8.257 -8,530 -9,054 -5,940 -4,861 -1,883 -4,940 -6.820 -3,483 -43.408 -15.687 -38.052 -19.656 -15.347 -7.170 -3,483
Portefeuilles -5.749 -2,723 -4.695 -3.204 -2.588 -4.025 -3.205 -3.627 -5.565 -5.446 -11.296 -11.477 -8.482 -9.725 -8.872 -4,673 -9,046 -10,315 -5,133 -7.396 -7.653 -7,139 -9.205 -5.184 -9.224 -6.866 -7,072 -6,544 -5.343 -4.541 -2.149 -0.046 -4.203 -6,210 -2,396 -31,189 -12,690 -27.922 -14.546 -9.956 -5.160 -2.396
1
Einzelwerte
Portefeuilles
0.333 0.146 0.152 0.144 0.160 0.204 0.123 0.203 0.210 0.222 0.469 0.373 0.375 0.342 0.321 0.364 0,420 0.439 0.434 0.393 0.462 0.500 0.453 0.308 0.356 0,330 0.265 0.286 0.340 0.252 0.281 0.100 0.253 0.264 0.244 0.305 0.192 0.402 0.350 0.284 0,207 0.244
0.236 0.126 0.179 0,134 0.134 0.221 0.143 0.199 0,217 0.259 0.477 0.384 0,338 0,317 0,335 0.281 0.378 0.460 0.340 0.385 0.409 0.395 0.487 0.264 0,370 0,343 0,301 0,293 0,279 0,234 0,224 0,003 0.315 0.265 0.179 0.281 0.184 0.371 0.355 0.266 0.190 0.179
240
Anhang
Tabelle A. 11: Durchschnittliche Uberrenditen von Einzelwerten unter Berlicksichtigung von Bar- und Bruttodividenden im Zeitraum 1968 bis 2002 Die Uberrendite entspricht der Differenz zwischen der taglichen Aktienrendite (n = 7463) und der Anderungsrate des DAFOX am jeweiligen Extag. Der t-Test und der Vorzeichentest uberprufen die Nullhypothese, dass die Uberrendite gleich null ist (HQ: AR = 0 gegen Hi. AR^ 0). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fiir das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fiir das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fiir das Signifikanzniveau 1 %. Auf Abweichungen zwischen den Mittelwerten zweier aufeinander folgender Teilperioden testet der ZweiStichproben-t-Test und auf Abweichungen zwischen den Medianen zweier aufeinander folgender Teilperioden der Wilcoxon Rangsummentest. *, **, '*' kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau beim Zwei-Stichproben-tTest. *, **, *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau beim (Wilcoxon Rangsummentest). Zeitperiode
1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 1968-2002 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001 2002
Uberrendite bezogen auf
t-Werte
Vorzeichentest
Bar
Brutto
Bar
Brutto
Bar
Brutto
0.8996 0,4785 0.4919 0.5853 0,5773 0,7122 0,5053 0,7827 0,7074 0,8902 0,5486 0,1612 0,1863 0,1798 -0,0209 0,1066 0,4685 0,3613 0,5283 0,0294 0,5515 0,5676 0.5425 0,0781 0,0444 0,1071 0,1270 -0,0371 0,4206 0,1885 -0,0182 -0,0397 0,8123 0,5324 1,2728 0.3942 0.6694 0.3169V;# 0,1889 0,1323 0,4379 V#* 1.2728**7*
0.8996 0,4785 0,4919 0,5853 0,5773 0,7122 0,5053 0,7827 0,7074 1,0171 2,1693 1,8859 2,0976 2,0635 1,9463 1,5720 2,0714 1,8058 1,7646 1,3569 2.0012 1,7958 1,6364 1,3656 1,4363 1,4919 1,1548 0,9938 1,4614 1,1205 0,8680 0,9674 1,8393 1,8840 1,3655 1,3579 0,6823 1.8663VA 1,4798VA 1,1146 V A 1,5660V;« 1,3655
6.087 3,585 3.832 4,229 4,778 4,633 3,718 4,633 5,646 6,168 4,652 1,279 1.179 1,228 -0.147 0.562 3,085 2,375 2,914 0,198 3,599 3,516 2.889 0.546 0,361 0,772 0,957 -0,309 3,028 1,212 -0,091 -0,183 4,178 2,894 6,513 13.917 14,967 7.034 2,526 1,928 3,795 6,513
