Zusammenfassung
Der Beitrag dieses Abschnitts besteht darin, die Gründe für Informationsunterschiede zwischen einzelnen Märkten, die Mechanismen der Informationsübertragung, und die Zusammenhänge zwischen Informationen und Preisen festzustellen. In diesem Abschnitt werden daher theoretische und empirische Ansätze analysiert, die den Informationszusammenhang einzelner Märkte, die wiederum Bestandteil eines größeren Marktes sind, abzubilden und zu erklären versuchen. Diese Zwischenergebnisse dienen später als Grundlage für methodische Vorüberlegungen, mit denen das zu entwickelnde empirische Modell strukturiert und begründet werden soll.
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Literatur
Für einen Überblick zur Theorie eines internationalen CAPM vgl. z. B. Errunza/Losq (1985), Ghosh/Khak-Sari (1993), Jacque/Hawawini (1993). Die APT- oder CAPM-basierten Tests analysieren typischerweise den langfristigen Charakter möglicher Verbindungen zwischen einzelnen nationalen Märkten, vgl. z. B.King/ Sentana/Wadhwani (1994), Cheung/Lee (1993), Marcus/Solberg/Zivney (1991), Campbell/Hamao (1989), Jorion/ Schwartz (1986), Grubel/Fadner(1971). Bekaert/Harvey(1995) zeigen, wie sich die Intensität des Bewertungszusammenhangs bzw. der Grad der Integration zwischen zahlreichen nationalen Märkten im Zeitablauf verändert hat. Eine Benchmark für APT-Tests internationaler Finanzmarkt-Integration versuchen Naranjo/ Protopapadakis (1995) zu liefern, indem sie alternative Tests auf drei US-Börsen anwenden, von denen sie einen hohen Integrationsgrad erwarten würden. Aufgrund ihrer Tests, bei denen die Null-Hypothese der Integration in vielen Fällen verworfen wird, vermuten sie methodische Mängel der gängigen Tests.
Diese Auffassung von identischen Wertpapieren wird auch vertreten von Hasbrouck (1995), S. 1176.
Chen/Knez (1995), S. 288–289, unterscheiden diese Form der Marktintegration im strengen Sinne von einer schwachen Form, bei der zwei Märkte als weitgehend integriert gelten, wenn ihre Preise dicht beieinander liegen. Andere Autoren knüpfen die Charakterisierung von separaten Märkten an den Informationsstand der jeweiligen Marktteilnehmer: Sofern sie über identische Informationen, insbesondere hinsichtlich des Handelsgeschehens an allen Börsen verfugen, wird von konsolidierten Märkten gesprochen, im anderen Fall von Fragmentierung; vgl. z. B. Madhavan (1995), S. 582–583.
Vgl. Garbade/Silber (1979), S. 457. Die Annahme, daß der Einfluß der Geld-Brief-Spanne an allen Börsen gleich ist, wird nur in der früheren Fassung des Aufsatzes erkennbar, vgl. Garbade/Silber(1977), S. 15.
Vgl. Hasbrouck (1995), S. 1178.
Hasbrouck (1995), S. 1178.
Vgl. z. B. Garbade/Silber (1982), S. 290, Bamberg/Röder(1994), S. 1541.
Vgl. Bühler/Kempf (1993), S. 4.
Vgl. Bamberg/Röder(1994), S. 1539–1540.
Diamond/Verrecchia (1987) zeigen für unterschiedlich restriktive Regimes, daß Leerverkaufsbeschränkungen die Wiedergabe von neuen, insbesondere ungünstigen, Informationen in den Marktpreisen verzögern können.
Wahab/Lashgari (1993), S. 714. Daher könne bei unvollkommenen Märkten und möglichen Anlegerunterschieden das zum Auslösen von Arbitrage notwendige Ausmaß des Signals nicht sinnvoll ex ante bestimmt werden.
Vgl. auch Wang/Yau (1994), S. 457.
Vgl. Grünbichler/Longstaff/Schwartz(1993), S. 5, Chan (1992), S. 128, sowie das Modell von Easley/ O’Hara/Srinivas(1993).
Vgl. z. B. Easley/O’Hara/Srinivas (1993), Stoll/Whaley (1990b), S. 445.
