Zusammenfassung
Vor der empirischen Untersuchung sind die Hypothesen und deren Operationalisierung für die Untersuchung zu erläutern. Dies erfolgt im ersten Abschnitt dieses Kapitels. Weiter dient dieses Kapitel dazu, die Methodik der im folgenden Kapitel durchgeführten Ereignisstudie vorzustellen. Hierbei ist zunächst auf die sachliche und zeitliche Abgrenzung der Untersuchungsgruppe einzugehen (Abschnitt 2.). Die Auswahl der in die Ereignisstudie einzubeziehenden Ereignisse bestimmt die Aussagefahigkeit und -grenzen der empirischen Ergebnisse. Die Technik der Bestimmung eines „Ankündigungseffektes“ auf Dividendenankündigungen und die Bestimmung der Signifikanz dieses „Ankündigungseffektes“ wird in Abschnitt 3. vorgestellt. Bei dem hier beschriebenen Verfahren handelt es sich i.w. um den Standardaufbau einer Ereignisstudie. In dieser Untersuchung werden die Kursreaktionen nicht nur für die Gesamtgruppe, sondern auch für nach ökonomischen Kriterien gebildete Teilgruppen untersucht. Die Definition dieser Variablen und die Testverfahren, die Zusammenhänge zwischen diesen ökonomischen Variablen und den Kursreaktionen untersuchen, werden in den Abschnitten 4. und 5. dargestellt.
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Literatur
Zur Definition vgl. Fama (1970), (1991).
Um diese Hypothese zu testen, müßte man zeigen, daß die Renditeentwicklung weder systematisch positiv noch systematisch negativ ist (Nullhypothese). Selbst wenn eine systematische Kursentwicklung nach der Dividendenankündigung vorliegt, wären die Ablehnungsraten dieser Nullhypothese sehr hoch, d.h. es ist mit einem hohen Fehler 2. Art zu rechnen. Dies erschwert die Überprüfung dieser Hypothese.
Die Beschränkung auf diesen Zeitraum ist im Prinzip willkürlich. Jedoch wird mit einem größeren zeitlichen Abstand von der Dividendenentscheidung auch die Varianz der Gewinnänderungen zunehmen, so daß es immer schwieriger wird, signifikante Unterschiede zwischen Gruppen von Unternehmen festzustellen. Dies rechtfertigt ebenfalls eine Beschränkung auf einen relativ kurzen Zeitraum.
Vgl. Polonchek/Slovin/Sushka (1989); Slovin/Sushka/Polonchek (1992).
Vgl. Carvell/Strebel (1987), S. 290; Brennan/Hughes (1991), S. 1683.
So das Vorgehen von Amihud/Murgia (1997), S. 402.
Allerdings ist für die meisten Dividendenankündigungen die erste Meldung auch im Handelsblatt verfügbar.
Die Frage nach dem Einfluß der Besteuerung von Unternehmensgewinnen und Dividenden auf die Kursreaktion stellt einen interessanten Untersuchungsansatz dar, der in der Literatur auch verfolgt wird, vgl. z.B. Bernheim/Wantz (1995). Um diese Fragestellung zu untersuchen, hätte der Untersuchungszeitraum auch einige Jahre vor 1978 umfassen müssen, wodurch sich der Erhebungsaufwand für die Untersuchungsgruppe zu stark vergrößert hätte.
Auch Gerke/Oerke/Sentner (1997), S. 811 beschränken ihre Untersuchungsgruppe auf 89 Unternehmen, wobei die Kriterien für die Auswahl dieser Unternehmen nicht genannt werden.
Es handelt sich um die Horten AG und die Schubert & Salzer Maschinenfabrik AG.
Davon sechs Unternehmen, die damit gar nicht mehr in der Untersuchungsgruppe vertreten sind.
So erhielten z.B. die außenstehenden Aktionäre der Asea Brown Boveri AG fiir die Geschäftsjahre 1986 bis 1990 eine fixe Garantiedividende in Höhe von DM 24% des Nennwertes ihrer Aktien.
So erhielten z.B. die außenstehenden Aktionäre der AEG AG für die Geschäftsjahre 1988 bis 1990 eine Garantiedividende in Höhe von 20% der Stückdividende der Daimler Benz AG.
So erhielten z.B. die außenstehenden Aktionäre der Buderus AG für die Geschäftsjahre 1981 bis 1990 eine Garantiedividende ‘in Höhe des arithmetischen Mittels der vom Statistischen Bundesamt zum Ende eines Kalenderjahres für die Hauptwirtschaftsgruppen „Energie- und Wasserversorgung, Bergbau“ und „Verarbeitende Industrie“ bekanntgegebenen Durchschnittsdividenden, mindestens jedoch 12%.’ Vgl. Bundesanzeiger vom 7. Juni 1991, Nr. 29 217.