6.087 3,585 3,832 4,229 4,778 4,633 3,718 4,633 5,646 6,941 17,771 14.624 13,262 14.496 13,713 8,240 13,471 11,219 9,604 8,877 12,717 10,749 8,669 9,433 11,189 10,276 8,636 8,092 10.588 7,280 4,387 4.528 9.462 9,707 6,976 46.956 15.214 40.607 19,414 16.269 13,427 6.976
4.739 2.372 3.614 3.300 4,967 3,843 2,677 4,006 4.967 5,215 4.182 1.227 0.309 1.308 -0.075 -0.632 2,155 1,917 2,351 -0,887 3,400 2,329 0,889 0,000 1,295 1,845 1,245 0,485 2,977 1,048 -1,133 1,081 3,938 1,590 5,560 12,768 12,583 5,142 2,000 2,026 3,826 5,560
4,739 2,372 3,614 3,300 4,967 3,843 2,677 4,006 4,967 5,829 11,936 10.584 9,875 10,692 9,950 7,589 9,976 9,141 7,338 8,389 10,067 9,897 9,271 9,810 10,668 10,626 7,844 8,731 10,915 7,338 3,042 5,973 8,551 7,838 6,054 44.531 12.779 33.203 20.188 16.866 12.918 6,054
241
Anhang
Tabelle A. 12: Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden in Abhangigkeit vom Monat im Zeitraum 1968 bis 2002 Die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien (n = 7463) bilden die Gewichtungen. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hiife des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Der t-Test uberpriift die Nullhypothese, dass die angegebene durchschnittliche Pramie gleich eins ist (HQ: Pr = 1 gegen Hi: Pr 5^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fur das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fur das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fur das Signifikanzniveau 1 %. In runden Klammern stehen die tWerte. Die Regressionsgleichung mit Dummy-Variablen fUr jeden Kalendermonat Prj, = CiD, + C2D2 + Ci Di + C4D4 + Cs D , + c^ £)« + c? D? + c« Dg + C9 D9 + c,o D,o-^CnDi,-\-CnDn
+ Uj,
dient zur Abbildung von Unterschieden zwischen den Monaten. Anhand von F-Tests wird fUr einzelne Teilperioden des Untersuchungszeitraums Uberpriift, ob die Koeffizienten ailer Dummy-Variablen die gleichen Werte aufweisen. Die Bestimmung der Koeffizienten erfolgt mit Hilfe einer GLS-Schatzung, wobei die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien die Gewichte darstellen. In eckigen Klammern stehen die p-Werte des FTests. *, *', **' kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveaus beim F-Test. Monat
1968-2002
1968-1977
1978-1989
1990-1993
1994-1998
1999-2001
2002
Jan
0,7493 (-4,144)
0,7167 (-3,246)
0,6934 (-3,022)
0,7981 (-0,781)
0,7570 (-2,394)
0,9324 (-0,158)
1,1721 (0,346)
Feb
0,6724 (-7,864)
0,7372 (-4,083)
0,6412 (-7,736)
0,6374 (-2,771)
0,9091 (-0,271)
0,8213 (-0,711)
-0,0750 (-1,579)
Marz
0,7551 (-9,019)
0,8100 (-3,096)
0,6741 (-7,263)
0,5707 (-6,710)
0,7865 (-3,209)
0,9486 (-0,591)
0,7920 (-1,709)
April
0,7004 (-10,485)
0,8480 (-3,653)
0,6538 (-7,958)
0,6432 (-3,560)
0,7472 (-3,021)
0,5581 (-4,902)
0,9699 (-0,122)
Mai
0,6525 (-22,923)
0,7952 (-6,581)
0,5381 (-17,611)
0,6586 (-9,785)
0,7338 (-7,491)
0,6091 (-7,885)
0,6909 (-4,133)
Juni
0,7065 (-23,901)
0,8010 (-6,771)
0,5888 (-21,616)
0,6564 (-9,509)
0,7833 (-6,816)
0,7787 (-6,553)
0,7336 (-4,185)
Juli
0,6803 (-24,577)
0,8809 (-5,754)