Vgl. Subrahmanyam (1991), Chan (1992), S. 128.
Dieses Ergebnis leiten Chowdry/Nanda (1991) in einem Modell ab, das räumliche Konzentrationsmuster in einem Markt mit mehreren Börsen erklärt und dessen Grundstruktur sich an den Ansatz anlehnt, den Admati/ Pfleiderer (1988) zur Erklärung zeitlicher Konzentration entwickeln.
Vgl. Chan (1992), S. 128.
Vgl. Chan/Chan/Karolyi (1991), S. 658.
Garbade/Silber (1982), S. 290; dieser Preis entspricht dem Terminkurs abzüglich der Nettofinanzierungs-kosten.
Ein unbegrenztes Auseinanderlaufen der Preise an beiden Märkten wird auch bei vollständig inelastischer Nachfrage der Arbitrageure unwahrscheinlich sein, da außer in einer Einproduktwelt Substitutionsmöglichkeiten mit anderen gehandelten Gütern bestehen und somit Querschnittseffekte die Preise zusammen halten.
Vgl. Garbade/Silber (1982), S. 293; das Modell schließt den Zugang zu anderen Märkten für Marktteilnehmer eines anderen aus, wenn sie nicht schon immer dort gehandelt haben.
Vgl. Stoll/Whaley (1990b), S. 443.
Mit der Existenz positiver Informationskosten kann andererseits auch das Paradoxon gelöst werden, daß auf vollständig effizienten Märkten kein Marktteilnehmer einen Anreiz hätte, Informationen zu beschaffen und zu verarbeiten, weshalb diese Märkte wiederum nicht informationseffizient sein können; vgl.Grossman/Stiglitz (1980).
Prominente Beispiele für theoretische Ansätze sind Admati/Pfleiderer (1988), Easley/O’Hara (1987), Glosten/Milgrom (1985), Foster/Viswanathan(1990), sowie Madhavan/Smidt(1991).
Eingegangene Long-Positionen sind spätestens nach zwei Tagen, Short-Positionen am nächsten Handelstag glattzustellen. Das Volumen von Eigengeschäften ist durch eine vom Kursmakler zu leistende Sicherheit abhängig. Vgl. §§ 12, 34 Börso.
Unter Blockhandel wird ein Handelsverfahren verstanden, das auf die Abwicklung besonders großer Einzelaufträge spezialisiert ist. Zu Vorschlägen der Ausgestaltung des Blockhandels vgl.Gerke/Rasch (1992), Kyle Röell (o.J.). Ein Modell der Preisfindung bei einem parallelen Blockhandel entwerfen Keim/Madhavan (1995b). Der Beitrag des Blockhandels wird empirisch analysiert bei Seppi (1992), Burdett/O’Hara(1987), Holthausen/Leftwich/Mayers (1987).
Vgl. z. B. die Modelle bei Gehrig (1991), Economides/Siow (1988).
Für eine detailliertere Beschreibung von Institutionen und Verfahren des Handels von Wertpapieren an deutschen Börsen siehe Abschnitt 4.
Vgl. z. B. Chakravarty/Holden (1995).
Die Grundstruktur des Modells greift wesentliche Elemente von Glosten/Milgrom (1985) sowie Diamond/ Verrecchia (1987) auf.
Da über Anfangsausstattungen der Anleger keine Annahmen getroffen werden, wird die Möglichkeit von Leerverkäufen nicht ausgeschlossen. Zur Auswirkung von Leerverkaufsbeschränkungen auf die Preisfindung vgl. Diamond/Verrecchia (1987).
Für die schlechter Informierten ergibt sich ein Problem aus der Existenz der besser Informierten, da sie im Handel mit diesen grundsätzlich verlieren. Ihr Transaktionsmotiv kann daher nicht aus einem erwarteten Gewinn aus dem Handel selbst entstehen. Damit diese Anlegergruppe nicht gänzlich verschwindet und wegen des gleichen Informationsstands der dann noch verbleibenden, gleich informierten Anleger der Handel nicht zusammenbricht, ist in Modellen mit asymmetrisch verteilter Information generell ein außerhalb des Modells begründetes Transaktionsmotiv der Uninformierten erforderlich; vgl. hierzu auch Glosten/Milgrom (1985), S. 77, oder das speziellere Motiv bei Diamond/Verrecchia(1987), S. 281. Da eine explizite Darstellung eines Transaktionsmotivs für uninformierte Anleger keine Auswirkungen auf die übrige Struktur des Modells haben würde, wird hier darauf verzichtet.
