Zusammenfassung
Basierend auf den theoretischen und methodischen Grundlagen sowie auf den Erkenntnissen aus der Analyse bisheriger Studien zum Insiderhandel wird in diesem Kapitel das methodische Vorgehen bei der eigenen empirischen Untersuchung festgelegt. Ziel der durchzuführenden Studie ist es, eine Beurteilung der neu geschaffenen Offenlegungspflicht für Wertpapiergeschäfte von Organmitgliedern am deutschen Kapitalmarkt auf der Basis empirischer Erkenntnisse vorzunehmen. Untersuchungsgegenstand sind die Börsenkurs- und Handelsumsatzentwicklungen der von Unternehmensinsidern gehandelten Papiere im Zusammenhang mit den seit Inkrafttreten der Meldepflicht offen gelegten Eigengeschäften. Dabei wird zunächst die Profitabilität der von Vorstands- und Aufsichtsratsmitgliedern gemeldeten Transaktionen untersucht, indem die Entwicklung der von diesen Personen gehandelten Papiere der Gesamtmarktentwicklung gegenübergestellt wird. Soweit sich der gemeldete Insiderhandel als profitabel erweist, können die offen gelegten Geschäfte die bei der Gesetzeseinführung beabsichtigte Indikatorfunktion erfüllen. Weiterhin wird im Rahmen einer Ereignisstudie beurteilt, ob die veröffentlichten Insidertransaktionen einen Informationsgehalt besitzen und von den Marktteilnehmern zur Kenntnis genommen werden. Schließlich soll die empirische Untersuchung einen Beitrag zur Diskussion kritischer Elemente der Ausgestaltung der gesetzlichen Publizitätspflicht für Directors’ Dealings leisten.
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Literatur
Vgl. Entrup, U. (1995), S. 143.
Vgl. Bowman, R. G. (1983), S. 563f., Brown, S. J./Warner, J. B. (1985), S. 14f.
Vgl. zu diesem Angebot die Broschüre DGAP (2002).
§ 15 WpHG verpflichtet die Emittenten von an einer deutschen Börse zugelassenen Wertpapieren zur Veröffentlichung neuer Tatsachen, die geeignet sind, “den Börsenpreis der zugelassenen Wertpapiere erheblich zu beeinflussen”.
Das Meldeformular ist in Abbildung 11 im Anhang dieser Arbeit abgedruckt. Im Internet ist das Formular verfügbar unter .
Vgl. Fleischer, H. (2002), S. 1227, der das Fehlen einer konkreten Zeitvorgabe in dieser Vorschrift kritisch sieht.
So die Formulierung im Rundschreiben der BaFin an die Emittenten vom 27. Juni 2002, siehe BaFin (2002).
In der Stichprobe der nach § 15a WpHG gemeldeten Geschäfte werden 99,4% aller gemeldeten Transaktionen auf der Internetseite des Emittenten veröffentlicht.
Diese Angabe stammt aus einem Telefonat mit der für meldepflichtige Wertpapiergeschäfte zuständigen Stelle bei der BaFin am 16. Oktober 2003.
In der Regel handelt es sich hierbei um einen Ausdruck der Internetseite, auf welcher das betreffende Wertpapiergeschäft veröffentlicht ist.
Die Datenbank ist zugänglich unter http://www.bafin.de/datenbanken/p15a.html (Stand: 13. März 2004).
Diese Angabe stammt aus einem Telefonat mit der für meldepflichtige Wertpapiergeschäfte zuständigen Stelle bei der BaFin am 16. Oktober 2003.
Vgl. zur Darstellung dieses Angebots DGAP (2002).
Neben den Ausführungen in DGAP (2002) sind in diesem Abschnitt telefonische Auskünfte der DGAP vom 16. Oktober 2003 verarbeitet.
Die Erfassung der Transaktionsdaten wird durch die Erstellung eines persönlichen Profils für die Meldepflichtigen erleichtert. Die Registrierung erfolgt unter http://www.directors-dealings.de (Stand: 13. März 2004).