0,5664 (-24,661)
0,6909 (-8,472)
0,6525 (-9,463)
0,7466 (-4,678)
0,5571 (-3,134)
Aug
0,6855 (-15,274)
0,6768 (-9,724)
0,5918 (-11,537)
0,5485 (-6,750)
0,6138 (-5,665)
0,7872 (-4,114)
1,0291 (0,194)
Sept
0,6252 (-9,320)
0,7650 (-2,847)
0,6843 (-3,680)
0,3614 (-6,079)
0,8290 (-2,207)
0,4646 (-4,656)
0,4869 (-2,095)
Okt
0,8472 (-2,279)
0,8259 (-1,556)
0,7047 (-3,368)
1,0581 (0,301)
0,9390 (-0,366)
1,1385 (0,439)
.
Nov
0,4645 (-6,610)
0,7086 (-1,117)
0,2222 (-4,189)
0,1289 (-2,214)
0,3230 (-3,748)
0,5768 (-2,620)
0,5930 (-0,786)
Dez
0,7336 (-9,938)
0,7962 (-4,454)
0,6534 (-8,084)
0,6492 (-5,753)
0,7545 (-4,654)
1,0141 (0,101)
0,7865 (-0,478)
F-Test
3,09*" [<0,001]
2,90"* [0,001]
2,06" [0,020]
1,75* [0,059]
1,80" [0,050]
2,86*" [0,001]
1,02 [0,426]
1
242
Anhang
Tabelle A. 13: Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden in Abhangigkeit vom Wochentag im Zeitraum 1968 bis 2002 Die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien (n = 7463) bilden die Gewichtungen. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Der t-Test uberpruft die Nullhypothese, dass die angegebene durchschnittliche Pramie gleich eins ist (HQ: Pr = 1 gegen Hj: Pr ^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fiir das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fur das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fur das Signifikanzniveau 1 %. In runden Klammern stehen die tWerte. Die Regressionsgleichung mit Dummy-Variablen fiir jeden Wochentag Prj,-CiDMo-¥C2DDi + C}DMi + CADDO-^CSDFT -^ Uj, dient zur Abbildung von Unterschieden zwischen den Wochentagen. Anhand von F-Tests wird fiir einzelne Teilperioden des Untersuchungszeitraums iiberpriift, ob die Koeffizienten aller Dummy-Variablen die gleichen Werte aufweisen. Die Bestimmung der Koeffizienten erfolgt mit Hilfe einer GLS-Schatzung, wobei die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien die Gewichte darstellen. In eckigen Klammern stehen die p-Werte des F-Tests. ', **, *" kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveaus beim F-Test. Wochentag
1968-2002 1968-1977
1978-1989
1990-1993
1994-1998
1999-2001
2002
Mo
0,6798 (-23,910)
0,8059 (-8,222)
0,5932 (-20,594)
0,6330 (-9,926)
0,7044 (-7,787)
0,6936 (-6,561)
0,8200 (-2,503)
Di
0,6673 (-16,769)
0,7570) (-7,703)
0,5629 (-14,370)
0,6461 (-7,238)
0,6671 (-6,880)
0,7974 (-2,356)
0,7636 (-1,563)
Mi
0,7379 (-17,672)
0,7980 (-6,614)
0,5957 (-15,005)
0,6988 (-7,532)
0,7723 (-5,965)
0,8126 (-4,894)
0,7551 (-2,725)
Do
0,6972 (-23,674)
0,8136 (-7,350)
0,5898 (-20,738)
0,6631 (-9,321)
0,7930 (-6,662)
0,7317 (-6,645)
0,6513 (-4,600)
Fr
0,6674 (-26,296)
0,8454 (-6,651)
0,5969 (-22,188)
0,5958 (-11,472
0,6914 (-9,514)
0,6780 (-7,311)
0,6699 (-3,267)
F-Test
3,96[0,003]
1,34 [0,254]
0,25 [0,909]
1,03 [0,390]
2,21* [0,066]
1,76 [0,134]
0,78 [0,540]
243
Anhang