Damit entspricht die Informationsstruktur und das Auftreten von Informationen am Markt derjenigen des Modells von Glosten/Milgrom (1985), S. 76–78.
Wenn, wie in Diamond/Verrecchia (1987), S. 281, das Transaktionsmotiv von uninformierten Anlegern als Sprung in der Zeitpräferenz modelliert wird, kann die hier dargestellte Abwägung zwischen Markt- und Limitorders nur aufrecht erhalten werden, wenn sie durch die geänderte Zeitpräferenz des uninformierten Anlegers nicht berührt wird. Diese Annahme würde z. B. dann vertretbar sein, wenn zwischen dem Zeitpunkt, in welchem der Liquidationserlös ausgezahlt wird, und dem Ablauf der Limitorder eine hinreichend große Anzahl Handelsrunden liegt oder die Zeitpräferenz nicht zu einem der möglichen Extremwerte springt.
Dies entspricht der Regel für Limitpreise im Modell von Chakravarty/Holden (1995), S. 218. Da es sich aber bei jenem um ein einperiodiges Modell handelt, wäre die Festsetzung eines inferioren Limits gleichbedeutend mit dem Verzicht auf die Teilnahme am Handel.
Aus der geschilderten Struktur ergibt sich, daß EL t = BBL t +1 bzw. AL t = BAL t +1. Alle Preise ∈ R
Alternativ zur laufenden Beobachtung könnte angenommen werden, die Uninformierten hätten nur Zugang zu den Bestlimiten, die im Zeitpunkt ihres Erscheinens am Markt herrschten. Von einem bestimmten Paar von Bestlimiten kann man annehmen, daß es durch einen ganz bestimmten Orderstrom zustande gekommen ist. Beiden Annahmen ist der Nachteil gemeinsam, einen hohen Aurwand für Marktpräsenz im einen Fall und an Informationsverarbeitungstechnik im anderen zu implizieren; ein Nachteil, der möglicherweise inkonsistent ist mit typischen Eigenschaften uninformierter Anleger.
In diesem Merkmal entspricht das hier vorgestellte Modell ebenfalls dem von Glosten/Milgrom (1985), S. 76–77, sowie Cohen et al. (1981). Diese Annahme über einheitliche Ordergrößen wird in zahlreichen Modellen sequentiellen Handels getroffen, vgl. O’hara(1995), S. 198–199.
Zu solchen Strategien vgl. z. B. Madhavan (1995), Foster/Viswanathan (1994), Foster/Viswanathan (1990), Admati/Pfleiderer (1988), Kyle (1985).
Dies ist eine der Annahmen des Modells von Copeland/Galai (1983), S. 1459.
Solche langlebigen Informationen sind Kernbestandteil aller Modelle zu strategischem Anlegerverhalten, z. B. Foster/Viswanathan (1994), Madhavan (1995). In einigen anderen Modellen mit Anlegern, die nach der Bayes-Regel ihre Erwartungen über unsichere Informationen anpassen, werden auch kurzlebige Informationen angenommen, vgl. Madhavan/Smidt (1991). Vgl. auch die Diskussion zum Zusammenhang von langlebigen Informationen und der Möglichkeit des Lernens aus dem Handelsgeschehen für Uninformierte bei Easley/ Kiefer/O’Hara(1993), S. 5.
An dieser Stelle soll die Regel zur Anpassung der Erwartungen bewußt allgemein gehalten werden und keine Implikationen der Zusammensetzung des Orderstroms berücksichtigt werden; dies wird erst weiter unten in Abschnitt 3.2.4.2. erfolgen.
Es kommt hier nicht darauf an, eine Vorteilhaftigkeitsgrenze zwischen Markt- und Limitorders für die in jeder Runde möglichen Bestlimite abzuleiten. Wesentlich ist, daß den Uninformierten Anlegern beide Ordertypen zur Auswahl stehen, damit sie je nach ihrem exogenen Handelsmotiv nicht systematisch durch die unvermeidbare Transaktion verlieren, sondern daß jeder uninformierte Anleger damit eine individuelle Gewinnmöglichkeit haben kann. Daß ein exakter Nutzenvergleich für beide Ordertypen zu einer Vorteilhaftigkeitsgrenze bei einem zulässigen Limitpreis fuhren kann, zeigt Appendix 3.2.1.