Die Freigabe des gemeldeten Wertpapiergeschäftes zur Veröffentlichung erfolgt ebenfalls internetbasiert. Die hierzu eingerichtete Schnittstelle ist zugänglich unter http://www.dgap.net (Stand: 13. März 2004).
Die Datenbank der DGAP ist zugänglich unter (Stand: 13. März 2004).
Gemäß telefonischer Auskunft der DGAP vom 16. Oktober 2003 erfolgt die Weitergabe der Meldung an diejenigen Informationsdienstleister, welche von der DGAP auch mit Ad-hoc-Meldungen versorgt werden. Hierzu zählt unter anderem die Nachrichtenagentur Reuters.
Quelle: DGAP (2002), S. 2.
Vgl. zu dieser Einschätzung auch Großmann, K./Nikoleyczik, T. (2002), S. 2033. Nach deren Einschätzung hängt das Ob und Wann einer Kenntnisnahme der Anleger “im Wesentlichen von Zufälligkeiten ab.”
Anfang 2003 waren allein in den Marktsegmenten Amtlicher und Geregelter Markt rund 770 Unternehmen notiert. Die Zahl der an der Frankfurter Wertpapierbörse im Freiverkehr gehandelten Papiere beträgt etwa 5.000. Vgl. Zielke, W./Kronner, M. (2003), S. 44f.
Diese Angabe stammt aus einem Telefonat mit der für meldepflichtige Wertpapiergeschäfte zuständigen Stelle bei der BaFin am 16. Oktober 2003.
Vgl. May, A./Schweder-Weber, S. (1990), S. 33, May, A. (1991), S. 320.
Als Transaktionskosten sind vor allem die mit dem Handel und dem Halten der Wertpapiere verbundenen Kosten relevant, während die Informationsbeschafrungskosten für die Unternehmensinsider gegen null tendieren, da dieser Personengruppe die unternehmensspezifischen Insiderinformationen in der Regel berufsbedingt und ohne Zusatzanstrengungen zufließen. Vgl. Seeger, H. (1998), S. 111 mit weiteren Nachweisen.
Vgl. hierzu die Ausführungen in Abschnitt 3.2.3.2 mit entsprechenden Verweisen.
Nach einem aktuellen Urteil des Bundesgerichtshofs steht endgültig fest, dass Aktienoptionen nicht als Vergütungsinstrument für Mitglieder eines Aufsichtsrats zulässig sind (Aktenzeichen 2 ZR 316/02). Bereits vor diesem Urteil existierten praktisch kaum noch entsprechende Programme bei deutschen Unternehmen. Zurecht wird an den Optionsplänen kritisiert, dass Mitglieder des Kontrollorgans nicht dieselben Anreizmodelle haben dürfen wie das Management. Dagegen wurden in der Boomphase des Neuen Markts derartige Vergütungssysteme auch für Mitglieder von Aufsichtsräten eingesetzt. Vgl. hierzu o. V. (2004b).
Vgl. May, A. (1991), S. 313f., der als Maß für den Informationsgehalt eines Ereignisses die Höhe der abnormalen Rendite definiert, die innerhalb des Zeitraums der Preisanpassung an die zusätzlich an den Markt gelangte Information gemessen werden kann. In der vorliegenden Untersuchung wird ergänzend die Entwicklung der Handelsumsätze der betreffenden Wertpapiere um den Zeitpunkt der Veröffentlichung analysiert, um zusätzliche Erkenntnisse über die ausgelösten Informationsverarbeitungsprozesse am Kapitalmarkt zu gewinnen.
Vgl. die Angaben auf der Internetseite der DGAP unter http://www.dgap.de (Stand: 13. März 2004).
Vgl. Heiden, S. (2002), S. 42f.
Vgl. zum Nachweis eines Neglected-firm-effect am US-amerikanischen Kapitalmarkt Carvell, S. A./Strebel, P. J. (1987). Die Autoren stellen unter anderem fest, dass der Neglected-firm-effect unabhängig vom Size-effect ist und diesen teilweise sogar dominiert.
Vgl. Beiker, H. (1993), S. 141ff.
Vgl. bspw. Heiden, S. (2002), S. 153.