Tabelle A. 14: Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden in Abhangigkeit von der Branche im Zeitraum 1968 bis 2002 Die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien bilden die Gewichtungen. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Der tTest uberpruft die Nullhypothese, dass die angegebene durchschnittliche Pramie gleich eins ist (HQ: Pr = 1 gegen Hi: Pr ^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fiir das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fiir das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fur das Signifikanzniveau 1 %. Die Regressionsgleicjiung mit DummyVariablen fiir jede Branche: Prj, = c,vD,v + CBDB + CvDv+Uj, dient zur Abbildung von Unterschieden zwischen den Branchen. Anhand von F-Tests wird fiir einzelne Teilperioden des Untersuchungszeitraums iiberpruft, ob die Koeffizienten aller Dummy-Variablen die gleichen Werte aufweisen. Die Bestimmung der Koeffizienten erfolgt mit Hilfe einer GLS-Schatzung, wobei die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien die Gewichte darstellen. In eckigen Klammern stehen die p-Werte des F-Tests. *, **, "* kennzeichnet Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveaus beim F-Test.
Versicherungen
Industrie- u. Verkehrsunternehmen
611
634
0,6919
0,7008
0,6351
1380
175
120
0,8117
0,8282
0,7260
1978-1989
1848
196
189
0,5938
0,6292
0,3319
1990-1993
856
74
94
0,6415
0,6890
0,6529
1994-1998
1093
95
146
0,7278
0,8023
0,7120
1999-2001
810
55
70
0,7549
0,5627
0,6669
2002
231
16
15
0,7068
0,8015
0,9563
Industrie- u. Verkehrsunternehmen
1968-2002
6218
1968-1977
Banken
Banken
Versicherungen
Zeitperiode
Pramie
Anzahl
t-Werte
F-Test
1968-2002
-45,695
-13,243
-11,742
1,71
1968-1977
-15,061
-4,160
-4,635
1,12
[0,328]
1978-1989
-39,659
-11,239
-10,557
9,09
[<0,001]*" [0,820]
[0,180]
1990-1993
-19,417
-4,167
-5,225
0,20
1994-1998
-15,569
-3,552
-3,908
0,86
[0,424]
1999-2001
-11,370
-5,145
-3,588
2,72
[0,066]*
2002
-6,580
-2,009
-0,240
1,16
[0,314]
1
244
Anhang
Tabelle A. 15: Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden separat fiir Stamm- und Vorzugsaktien im Zeitraum 1968 bis 2002 Die quadrierten Dividendenrenditen der Stamm- bzw. Vorzugsaktien bilden die Gewichtungen. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX um die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Der t-Test Uberpriift die Nullhypothese, dass die angegebene durchschnitdiche Pramie gleich eins ist (HQ: Pr - 1 gegen Hi. PR ^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fiir das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fiir das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fiir das Signifikanzniveau 1 %. Die folgende Regressionsgleichung mit Dummy-Variablen fiir jede Aktiengattung Prj, = Cs,Ds, + CvzDvz + Uj, dient zur Abbildung von Unterscliieden zwisciien den Aktiengattungen. Aniiand von F-Tests wird fiir einzelne Teilperioden des Untersuchungszeitraums iiberpriift, ob die Koeffizienten ailer Dummy-Variablen die gleichen Werte aufweisen. Die Bestimmung der Koeffizienten erfolgt mit Hilfe einer GLS-Schatzung, wobei die quadrierten Dividendenrenditen der Stamm- bzw. Vorzugsaktien die Gewichte darstellen. In eckigen Klammern stehen die p-Werte des F-Tests. *, ", "* kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveaus beim F-Test.