Dies ergibt sich im Durchschnitt daraus, daß jeder folgende Anleger mit einer Wahrscheinlichkeit von 1-π U , ein perfektes Signal erhalten hat. Im Fall mit mehreren Börsenplätzen, der weiter unten beschrieben wird, kommt hinzu, daß der Anleger am Markt b in Runde t nicht die Dispositionen der Anleger an anderen Märkten in derselben Runde beobachten kann; über diese Informationen verfügt jeder nachfolgende Anleger.
S. Appendix 3.2.2.
Dies entspricht der Konzeption der „prices that are regret-free given the trade” von Glosten/Milgrom (1985), S. 80, hier zitiert nach Madhavan/Smidt (1991), S. 104, und repräsentiert die in Modellen von Dealermärkten mit asymmetrischer Information üblicherweise angenommene Methode, wie Market Maker und andere Unin-formierte die Gefahr, mit potentiell besser Informierten zu handeln, berücksichtigen.
Die Ausfuhrungswahrscheinlichkeit π e, könnte generell als Funktion des Limitpreises ausgedrückt werden.
Im folgenden ist der Tradeoff anhand einer Verkauforder beschrieben; bei einer Kauforder verhalten sich die genannten Anreize in bezug auf den Limitpreis reziprok.
Ohne die Allgemeingültigkeit der getroffenen Aussagen zu reduzieren, dient diese Annahme einer vereinfachten Darstellung. Es wird damit erreicht, daß die Wahl der optimalen Orderstrategie zweistufig ist: Im ersten Schritt wird der Ordertyp bestimmt, im zweiten der optimale Limitpreis, wenn eine Limitorder gewählt wurde. Ohne diese Zweistufigkeit wäre die Wahl des Ordertyps vom optimalen Limitpreis abhängig, und dieser von der Aus-führungswahrscheinlichkeit, welche wiederum vom Limitpreis selbst abhängt. Auch für die Informierten kommt es nicht auf eine exakte Bestimmung der Vorteilhaftigkeitsgrenze zwischen Markt- und Limitorders an; siehe dazu Appendix 3.2.1.
Vgl. Copeland/Galai (1983) und die Diskussion bei O’Hara (1995), S. 197–198.
Damit bei der gegebenen Regel für den Limitpreis von Limitorders der Informierten diese Bedingung nicht nur asymptotisch, sondern auch für bestimmte BBL 1 , erfüllt sein kann, könnten fixe Kosten oder eine positive Mindestpreisänderung (minimum tick) eingeführt werden. Es soll jedoch zur Vereinfachung darauf verzichtet werden.
Vgl. Glosten/Milgrom (1985), S. 93, O’Hara (1995), S. 84, 171, Maddala (1992), S. 503.
Vgl. hierzu Glosten/Milgrom (1985). Sowohl Markov-Prozeß als auch Martingal bezeichnen stochastische Prozesse mit besonderen Eigenschaften. Die Markov-Eigenschaft besagt, daß die Wahrscheinlichkeitsverteilung für zukünftige Realisationen eines Prozesses nur von der aktuellen Realisation, nicht aber von den vorangegangenen abhängt. Hingegen drückt die Martingal-Eigenschaft aus, daß der beste Schätzer für die Realisation t+\ eines Prozesses die in t beobachtete Realisation ist; die Realisationen des Prozesses vor t enthalten mithin keine Informationen für t+1. Ein Martingal hat weiterhin die Eigenschaft des Lernens ohne Vergessen, d. h. der Prozeß akkumuliert die Informationen von Runde zu Runde. Ein Martingal hat somit nicht unbedingt auch die Markov-Eigenschaft. Vgl. Malliaris/Brock(1982), S. 16–19, sowie S. 39–41.
Vgl. auch Appendix 3.2.3.