Vgl. Carvell, S. A./Strebel, P. J. (1987), S. 281f., Brennan, M. J./Hughes, P. J. (1991), S. 1678, Table II.
So die Argumentation des Deutschen Aktieninstituts in seiner Stellungnahme zum Entwurf einer einheitlichen Offenlegungspflicht auf Ebene der Europäischen Union in DAI (Hrsg.) (2003a), S. 5
Vgl. die Ausführungen zu den gesetzlichen Vorschriften zur Veröffentlichung von Insidergeschäften in Abschnitt 2.3.2.
Hierzu zählen nach § 15a Abs. 2 die Bezeichnung des Wertpapiers mit Wertpapierkennnummer sowie Preis, Stückzahl und Nennbetrag der Wertpapiere.
Diese Informationsquelle ist zugänglich unter http://www.insiderdaten.de (Stand: 13. März 2004). Die nachfolgenden Ausführungen basieren auf Erläuterungen auf dieser Internetseite sowie telefonischen Auskünften vom Betreiber des Infopools vom 13. November 2003.
So lassen sich bspw. sämtliche zu einem bestimmten Unternehmen oder von einer bestimmten Person gemeldeten Insidergeschäfte gezielt abrufen.
Wahlweise werden dem Nutzer sämtliche neu gemeldeten Wertpapiergeschäfte mitgeteilt oder er trifft eine Auswahl von bis zu 20 Unternehmen, über deren Insideraktivitäten er informiert werden möchte.
Im Datenbestand der vor dem 1. Juli 2002 gemeldeten Geschäfte sind Gewährungen, Ausübungen und Käufe von Optionen in den sonstigen Erwerbs- und Veräußerungsvorgängen erfasst.
Die Kurswirkungen von Aktienrückkaufprogrammen am deutschen Aktienmarkt untersucht Schremper, R. (2002).
So die Bezeichnung in den Erläuterungen zur Datenbank der BaFin.
Aktiensplitts und andere Kapitalmaßnahmen verursachen dagegen keine Kurssprünge, da die verwendeten Kurszeitreihen um derartige Einflüsse bereinigt sind.
Vgl. zum Vorgehen bei der Bereinigung nach der Opération Blanche Sauer, A. (1991), S. 4ff.
Vgl. Steiner, M./Bruns, C. (2002), S. 46.
Vgl. Coenenberg, A. G. (2003), S. 1043.
Vgl. zum Vorgehen bei der Bereinigung von Kursdaten Sauer, A. (1991).
Im Gegensatz zur progressiven Bereinigung werden bei der retrograden Bereinigung alle vor dem zu bereinigenden Ereignis liegenden Kurse mit einem Bereinigungsfaktor bereinigt. Vgl. Sauer, A. (1991), S. 4.
Auf die Problematik der Auswahl eines geeigneten Indexes wird in Abschnitt 5.4.2 eingegangen.
Vgl. Schremper, R. (2002), S. 146f. mit weiteren Nachweisen.
Vgl. Thompson, J. E. (1988), S. 81.
Vgl. Marsh, P. (1979), S. 849, Fn. 25. Diese Kritik wird aufgegriffen von Röder, K. (1999), S. 14f.
Vgl. bspw. Entrup, U. (1995), S. 152, Gerke, W./Garz, H./Oerke, M. (1995), S. 808, Bühner, R. (1998), S. 823, Seeger, H. (1998), S. 173, Röder, K. (1999), S. 575, Heiden, S. (2002), S. 162. Dagegen verwendet Schremper zunächst logarithmierte Renditen und überprüft anschließend die Stabilität der Resultate bei Verwendung diskreter Renditen (Vgl. Schremper, R. (2002), S. 146f.). Logarithmierte Renditen verwenden dagegen Moser, U./Prüher, M. (2002), S. 364, Ecke, M. (2003), S. 16.
Vgl. May, A./Schweder-Weber, S. (1990), S. 81, Brakmann, H. (1993), S. 155.
Vgl. MacKinley, A. C. (1997), S. 34f.
Vgl. bspw. Schäfer, B. (1995).
Vgl. Brakmann, H. (1993), S. 155.