Zum Beispiel zahlte die Deutsche Babcock AG für das Geschäftsjahr 1982/83 (30.09.) die im Vorjahr ausgefallene Vorzugsdividende in Höhe von 3,00 DM je Vorzugsaktie zusammen mit einer Dividende für das Geschäftsjahr in der gleichen Höhe nach.
Dies betrifft die Ereignisse Asko AG 1990 und Stollwerck AG 1989.
Hierbei handelt es sich um die Dividendenankündigungen der Fresenius AG; GLUNZ AG; Hornbach Holding AG; Nixdorf Computer AG; Porsche; Dr. Ing. h.c. F., AG; PUMA AG; Rudolf Dassler Sport AG; SPAR Handels-AG; VDO Adolf Schindling AG und der Wella AG.
Die drei entsprechenden Kategorien in Tabelle 23 summieren sich nicht zu 562, da mehrere andere zeitgleiche Ankündigungen auftreten können.
Für einen Überblick über die Methodik der Ereignisstudie vgl. u.a. Bowman (1983); Peterson (1989); Entrup (1995), Kapitel 5; Thompson (1995) und MacKinlay (1997).
Vgl. MacKinlay (1997), S. 34f.
Es handelt sich dabei um die Kurszusätze „3“, „4“, „5“, „6“, „7“, „L“; „M“, „N“ und „T“ in der Kodierung der Karlsruher Kapitalmarktdatenbank, vgl. Deutsche Finanzdatenbank (1991), S. 9f.
Dies ist der unten definierte Ereigniszeitraum.
Vgl. MacKinlay (1997), S. 18; Sharpe (1963), S. 281.
Zu einer Darstellung der Ordinary Least Squares (OLS)-Methode vgl. Gujarati (1995), S. 52–59.
Vgl. MacKinlay (1997), S. 17.
Vgl. MacKinlay (1997), S. 18; Thompson (1995), S. 97If.
Vgl. Entrup(1995), S. 170.
Vgl. Ritter (1991) und Michaely/Thaler/Womack (1995), S. 582 zur Berechnung einer Buy-and-hold-Rendite.
Vgl. Amihud/Murgia (1997), S. 403 – 404.
Die Aussagen des F-Test entsprechen bei einer Einfachregression mit Hilfe von OLS denen des t-Test für ß [vgl. Gujarati (1995), S. 134 – 136] und werden deshalb nicht angegeben.
Vgl. Scholes/Williams (1977), S. 317.
Vgl. Dimson/Marsh (1983), S. 756.
Zur Definition eines Tages ohne Handel vgl. Abschnitt V.3.1.
Vgl. Brown/Warner (1985), S. 16–18; Atchison (1986), S. 347f.
Vgl. Jain (1986), S. 76–77.
Vgl. Brown/Warner (1980), S. 214 – 218.
Vgl. Gujarati (1995), S. 143f. und S. 769–774, Jarque/Bera (1980) und (1987). Vgl. zu anderen Testverfahren Härtung (1993), S. 182 – 191.
Vgl. Gujarati (1995), S. 316f.
Zu Testverfahren auf Heteroskedastizität vgl. Gujarati (1995), S. 367 – 380. Vgl. Entrup (1995), S. 157f.
Vgl. Gujarati (1995), S. 355 – 367 zum Problem der Heteroskedastizität.
Zur Überprüfung von Autokorrelation vgl. Gujarati (1995), S. 415 – 436. Vgl. Entrup (1995), S. 158f.
Vgl. Gujarati (1995), S. 400 – 415 zum Problem der Autokorrelation.
Vgl. Brown/Warner (1980), S. 251; Brown/Warner (1985), S. 7f.
Vgl. Brown/Warner (1980), S. 25If.; Entrup (1995), S. I59f.
Vgl. MacKinlay (1997), S. 35.
Vgl. Brown/Warner (1985), S. 9f.
Vgl. Brown/Warner (1985), S. 8 – 14.
Vgl. Brown/Warner (1985), S. 19.
Vgl. Brown/Warner (1985), S. 19f.
Vgl. MacKinlay (1997), S. 27.
Vgl. Thompson (1995), S. 985.
Zwei Ereignisse überschneiden sich nicht, wenn der Ereignistag des zweiten Ereignisses nicht im Intervall t(bis t1 (vgl. Tabelle 27) liegt.