Im Fall p=q enthält der Orderstrom keine Informationen, die bei der Ordererteilung gewinnsteigernd genutzt werden könnten. Unter den hier getroffenen Annahmen müßte dann gelten π U = 1, so daß bereits mit einem einzigen informierten Anleger die Beobachtung des Orderstroms sinnvoll ist.
Damit die relative Erwartung wie folgt ausgedrückt werden kann, muß sie von einem speziellen Pfad von Kaufund Verkauforders unabhängig sein. Da Anleger ihre Erwartungen nach der Bayes-Regel anpassen, werden neue Informationen und a priori Erwartung multiplikativ und damit pfadunabhängig verknüpft.
Die folgende Herleitung zum Prozeß der bedingten Wahrscheinlichkeiten orientiert sich an O’hara (1995), S. 83–86 und entwickelt die dort gegebene Darstellung weiter, indem in diesem und im folgenden Abschnitt nach Konvergenz und Geschwindigkeit der Konvergenz differenziert jeweils eine explizite Darstellung angegeben wird.
Das Kürzel a.s. steht für almost surely, was äquivalent ist zu „mit Wahrscheinlichkeit eins”; vgl. Malliaris/ Brock (1982), S.9.
Eine Kurzdarstellung findet sich bei O’hara (1995), S. 85–86 und hier in Appendix 3.2.4.
Wenn die Märkte unterschiedlich groß in bezug auf die Anzahl Marktteilnehmer sind, müssen am kleineren die Anleger im Durchschnitt öfter zum Zuge kommen, damit man bei in bezug auf die Anzahl Marktteilnehmer unterschiedlich großen Märkten in jeder Runde eine Order erhält.
S.Abschnitt 3.2.4.1.
Für eine Beschreibung der Entropie zweier Wahrscheinlichkeiten s. Appendix 3.2.4.
So auch im Modell von Mendelson (1987), S. 198–200.
Wenn die Information vollständig aufgedeckt ist und alle Anleger den gleichen Informationsstand haben, kann sich die Orderwahl von informierten und uniformierten Anlegern nach wie vor unterscheiden, da letztere exogene, nicht informationsinduzierte Transaktionsmotive haben. Welche empirischen Implikationen sich daraus ergeben, ist noch zu diskutieren. Unter bestimmten Bedingungen werden die Erwartungen über das wahre Signal an einzelnen Märkten unterschiedlich schnell zum tatsächlichen Wert konvergieren. Denkbar wären z. B. Kosten der Beschaffung von Informationen über das Handelsgeschehen an entfernten Börsen oder die nur diskontinuierliche Beobachtung von Orders an einem oder mehreren Märkten, so daß individuelle Erwartungen nicht korrekt und vollständig angepaßt werden können.
Die denkbaren Modifikationen der Risikoaversion und einer stetig verteilten Auszahlung aus dem Wertpapier wurden alternativ zugrunde gelegt. Diese Alternativen werden hier jedoch nicht präsentiert, weil die Bewältigung der formalen Probleme leicht den primären Modellzweck aus dem Blickfeld verdrängen kann.
Vgl. Alexander/Eun/Janakiramanan (1987) zur Segmentierung am Beispiel internationaler Mehrfachnotierungen.
Pagano/Röell (1991b), S. 9, zeigen, daß das Handelsvolumen italienischer Aktien durch die Aufnahme des Handels an SEAQ International in London nicht signifikant beeinflußt wurde. Sie interpretieren ihre Ergebnisse dahingehend, daß die besonderen Merkmale der dortigen Börse die Anforderungen der typischen Marktteilnehmer in London zu erfüllen scheinen.
Vgl. z. B. das Modell von Foster/Viswanathan (1990).
O’Hara (1995), S. 248, zur eng verwandten Problematik von Futuresmärkten und den Märkten der Underlyings.
Dies fand seine weitestgehende Ausprägung in der Zeit des Dritten Reichs; vgl. Henning (1992), S. 277.
Vgl. zu diesem Argument Degner (1992), S. 578.
Die Kreditinstitute in Deutschland können gemäß ihrer Allgemeinen Geschäftsbedingungen Kundenorders an einen Börsenplatz ihrer Wahl weiterleiten, wenn keine explizite Weisung des Kunden erteilt wird. Vgl. z. B. Nr. 2 (4) AGB.
Vgl. Koch/Jensen/Steinhoff (1991).