Vgl. bspw. Peterson, P. P. (1989), S. 42, Gerke, W./Garz, H./Oerke, M. (1995), S. 808, MacKinlay, A. C. (1997), S. 15.
Vgl. Entrup, U. (1995), S. 152.
Vgl. Brakmann, H. (1993), S. 150.
Vgl. Steiner, M./Kleeberg, J. (1991), S. 174.
Vgl. zum Problem der Auswahl eines geeigneten Index zur Approximation der Rendite des Marktportfolios bei Anwendung des CAPM ausführlich Steiner, M./Kleeberg, J. (1991), S. 171ff.
Vgl. Entrup, U. (1995), S. 150.
Vgl. Roll, R. (1979), S. 398f.
Vgl. Ziegler, A. et al. (2003), S. 18, Tabelle 2. Die Autoren ermitteln über den Zeitraum von 1968 bis 1995 für die Gruppe der Unternehmen mit der geringsten Marktkapitalisierung Betafaktoren zwischen 0,5 und 0,7. Die Untersuchung von Beiker ergibt für das Portfolio der kleinsten Unternehmen einen Betafaktor von 0,2. Vgl. hierzu Beiker, H. (1993), S. 328ff.
Vgl. Beiker, H. (1993), S. 343f.
Vgl. Entrup, U. (1995), S. 152.
Vgl. zum Size-effect die Ausführungen in Abschnitt 3.2.3.
Vgl. Dimson, E./Marsh, P. (1986), S. 135.
Vgl. Dimson, E./Marsh, P. (1986), S. 137. Die Autoren weisen allerdings darauf hin, dass auch bei Anwendung des Marktmodells Verzerrungen durch den Size-effect möglich sind, wenn dieser zeitlich nicht stabil ist und bspw. saisonalen Schwankungen unterliegt.
Brown, S. J./Warner, J. B. (1980), S. 249.
Vgl. MacKinley, A. C. (1997), S. 19. Vgl. zu Ausnahmen, welche das CAPM als Renditeerwartungsmodell verwenden Bühner, R. (1998), S. 822, Moser, U./Prüher, M. (2002), S. 364.
Vgl. Brown, S. J./Warner, J. B. (1980), S. 224.
Vgl. hierzu bspw. Peterson, P. P. (1989), S. 53.
Vgl. Brown, S. J./Warner, J. B. (1985), S. 15f.
Vgl. Seeger, H. (1998), S. 181.
Vgl. Klein, A./Rosenfeld, J. (1987), S. 345.
Vgl. Brown, S. J./Warner, J. B. (1980), S. 249 für monatliche Renditen und Brown, S. J./Wamer, J. B. (1985), S. 25f. für tägliche Renditen.
Chandra, R./Moriarity, S./Lee Willinger, G. (1990), S. 398.
In seiner Querschnittsuntersuchung über Ereignisstudien der sechziger, siebziger und achtziger Jahre stellt May fest, dass der überwiegende Teil der Autoren das Marktmodell verwendet. Während 33 Studien das Marktmodell anwenden, werden mittelwertbereinigtes und marktbereinigtes Modell von je sieben Autoren als Renditeerwartungsmodell herangezogen. Vgl. May, A. (1991), S. 322, Abbildung 1. Auch in neueren Ereignisstudien am deutschen Kapitalmarkt kommt überwiegend das Marktmodell zum Einsatz. Vgl. bspw. Gebhard, G./Entrup, U. (1993), S. 12, Keller, E./Möller, H. P. (1993), S. 47, Gebhard, G./Entrup, U./ Heiden, S. (1994), S. 318, Entrap, U. (1995), S. 153, Pellens, B./Tomaszewski, C. (1999), S. 214, Heiden, S. (2002), S. 163, Schremper, R. (2002), S. 158, Ecke, M. (2003), S. 17, Schremper, R. (2003), S. 585. Dagegen wird das marktbereinigte Modell verwendet von Seeger, H. (1998), S. 183, Röder, K. (1999), S. 576.