Vgl. Brown/Warner (1985), S. 15 – 16.
Vgl. Corrado (1989), S. 388 – 392.
Vgl. Corrado (1989), S. 385–388.
Vgl. Entrup(1995), S. 163.
Vgl. die ähnliche Argumentation zum t-Test bei Brown/Warner (1980), S. 215.
Vgl. Corrado (1989), S. 391f.; Corrado/Zivney (1992), S. 472 – 474.
Vgl. Corrado (1989a), S. 2.
Die Angaben zu Stückdividende und Steuergutschrift der Dividende wurden den Dividendenankündigungen selbst und den Veröffentlichungen zur Dividendenzahlung im Bundesanzeiger entnommen. Stets stimmen angekündigte und gezahlte Dividende überein. Die Angaben wurden nochmals mit den Angaben der Börsenzeitung (1980–1994) abgeglichen.
Insgesamt betrifft dies 20 Dividendenankündigungen in der Untersuchungsgruppe.
In diesem Fall wird tatsächlich auch diese Stückdividende gezahlt und die jungen Aktien aus der Kapitalerhöhung aus Gesellschaftsmitteln erhalten keine Dividende für das vergangene Jahr. Ein Beispiel hierfür ist die Dividendenzahlung der Deutsche Centralbodenkredit AG für das Geschäftsjahr 01.01.–31.12.1985. Extag der Dividendenzahlung war am 13.05.1986, zu dem DM 13,09 gezahlt wurden. Dies entspricht der angekündigten Stückdividende in Höhe von DM 12,00 multipliziert mit eins plus dem Kehrwert des Bezugs Verhältnis aus der Kapitalerhöhung aus Gesellschaftsmitteln (11:1), vgl. Börsen-Zeitung (1988), S. 28. Insgesamt betrifft dies 14 Dividendenankündigungen in der Untersuchungsgruppe.
Beispielsweise verwenden Denis/Denis/Sarin (1994) den Kurs an t.2.
Um Verwechslungen zu vermeiden, soll diese Bezeichnung der Gruppen beibehalten werden. In der Gruppe der Dividendenerhöhungen befinden sich nur solche Ereignisse, in denen bereits zuvor eine Dividende gezahlt wurde. Wurde keine Dividende gezahlt, wird das Ereignis als Dividendeneinfuhrung bezeichnet. Beide Gruppen zusammen bilden die Gruppe der positiven Dividendenänderungen. Bei Dividendenkürzungen wird weiter eine Dividende gezahlt. Wird die Dividende auf null gekürzt, so wird das Ereignis als Dividendenausfall bezeichnet. Beide Gruppen zusammen bilden die Gruppe der negativen Dividendenänderungen. Bei einer unveränderten Dividendenzahlung wird tatsächlich eine Dividende gezahlt. Ereignisse, bei denen wiederholt keine Dividende gezahlt wird, bilden die Gruppe der wiederholten Dividendenausfälle.
Dividendenausfall, wiederholter Ausfall und (Wieder-) Einführung der Dividende in der Gruppe der Finanzunternehmen betreffen nur ein Unternehmen, die Commerzbank AG.
In der Gruppe der Industrieunternehmen werden zur Bildung der Quartiisgrenzen die Ereignisse der Industrieunternehmen herangezogen, die in die Untersuchung mit Bilanzdaten einbezogen werden. Die Anzahl der Ereignisse schwankt daher während des Untersuchungszeitraums nicht stark, so daß die beobachteten Veränderungen der Quartiisgrenzen bei Industrieunternehmen nicht durch die Anzahl der einbezogenen Unternehmen zurückzuführen sein dürften.
Auch die Verschiebungen in der Dividendenrendite, die sich zwischen Dividendenerhöhungen und Dividendenkürzungen ergeben, können die Ergebnisse der empirischen Untersuchung nicht beeinflussen, da Dividendenerhöhungen und Dividendenkürzungen nur als getrennte Gruppen untersucht werden.
Bei einer Analyse mit einem nichtparametrischen Verfahren, wie z.B. bei dem in dieser Untersuchung verwendeten Rangkorrelationstest von Spearman, ergeben sich keine unterschiedlichen Ergebnisse zur Verwendung nicht-logarithmierter Marktwerte. Die Logarithmierung stört aber bei der Anwendung nichtparametrischer Verfahren nicht.
Zur Beschreibung der Gruppe vgl. Abschnitt V.4.4.
Zur Verwendung von Einzel- und Konzemabschlüssen vgl. Abschnitt V.4.4.