Zeitperiode
Stammaktien
Vorzugsaktien
Anzahl 1968-2002
6453
1010
Stammaktien
Vorzugsaktien
Dividendenrendite 3,87 4,09
1968-1977
1556
119
3,47
3,93
1978-1989
1988
245
4,27
4,61 3,75
1990-1993
840
184
3,60
1994-1998
1075
259
3,48
3,74
1999-2001
778
157
4,47
4,42
2002
216
46
3,81
3,85
1968-2002
0,6880
0,3519
-45,715
1968-1977
0,8056
0,4256
-15,819
-29,309
1978-1989
0,5977
0,2712
-38,756
-53,601
1990-1993
0,6480
0,3142
-18,654
-31,701
1994-1998
0,7223
0,3872
-15,147
-34,798
1999-2001
0,7278
0,4077
-12,406
-21,296
2002
0,7225
0,4023
-6,486
-11,199
Pramie
1968-2002
t-Werte
impliziter Steuersatz fiir Dividenden 0,312 0,648
-76,813
F-Test 959,60 [<0,001]*"
1968-1977
0,194
0,574
269,87 [<0,001]'"
1978-1989
0,402
0,729
364,43 [<0,001]"'
1990-1993
0,352
0,686
135,24 [<0,001]-
1994-1998
0,278
0,613
173,88 [<0,001]"*
1999-2001
0,272
0,592
81,61 [<0,001]"'
2002
0,278
0,598
21,91 [<0,001]*"
|
245
Anhang
Tabelle A. 16: Steuerklientel-Effekte auf Basis von Bruttodividenden im Zeitraum 1968 bis 2002 Die Einteilung der Aktien in zehn (Panel A) bzw. in funf (Panel B) Dividendenklassen mit annahernd gleichem Umfang erfolgt in jedem Jahr entsprechend der Hohe der Dividendenrendite bezogen auf den Cumtag. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Der Spearman-Rangkorrelationkoeffizient {ps) gibt die Abhangigkeit zwischen der Pramie und der Dividendenrendite iiber die zehn bzw. fiinf Dividendendenklassen an. Der Kruskal-Wallis-Test (H) iiberpriift, ob die Verteilungen der aktienindividuellen Pramien in den zehn bzw. fiinf Dividendenklassen voneinander abweichen. In eckigen Klammern stehen die jeweiligen p-Werte. *, **, *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveaus. Panel A: Zehn Dividendenklassen
bei Zugrundelegung
Klassen Zeitperiode 1968-02 1968-77 1978-93 1994-01 | 2002
1 1
1,1855
Dividendenrendite (in %) 1,32 0,79 1,51
2
2,0227 2,5756
2,14 2,52
3,0406 3,4536 3,8678 4,3203 4,8827 5,6298 7,9465
2,88 3,17 3,49 3,83
3 4 5 6 7 8 9 10 1 2
0,4273 0,5504
3 4 5
0,5422 0,5517 0,5596 0,6341 0,6030 0,6516 0,7373 0,7726
6 7 8 9 10 1
1 Ps H
4,31 4,96 6,25
2,30 2,93 3,39
1,58 2,18 2,72
3,80 4,21 4,65 5,13 5,79 7,40
3,24 3,70 4,23 4,95 5,88 9,68