Vgl. Dyckman, T./Philbrick, D./Stephan, J. (1984), S. 29, Cable, J./Holland, K. (1999), S. 339. Armitage kommt nach einer Analyse von Simulationsstudien mit unterschiedlichen Renditeerwartungsmodellen zum Ergebnis, dass das Marktmodell in allen überprüften Aspekten “always at least as powerful as the best alternative” sei (Armitage, S. (1995), S. 33).
Der DAX-30 repräsentiert mit den 30 umsatzstärksten deutschen Aktien rund 70% der gesamten Marktkapitalisierung an deutschen Aktienbörsen. Der MDAX repräsentiert die 50 Unternehmen, die den im DAX-30 notierten Unternehmen hinsichtlich Marktkapitalisierung und Börsenumsatz folgen, und steht auch ausländischen Emittenten offen. Vgl. hierzu Deutsche Börse (2003), S. 4 sowie die tabellarische Übersicht zu Aktien-indices in Perridon, L./Steiner, M. (2002), S. 243, Abbildung C32.
In einigen Ereignisstudien, bei welchen die Kursentwicklungen innerhalb eines Handelstages analysiert werden, kommt trotz dieser Kritik der DAX als Referenzindex zur Anwendung, da viele andere Indices nur täglich berechnet werden. Vgl. Röder, K. (1999), S. 576.
Vgl. Sauer, A. (1991), S. 4 sowie die Beispielrechnungen zur Bereinigung auf S. 6ff.
Vgl. Seeger, H. (1998), S. 185.
Der FAZ-Index wird seit 1961 von der Frankfurter Allgemeinen Zeitung herausgegeben und enthält die Kurse von 100 Gesellschaften, die im variablen Handel an der Frankfurter Wertpapierbörse notiert sind.
Dennoch kommt der FAZ-Index in einigen neueren Ereignisstudien am deutschen Kapitalmarkt zum Einsatz. Vgl. bspw. Gebhardt, G./Entrup, U. (1993), S. 13, Schmidt, R./Wulff, S. (1993), S. 58f., Gebhardt, G./ Entrup, U./Heiden, S. (1994), S. 318, Entrup, U. (1995), S. 153.
In einer Simulationsstudie führen Dimson/Marsh Ereignisstudien bei ansonsten gleichen Bedingungen unter Zugrundelegung eines gewichteten und eines ungewichteten Aktienindex durch und kommen zu gegensätzlichen Resultaten. Vgl. Dimson, E./Marsh, P. (1986), S. 126, Table 1.
Handelt es sich um einen Paasche-Index, wird das Grundkapital zum Berichtszeitpunkt als Gewichtungsfaktor herangezogen, während beim Laspeyres-Index die Gewichtung anhand des Grundkapitals zum Basiszeitpunkt erfolgt. Vgl. hierzu bspw. Perridon, L./Steiner, M. (2002), S. 242f. Entsprechend kann auch die Marktkapitalisierung als Gewichtungsfaktor verwendet werden.
Vgl. zu dieser Aussage Dimson, E./Marsh, P. (1986), S. 129. Die Autoren weisen darauf hin, dass eine Gewichtung des Untersuchungsportfolios nach der Größe der Gesellschaften “statistically inefficient” wäre.
Vgl. Seeger, H. (1998), S. 186.
Auf den Einfluss des Size-effects auf die Resultate von Ereignisstudien verweisen insbesondere Dimson/Marsh. Vgl. insbesondere Dimson, E./Marsh, P. (1986), S. 136.
Die Segmente Prime Standard und General Standard unterscheiden sich hinsichtlich der Transparenzanforderungen. Vgl. hierzu Deutsche Börse (2003a), S. 3, Zielke, W./Kronner, M. (2003), S. 46.
Vgl. zur Berechnung des CDAX die Ausführungen in Deutsche Börse (2003b).
Eigene Berechnung auf Grundlage der auf der Internetseite der Deutschen Börse veröffentlichten und täglich aktualisierten Zusammensetzung und Gewichtung der Aktienindices (Stand: Ende 2003).
Vgl. Dimson, E./Marsh, P. (1986), S. 130.
Vgl. Brown, S. J./Warner, J. B. (1980), S. 239 und Armitage, S. (1995), S. 33.
Vgl. Peterson, P. P. (1989), S. 50.