Vgl. zum Jahresabschluß nach dem Aktiengesetz 1965 Coenenberg (1985), S. 375 und zum Jahresabschluß nach HGB Coenenberg (1997), S. 569 – 572.
Die Daten wurden aus Commerzbank (Hrsg.) (1982), (1985), (1988), (1991) erhoben und mit den Angaben aus Hoppenstedt (1980) bis (1990) ergänzt.
Vgl. Haegert/Lehleiter (1985), S. 914 und König (1990), S. 25–27, die eine vereinfachte Formel unter Verwendung des Körperschaftsteuerentlastungsbetrages angeben.
Dieser Marktwert wurde bereits in Abschnitt V.4.2. ermittelt. Der dort bestimmte Marktwert bezieht sich einheitlich für alle Unternehmen auf das Jahresende. 14 der 69 Unternehmen in diesem Untersuchungsabschnitt haben ein Geschäftsjahresende, das vom Jahresende abweicht. In diesem Falle liegt der im Nenner verwendete Marktwert um bis zu zehn Monate nach dem Geschäftsjahresende dieser Unternehmen.
Vgl. Benartzi/Michaely/Thaler (1997), S. 1015.
Vgl. Brickley (1983), S. 205; Bajaj/Vijh (1990), S. 215f.
Vgl. Heiden/Gebhardt/Burkhardt (1997), S. 62 zum relativen Emissionskurs bei Kapitalerhöhungen deutscher Industrieunternehmen.
Vgl. Uhlir/Steiner (1994), S. 120 – 124, zur retrograden Bereinigung von Aktienkursen.
Die relativen Änderungen gegenüber dem Jahr t.2 und nach der Ankündigung werden der Übersichtlichkeit wegen nicht angegeben und können auch nicht durch Verknüpfung der angegebenen Werte ermittelt werden. Eine größenmäßige Abschätzung der Entwicklung kann aber mit den in Tabelle 46 angegeben Werten vorgenommen werden.
Für den Median der Gewinnänderung ergibt sich jeweils ein auf dem 10%-Niveau (zweiseitiger Test) signifikanter Rangkorrelationskoeffizient zur Abweichung der beobachteten positiven (rSp = 0,587) und negativen (rSp = -0,659) Dividendenänderungen gegenüber den erwarteten Dividendenänderungen.
Vgl. z.B. BenartziMichaely/Thaler (1997), S. 1016f.
Benartzi/Michaely/Thaler (1997), S. 1017, nehmen bei bereinigten Werten einen Test gegen null vor, in dieser Untersuchung wird die Bereinigung jedoch mit Branchenunternehmen, die eine unveränderte Dividende ankündigen, vorgenommen.
Vgl. Härtung (1993), S. 546 – 553.
Vgl. Härtung (1993), S. 553 – 559.
Vgl. Gleichung (G-33) auf S. 166 dieser Arbeit.
Vgl. Härtung (1993), S. 349 – 354, Schlittgen (1993), S. 162 – 170.
Vgl. Gleichung (G-34) auf S. 170 dieser Arbeit.
Z.B. für die Variable Dividendenerhöhung in Benartzi/Michaely/Thaler (1997), S. 1011–1014.
Z.B. für die Variable Dividendenrendite in Denis/Denis/Sarin (1994), S. 571 – 574.
Für Tobins Q z.B. in Denis/Denis/Sarin (1994), S. 571 – 574 oder die prozentuale Dividendenänderung z.B. in Pettit(1972), S. 998f.
Vgl. Lang/Litzenberger(1989), S. 183 – 185.
Vgl. Härtung (1993), S. 505 – 511; Schlittgen (1993), S. 343 – 347.
Vgl. Härtung (1993), S. 513 – 520; Schlittgen (1993), S. 347 – 349.
Schlittgen (1993), S.344f.
Zwar lassen sich auch für kleinere Stichprobengrößen beim Mann-Whitney U-Test noch Signifikanzniveaus berechnen, vgl. Hartung (1993), S. 513 – 520, jedoch nimmt bei jedem Testverfahren mit der Gruppengröße auch die Fähigkeit der Teststatistik ab, signifikante Zusammenhänge zu erkennen. Weiter ist in kleinen Gruppen die Annahme beeinträchtigt, daß die Kursreaktion nicht durch andere Faktoren geprägt wird. Daher soll auf die Angabe von Teststatistiken in kleinen Gruppengrößen verzichtet werden.
Vgl. Hartung (1993), S. 613f.
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Heiden, S. (2002). Aufbau der empirischen Untersuchung. In: Kursreaktionen auf Dividendenankündigungen. Deutscher Universitätsverlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-322-89777-0_5
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