Vgl. Subrahmanyam (1991), O’hara (1995), S. 250.
Bei asymmetrischer Informationsverteilung erscheint wegen des Lernens der uninformierten Anleger aus dem Anlageverhalten der informierten eine Anpassungsverzögerung realistisch. Auch wenn diese Verzögerung außer acht gelassen wird, ist der Ablauf gemäß der beschriebenen Sequenz in infinitesimalen Zeiteinheiten sinnvoll vorstellbar.
Vgl. hierzu auch Bossaerts (1988), S. 348, der für eine kursorientierte Darstellung des CAPM ein konstantes Verhältnis von gleichgewichtigen Wertpapierpreisen ableitet. In einem intertemporalen Gleichgewicht folge daraus unter bestimmten Bedingungen, wie z. B. Konstanz der Investitionsmöglichkeiten und Konstanz der Anzahl ausgegebener Aktien, daß Preiszeitreihen kollinear seien. Für bestimmte, weniger restriktive Annahmen zeigt er, daß Gleichgewichtsrelationen für Preisniveaus anstatt für Renditen sich als Linearkombinationen der Preise einer begrenzten Anzahl separierbarer Portfolios ausdrücken lassen, was empirisch als Hypothese der Cointegration von Wertpapierpreisen formuliert werden kann; die nicht notwendig stationären Preise der separierbaren Portfolios stellen dabei gemeinsame Faktoren bzw. gemeinsame Trends dar, zu denen diePreise einzelner Wertpapiere gemäß einer konstanten Linearkombination in Beziehung stehen. Zur Eigenschaft der Cointegration von Zeitreihen siehe Abschnitt 5.
Vgl. Dwyer/Hafer (1993), S. 240. Die hier postulierte generelle Substituierbarkeit hat einem Austauschverhältnis zwischen Rendite und Risiko Rechnung zu tragen, wenn nicht von Risikoneutralität ausgegangen werden kann.
Als eine Erweiterungsmöglichkeit wäre denkbar, daß es den Mitgliedern einer Börse möglich ist, an mehreren Börsen Mitglied zu sein. Dies würde dazu fuhren, daß Signale über Informationen in lokal notierten Titeln auch direkt an eine Teilmenge der Marktteilnehmer entfernter Märkte gelangen könnten.
Ebenfalls eine komplexere Darstellung würde die vollständige Modellierung von Veränderungen des Orderbuchs mit sich bringen, auf die hier verzichtet wurde. Regelmäßige Veränderungen des Orderbuchs sind ein zentrales Element des hier entwickelten Modells, ohne daß die Zusammensetzung des Limitorderbuchs jenseits der Bestlimite explizit erklärt worden wäre; eine lineare Struktur des Orderbuchs wie hier wird jedoch auch in anderen Modellen angenommen, vgl. z. B. Kyle (1989).
Vgl. für eine umfassende Diskussion Schmidt (1991).
Diese Grenze gilt zunächst für uniformierte Anleger, muß aber auch von informierten bei ihrer Orderstrategie gewählt werden, damit sie nicht auf triviale Weise als informiert identifiziert werden können.
Vgl.O’hara(1995), S. 85–86.
Eine triviale Hypothese betrifft den Fall, daß an einer Börse keine Geschäfte in einem Wertpapier stattfinden. Es ist in diesem Fall kein Beitrag dieser Börse zur Informationsverarbeitung zu erwarten, weil in dieser Arbeit die Verarbeitung von Informationen nur anhand der beobachtbaren Marktergebnisse beurteilt wird.
S. Abschnitt 6 zur Beschreibung der in der empirischen Studie in dieser Arbeit verwendeten Daten.
Eine explizite Analyse einzelner bekannter Informationsereignisse ist dagegen auch ohne Kenntnis von Orderdaten denkbar. Mit der Methode der Ereignisstudie werden z. B. die Preiseffekte einzelner Informationen getestet; vgl. für einen Überblick z. B. Fama (1991), S. 1599–1602.