Vgl. zur Konzeption des DAFOX Göppl, H./Schütz, H. (1995) und insbesondere zum DAFOX-GG Göppl, H./Schütz, H. (1995), S. 21.
Nach telefonischer Auskunft von Herrn Ding von der Universität Karlsruhe am 26. Februar 2004 enthält der Index nur Aktien von deutschen Emittenten. Derzeit umfasst der Index rund 400 Wertpapiere.
Die Daten sind verfügbar unter http://finance.wiwi.uni-karlsruhe.de/Forschung/Dafox/download.html (Stand: 13. März 2004).
Eine eigene Berechnung eines gleichgewichteten Aktienindex für die am Neuen Markt notierten Unternehmen erscheint nahezu unmöglich, da insbesondere die erforderlichen Daten über die im Untersuchungszeitraum erfolgten Kapitalmaßnahmen und Dividendenzahlungen nicht öffentlich zur Verfügung stehen.
Auch in anderen empirischen Untersuchungen am Neuen Markt kommt der Nemax AllShare als Referenzindex zum Einsatz. Vgl. bspw. Nowak, E./Gropp, A. (2002), S. 30.
Vgl. bspw. die Darstellung des Ablaufs einer Ereignisstudie in Peterson, P. P. (1989), S. 37ff.
Vgl. MacKinlay, A. C. (1997), S. 15.
Vgl. Peterson, P. P. (1989), S. 37.
Vgl. zu diesem Vorgehen bspw. Entrup, U. (1995), S. 153.
Vgl. Peterson, P. P. (1989), S. 38.
Vgl. Hess, A. C./Bhagat, S. (1986), S. 581.
Eine derartige Festlegung treffen bspw. Gebhardt, G./Entrup, U. (1993), S. 13, Gebhardt, G./Entrup, U./ Heiden, S. (1994), S. 318, Entrup, U. (1995), S. 153; Heiden, S. (2002), S. 163.
Vgl. Dimson, E./Marsh, P. (1986), S. 123.
Vgl. Coenenberg, A. G. (2003), S. 1198.
Vgl. Seyhun, H. N. (1998), S. 321f.
Stand: Anfang 2004.
Vgl. Seyhun, H. N. (1998), S. 322.
Vgl. zur Formulierung statistisch überprüfbarer Hypothesen grundlegend Härtung, J./Elpelt, B./Klösener, K.-H. (2002), S. 133ff.
Der längste Untersuchungszeitraum beträgt ein Jahr. Es wird davon ausgegangen, dass ein Kalenderjahr 250 Handelstage umfasst.
Für die Alternativhypothesen gelten die entgegengesetzten Aussagen. Auf eine explizite Angabe der Alternativhypothesen wird im Folgenden verzichtet.
Vgl. Backhaus, K. et al. (2003), S. 77.
Diese beiden Eigenschaften werden in der englischsprachigen Literatur als BLUE (Best Linear Unbiased Estimators) bezeichnet.
Vgl. Backhaus, K. et al. (2003), S. 79.
Vgl. zu den Annahmen des linearen Regressionsmodells bspw. Dougherty, C. (2002), S. 76ff., Backhaus, K. et al. (2003), S. 78f., Groß, J. (2003), S. 33ff.
Vgl. Auer, L. v. (2003), S. 353.
Vgl. Dougherty, C. (2002), S. 223.
Ein weiteres gängiges Verfahren zur Überprüfung von Residuen auf Homoskedastizität ist der Goldfeld/Quandt-Test, bei welchem die Varianzen der Residuen von zwei Teilstichproben verglichen werden. Vgl. hierzu bspw. Auer, L. v. (2003), S. 360ff, Backhaus, K. et al. (2003), S. 85f.
Vgl. zum Vorgehen bei diesem Test Bamberg, G./Baur, F. (2002), S. 38f, Dougherty, C. (2002), S. 225ff
Vgl. zu dieser Version der Formel Fahrmeir, L. et al. (2003), S. 143.
Vgl. Auer, L. v. (2003), S. 377.
Vgl. Backhaus, K. et al. (2003), S. 87.
Vgl. Dougherty, C. (2002), S. 337.