durchschnittliche Pramie 0,7878 0,2234 0,3307 0,7367 0,4296 0,6069 0,7076 0,5017 0,4731 0,7214 0,5108 0,5035 0,7344 0,4879 0,5261 0,8389 0,5809 0,6172 0,8083 0,5168 0,5994 0,8220 0,5819 0,6467 0,8900 0,6511 0,7538 0,8399 0,6810 0,8214
Spearman-Rangkorrelationskoeffizient 0,976"* 0,757*** 0,952*** 0,845*** [<0,001] [0,011] [<0,001] [0,002] Kruskal-Wallis-Test 116,22*" 10,95 67,89*" 42,52*** [<0,001] [0,279] [<0,001] [<0,001]
aller Kurse an Extagen Zeitperioden | 1968-02 1 1968-77 1978-93 | 1994-01 | 2002 Aktienanzahl 317 220
|
26 1
0,80
727
164
1,44
743
1,95 2,49 2,96 3,46 4,10 4,97 5,88 10,19
748 755
168 167 169
331 327 330
218 228 229
26 26 27
743 756 748 751 755 737
168 171 166 168 172 162
319 331 325 327 327
230 227
26 27 26 26 26
1,4576 0,4113 0,5949 0,3997 0,6060
4,6103 1,3019 0,9040 0,7037
323
231 230 230 226
Standardabweichung 1,1882 3,1821 7,3057 1,0247 0,8477 1,6967 1,2034 0,6905 0,6821 0,5614 0,6045 0,8697
26 3,1521 2,4862 1,3373 0,9021 0,8764
0,6695 0,6428 0,6631 0,4954
0,5579
0,6427
0,7328
0,1315 0,4034 0,4697
0,4418 0,5432 0,4330
0,5297 0,5257 0,4514
0,8076 0,8515 0,5392
0,9561
0,6662 1,0665
0,4606 0,4042
0,3583 0,3369
0,3757
0,5812
0,5651
0,3838
0,4372
0,4602
0,067 [0,855] 27,38*" [0,001]
0,7213 0,7050
246
Anhang
Panel B: Fiinf Dividendenklassen hei Zugrundelegung aller Handelskurse an Extagen Klassen
1 2 3 4 5
Zeitperioden 1968-02 |l968-77 |l978-93 |l994-01 |2002 Dividendenrendite (in %) 1,69 1,91 1,91 2,86 3,24 2,75 3,67 3,37 4,07 4,58 4,94 4,15 6,63 6,56 5,63
1,16 2,36 3,32 4,37 7,47
2,89 3,92
Aktienanzahl 1148 279 1165 285 1168 285 284 1163
0,79 1,94
11,83
1151
1,6385
3,4856
1 2
0,4296
durchschnittliche Pramie 0,7919 0,2952 0,3024
0,5523
0,7041
0,5121
0,5001
0,1163
3 4
0,6077 0,6436
0,7957
0,5357
0,5617 0,6384
0,6543 0,3017 0,7944
5 Ps
H
0,8106 0,5650 0,7558 0,8612 0,6791 0,7899 Spearman-Rangkorrelationskoeffizient 1,000*" [<0,001]
0,900" 1,000'" 1,000*** [0,037] [<0,001] [<0,001] Kruskal-Wallis-Test 84,74"* 9,80" 67,70"* 25,61*" [<0,001] [0,044] [<0,001] [<0,001]
Zeitperioden 1968-02 |l968-77 |l978-93 |l994-01 |
-0,100 [0,873] 4,99 [0,288]
281
540 540 540 538 535
319 330 332 331 325
2002 10 10 11 10 10 4,2337
0,7957
Standardabweichung 1,0047 1,8725 6,0235 0,6106 0,6362 1,0816
0,6600 0,5763 0,4187
0,4920 0,4489 0,3322
0,9351 0,5612 0,8418
0,5890 0,4720
0,8342 0,7667
0,3673
0,5139
1,4081