Zur Diskussion verschiedener Methoden der Darstellung von Intratages-Daten siehe Abschnitt 5.2. Analog zur Übersicht über theoretische Ansätze zu Bewertungszusammenhängen wird auch hier auf die ausführliche Darstellung von Ergebnissen von Tests der Preisfindung zwischen internationalen Aktienmärkten über kurze Zeithorizonte verzichtet. Es finden sich eine Reihe Tests auf Basis von Tages- oder Intratagesdaten, deren Methodik wie bei den im folgenden beschriebenen Studien statt auf CAPM- oder Arbitrage Pricing Theory-(APT)-Ansätzen auf selbsterklärenden Zeitreihenmodellen basiert, vgl. z. B. Koch/Koch (1993), Eun/Shim (1989), Khoury/Dodin/Takada (1987), Schollhammer/Sand (1987). Die Studien mit hochfrequentem Datenmaterial erhielten einen Aufschwung infolge des Crashs im Oktober 1987, vgl. z. B.Arshanapalli/Doukas (1993), Dwyer/Hafer(1993), Malliaris/Urrutia(1991).
Für eine ausführliche Beschreibung des deutschen Aktienhandels s. Abschnitt 4.
Vgl. Bühler/Grünbichler/Schmidt (1995), S. 240–241.
Siehe hierzu Abschnitt 6.3.
Inwieweit diese Anteile die relativen Transaktionshäufigkeiten reflektieren, ist nicht erkennbar; vgl Bühler/ Grünbichler/Schmidt(1995), S. 239.
Vgl. Enders (1995), S. 88, und für einen Vergleich der Kriterien Lütkepohl (1991), S. 132–135.
Die Börsen in dieser Studie weisen ähnlich gravierende Unterschiede in der Transaktionsfrequenz auf wie die deutschen Börsen: Die Anteile der Regionalbörsen an der monatlichen Anzahl Transaktionen auf allen Börsen bei den fünf Wertpapieren reichen von 3,5% bis 9,8%, vgl.Garbade/Silber (1977), Table 1, sowie eigene Berechnungen. Die Aufteilung des Handelsvolumens für deutsche Aktien auf die einzelnen Börsen wird für die in dieser Arbeit verwendete Stichprobe in Abschn. 6 gezeigt.
Garbade/Silber (1979), S. 456.
Die empirische Methodik wird in Abschn. 5.2. detailliert erläutert und diskutiert.
Vgl. Hasbrouck (1995), S. 1195.
Vgl. Hasbrouck (1995), S. 1194–1195.
Siehe hierzu auch Abschnitt 6.
Vgl. Hasbrouck (1995), S. 1186.
Vgl. Harris et al. (1995), S. 572–574.
Vgl. Lee (1993), S. 1022.
Die Zuordnung einzelner Transaktionen zu einer initiierenden Marktseite erfolgt nach einem mehrstufigen Algorithmus, der sich an der Geld-Brief-Spanne der Transaktionszeit orientiert; vgl. Lee (1993), S. 1037.
SEAQ steht für Stock Exchange Automated Quotation.
Vgl. Pagano/Röell (1991b), S. 13
Zur Eigenschaft der Cointegration von Zeitreihen und Tests auf Cointegration siehe Abschnitt 5.3.
Vgl. Engle/Granger(1987), S. 260–264. Die vorausgehende cointegrierende Regression zum langfristigen Zusammenhang wurde hier offenbar nicht durchgeführt, ebenso wie keine der z. B. von Enders (1995), S. 376–377 vorgeschlagenen Tests der Spezifikation berichtet werden.
Für diese Interpretation der Koeffizienten des Fehlerkorrekturterms vgl. z. B. Enders (1995), S. 367.
Vgl. Pagano/Röell (1990b), S. 26.
Vgl. Kleidon/Werner(1994), S, 19–20.
Während Geschäfte im Kassahandel nach zwei Arbeitstagen abgerechnet werden, finden für Geschäfte im Terminhandel an 24 Tagen im Jahr Abrechnungen statt, zwischen denen zwei bzw. drei Wochen verstreichen; vgl. Sercu/Kane (1992), S. 2–3, die die Abrechnungsperiode auch für verschiedene andere Aktienmärkte vergleichen. An allen deutschen Aktienbörsen, im Computer- und Präsenzhandel, werden Geschäfte in der Regel zwei Arbeitstage nach Abschluß abgerechnet, für außerbörsliche Geschäfte auf Wunsch auch am Tag des Abschlusses; vgl. Deutsche Börse AG, Hrsg. (1994b), S. 40.
