Zusammenfassung
Nachdem Preisänderungen und Handelsvolumen bislang nur theoretisch betrachtet wurden, soll im folgenden überprüft werden, inwieweit die dabei gewonnenen Erkenntnisse geeignet sind, das Verständnis vom tatsächlichen Geschehen auf Wertpapiermärkten zu verbessern. Die Grundlage hierfür bilden die täglichen Schlußkurse und Volumina an der Frankfurter Börse sowie die täglichen Gesamtvolumina an allen 8 deutschen Börsen für 52 Aktien des FAZ-Indexes vom 1.7.1988 bis 28.6.1991169. Transaktionsbezogene Daten, die mit den vorangegangenen theoretischen Überlegungen weitaus besser korrespondiert hätten, waren für den deutschen Aktienmarkt bedauerlicherweise nicht zu beschaffen. Da auch exakte Daten über unternehmensspezifische informatorische Ereignisse nicht erhältlich waren, ist eine direkte Überprüfung vieler im theoretischen Teil gewonnener Hypothesen von vornherein ausgeschlossen.
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Literatur
Die Umrechnung in einfache Renditen wurde gewählt, weil sie dem einperiodischen Entscheidungshorizont der Investoren im theoretischen Teil am ehesten entspricht. Häufiger werden in der empirischen Kapitalmarktforschung allerdings logarithmierte Preisänderungen der Form ln(P z)— ln(Pz-1) verwendet, die einem mehrperiodischen Modellansatz mit kontinuierlicher Abzinsung entsprechen. Ausführlicher zu den Unterschieden zwischen beiden Ansätzen und zu ihren Auswirkungen auf das Datenmaterial vgl. z.B. MERTON (1975) oder FAMA (1976, S. 17ff).
Zum Spearman-Rangkorrelationskoeffrzienten vgl. z.B. SACHS (1992, S. 510ff.). Dieses Korrelationsmaß wurde gewählt, weil es, anders als die parametrischen Produktmoment-Korrelationen, keine weitgehend binomial verteilten Grundgesamtheiten voraussetzt. Deutliche Abweichungen von dieser Voraussetzung sind aufgrund früherer Untersuchungen, z.B. von HARRIS (1986, 1987), vor allem für die Volumendaten zu erwarten.
HECKER (1974, S. 155ff.), der seine Untersuchungen auf Differenzen logarithmierter Preisänderungen stützte, fand die Verteilungen der Renditen deutscher Aktien dagegen leicht rechtsschief verteilt. Da dieser Unterschied hier sogar noch unterschätzt wird, weil die verwendeten einfachen Renditen gegenüber den logarithmierten Preisänderungen prinzipiell einen etwas größeren Wert des Schiefemaßes implizieren, läßt sich vermuten, daß solch geringe Schiefen eher zufälliger Natur sind und vor allem auf Besonderheiten des Betrachtungszeitraumes beruhen. Ausführlicher zu den Unterschieden der errechneten Schiefen bei einfachen Renditen und logarithmierten Preisänderungen vgl. z.B. FAMA (1976, S. 30f.).
BANz hält es allerdings auch für möglich, daß nicht die Unternehmensgröße selbst, sondern ein oder mehrere mit ihr korrelierte Faktoren den Größeneffekt auslösen. STOLL und WHALEY (1983) entdeckten auch einen signifikanten Einfluß der Transaktionskosten.
CHAN, CHEN und HstEH (1985) konnten dagegen nach einer Bereinigung von Preisdaten amerikanischer Aktien mit Hilfe der APT nur einen sehr schwachen und nicht profitabel nutzbaren Größeneffekt feststellen. 1777 FAMA (1965b, S. 70).
ZU dieser Bezeichnung vgl. MANDELBROT (1963a).
Zum Begriff der charakteristischen Funktion vgl. z.B. BAUER (1991, S.187).
Für eine ausführliche mathematische Herleitung vgl. z.B. GNEDENKO und KoLlrtocoROV (1968).
Ausführlicher hierzu vgl. z.B. FAMA (1963, 1965b) oder MANDELBROT und TAYLOR (1967).
Für Entscheidungsregeln zur Wertpapierauswahl bei Pareto-Verteilungen mit charakteristischen Exponenten kleiner als 2 vgl. FAMA (1965a).