Vgl. grundlegend Durbin, J./Watson, G. S. (1951), S. 159ff.
Vgl. bspw. Dougherty, C. (2002), S. 340, Auer, L. v. (2003), S. 388, Backhaus, K. et al. (2003), S. 88.
Vgl. zu den Nachteilen des Durbin-Watson-Tests Auer, L. v. (2003), S. 393.
Vgl. zu dieser Problematik Dougherty, C. (2002), S. 340f.
Die kritischen Werte für Durbin-Watson-Tests mit großen Stichprobenumfängen beruhen auf Savin, N. E./ White, K. J. (1977).
Bei einer derartigen Hypothesenformulierung spricht man von einem zweiseitiges Testproblem.
Vgl. Brown, S. J./Warner, J. B. (1980), S. 251, Brown, S. J./Warner, J. B. (1985), S. 7f.
Vgl. Peterson, P. P. (1989), S. 43. Die Autorin bezeichnet den Einfluss der gewählten Variante auf das Resultat des statistischen Tests als minimal, vgl. Peterson, P. P. (1989), S. 44.
Vgl. Brown, S. J./Warner, J. B. (1985), S. 7f., Armitage, S. (1995), S. 35.
Aufgrund der erfolgten Portfoliobildung ist von der Gültigkeit dieser Annahme auszugehen. Vgl. Brown, S. J./Warner, J. B. (1985), S. 25.
Vgl. Brown, S. J./Warner, J. B. (1985), S. 8.
Vgl. Entrup, U. (1995), S. 160.
Vgl. Brown, S. J./Warner, J. B. (1985), S. 29.
Vgl. Brown, S. J./Warner, J. B. (1985), S. 25.
Vgl. Corrado, C. J. (1989), S. 391, der in einer Simulationsstudie für unterschiedliche Portfoliogrößen den t-Test mit einem nicht-parametrischen Test vergleicht.
Entrup verwendet unter anderem diese modifizierte Teststatistik zur Überprüfung der Überrenditen, stuft seine Ergebnisse jedoch aufgrund der nur selten erfüllten Normalverteilungsbedingung als kritisch ein. Vgl. Entrup, U. (1995), S. 160ff.
Vgl. Beaver, W. H. (1968), S. 69.
Vgl. May, A./Schweder-Weber, S. (1990), S. 92.
Vgl. Seeger, H. (1998), S. 196.
Vgl. zur Vorgehensweise bei der Analyse abnormaler Handelsvolumina bspw. Seeger, H. (1998), S. 195ff., Schremper, R. (2003), S. 586f.
In anderen empirischen Untersuchungen wird eine zweigeteilte Referenzperiode gewählt, die jeweils zur Hälfte vor und nach dem zu untersuchenden Ereignis liegt. Vgl. bspw. Schmidt, R./Wulff, S. (1993), S. 59, Seeger, H. (1998), S. 199. In der vorliegenden Untersuchung wird der Zeitraum nach der Veröffentlichung des Insidergeschäfts nicht in die Referenzperiode einbezogen, um mögliche Verzerrungen durch verspätete Reaktionen des Kapitalmarktes auszuschließen. Zudem würde sich bei Verwendung einer zweiteiligen Referenzperiode die Anzahl der in die Untersuchung einbeziehbaren Transaktionen verringern, da für Geschäfte am Ende des Untersuchungszeitraums die erforderlichen Umsatzdaten nicht vorliegen.
Zur Analyse von Handelsumsätzen im Rahmen von Ereignisstudien werden stets Stückumsätze verwendet (vgl. Seeger, H. (1998), S. 198, Fn. 764). Wertmäßige Handelsvolumina würden aufgrund der Gewichtung durch unterschiedliche Kursniveaus der untersuchten Aktien zu Verzerrungen der Resultate fuhren.
Vgl. Seeger, H. (1998), S. 200.
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Rau, M. (2004). Aufbau der eigenen empirischen Untersuchung. In: Directors’ Dealings am deutschen Aktienmarkt. Empirische Finanzmarktforschung / Empirical Finance. Deutscher Universitätsverlag. https://doi.org/10.1007/978-3-322-81854-6_5
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