CLARK (1973, S. 140f.). MANDELBROT (1963b) erklärt die Leptokyrtosis in der Renditeverteilung alternativ damit, daß die bei jedem Informationszugang zu beobachtenden Preisänderungen zwar identisch verteilte Zufallsvariable sind, aber keine endliche Varianz besitzen. Der charakteristische Exponent ihrer Grenzverteilung läge damit innerhalb des Intervalls von 0 < a < 2 und die resultierenden Verteilungen wären umso stärker leptokyrt, je kleiner a. Da solche Verteilungen keine endliche Varianz und für a < 1 auch keinen Mittelwert mehr besitzen, wäre, wie bereits früher festgestellt, eine Entscheidungsregel auf Basis des Mittelwert-Varianz-Prinzips nach dieser Argumentation allerdings ausgeschlossen. Empirische Überprüfungen speziell dieser Eigenschaften scheinen die MANDELBROT’SChe Hypothese zudem zu widerlegen. So haben beispielsweise AKGIRAY, Boom und Lotsin, (1987, 1989) festgestellt, daß die Renditen deutscher Aktien überwiegend endliche Varianz aufweisen.
Zur Definition von Liquidität und zum Begriff des Liquiditätsrisikos vgl. z.B. GARBADE und SILBER (1979).
Die Auswirkungen der Marktliquidität auf den informationsorientierten Handel untersucht auch PAGANO (1989).
Vgl. hierzu auch JAMES und EDMISTER (1983), die für den amerikanischen Markt eine „Liquiditätsprämie“ nicht feststellen konnten.
Zu einem ähnlichen Ergebnis waren AJINKYA und JAIN (1989) sowie HARRIS (1983, 1986, 1987) bereits für amerikanische Aktien gelangt.
Für diese Art der Darstellung vgl. SIMMONS (1971, S. 852f.).
Im Gegensatz zum einfachen Bestinuntheitsmaß R2 steigt das bereinigte nicht zwangsläufig mit jeder zusätzlichen erklärenden Variable an. Zu seiner Berechnung vgl. z.B. PINDYCK und RUBINFELD (1981, S. 88ff.)
Vgl. hierzu z.B. HARRIS (1987, S. 130f).
MORSE (1980, S. 1134).
Den prinzipiell gleichen Effekt können auch saisonale Schwankungen der Handelsaktivität haben, wie sie beispielsweise von PETTENGILL und JORDAN (1988) festgestellt wurden. Da PETTENGILL und JORDAN saisonale Einflüsse auch für Renditen beobachteten, sehen sie dies überdies als mögliche (Teil-) Erklärung für eine positive Beziehung zwischen dem Handelsvolumen und der Preisänderung per se.
Der Umsatzindex mißt die Umsatzentwicklung der im FWB-Gesamtindex enthaltenen, d.h. in Frankfurt amtlich notierten deutschen Aktien. Ein Indexwert von 100 Punkten entspricht dem monatlichen Durchschnittsumsatz von 1968 (=14,035 Mio. DM).
Für dieses Verfahren vgl. z.B. Sachs (1992, S. 512).
KxA1naEN (1991, S. 115).
Zu diesem Testverfahren vgl. z.B. SACHS (1992, S. 380ff.).
Zu dieser Methode vgl. z.B. ROSENTHAL (1984, S. 93ff.). In der Literatur wird dagegen meist die auf FISHER (1932) zurückgehende Methode der Addition logarithmierter p-Werte verwandt. Diese besitzt für große Stichproben jedoch weniger Aussagekraft als die Stouffer-Methode und ist ohne Umformung zudem nicht in der Lage, rechnerisch zwischen der Signifikanz zustimmender und ablehnender Ergebnisse zu unterscheiden. Da solche konträren Fälle in der hier durchgeführten Untersuchung auftraten, wurde auf die Verwendung der Methode von FISHER generell verzichtet. Für eine Diskussion dieser Problematik und weitere meta-analytische Methoden vgl. z.B. MOSTELLER und BUSH (1954) sowie ROSENTHAL (1978).
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© 1994 Betriebswirtschaftlicher Verlag Dr. Th. Gabler GmbH, Wiesbaden
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Schmale, S. (1994). Empirische Untersuchung. In: Interpretation von Kapitalmarktreaktionen. Trends in Finance and Banking. Gabler Verlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-322-99721-0_5
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Publisher Name: Gabler Verlag, Wiesbaden
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Online ISBN: 978-3-322-99721-0
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