Vgl. Ross (1989). Siehe hierzu auch Abschn. 5.
Vgl. Vila/Sandmann (1995), S. 13 sowie S. 15, Fn. 7.
Vgl. z. B. Stephan/Whaley (1990), S. 193–194, für Optionen auf Aktien, und Bühler/Kempf (1993), S. 3–5.
Vgl. Granger (1969), Granger (1980), sowie die Diskussion in Abschn. 5.3.
Vgl Kawaller/Koch/Koch(1987), S. 1327–1329.
Diese Interpretation basiert bei Chan (1992), S. 145, auf der Beobachtung, daß in Phasen, in denen offenbar überwiegend den Gesamtmarkt betreffende Informationen auftreten, der Lead des Futuresmarkts stärker ist.
Vgl. Wang/Yau (1994), S. 466–467.
Vgl. Chan/Chung (1993), S. 676–683.
Wahab/Lashgari (1993), S. 732, testen ebenfalls getrennt mit und ohne simultane Variablen, ohne jedoch zu qualitativ abweichenden Ergebnissen zu kommen. Kawaller/Koch/Peterson (1994), S. 328, testen auf Granger-Kausalität alternativ mit und ohne simultane unabhängige Variablen, ohne daß sich die geschätzten Koeffizienten der Lag-Variablen signifikant ändern, wobei die Koeffizienten der simultanen Variablen offenbar insignifikant waren; dieses Ergebnis scheint gerade angesichts der längeren Intervalle dieser Studie im Gegensatz zu den Ergebnissen von Koch (1993) und Wahab/Lashgari (1993).
Vgl. Koch (1993), S. 1198.
Vgl. Brenner/Subrahmanyam/Uno (1989), S. 368, Fn. 12.
Ähnliche Ergebnisse finden sich an anderen Märkten, vgl. Garbade/Silber (1982), S. 295, zu Warentermin-märkten.
Die Anzahl Signale sind eigene Berechnungen aus den Werten der Tabellen 2 und 13–16, vgl.Bamberg/Röder (1993), S. 1549, 1558–1561. Für die Reverse Cash and Carry-Arbitrage liegen die Häufigkeiten der Signale deutlich höher, jedoch dürften die realisierbaren Arbitragegewinne wegen der Annahmen über die Wertpapierleihe niedriger als berechnet sein; vgl. Bamberg/Röder(1993), S. 1562–1563.
Vgl. Grünbichler/Longstaff/Schwartz(1993), S. 14–18. Diese Autoren stützen ihre Schlußfolgerung auf Ergebnisse, die sie zuvor um mögliche Einflüsse bereinigt haben, die eine Identifizierung des Elektronikmerkmals verwässern würden. Im Gegensatz hierzu stehen die zuvor berichteten Ergebnisse von Vila/Sandmann (1995).
Vgl. Stephan/Whaley (1990), S. 214.
Vgl. z. B. Conrad/Hameed/Niden (1994), Lamoureux/Lastrapes (1990), Jain/Joh (1988), Karpoff (1987). Jones/Kaul/Lipson (1994) stellen einen stärkeren empirischen Zusammenhang zwischen Transaktionsfrequenz und Volatilität als zwischen Ordergröße und Volatilität fest. Tauchen/Pitts (1983) leiten eine gemeinsame Verteilungsfunktion für Handelsvolumen und Volatilität aus einem theoretischen Modell ab.
Die Methodik unterscheidet sich von den anderen Tests auf Lead-Lag-Relationen dadurch, daß erstens von den Variablen nicht ihr Durchschnitt der Sample-Periode, sondern der Durchschnitt aus einem außerhalb dieser Sample-Periode liegenden Referenzzeitraum subtrahiert wird, und zweitens die zu erklärende Variable keine einzelne Zeitreihe ist, sondern über alle Blocktransaktionen sechs Intervalle um diese herum enthält, vgl. Kumar/ Sarin/Shastri (1992), S. 887–888.
Vgl. Easley/O’Hara/Srinivas (1993), S. 32.
Vgl. Kawaller/Koch/Peterson (1994), S. 344.
Vgl. Lai/Lai (1991), S. 573–574.
Vgl. Chowdhury (1991), S. 587.
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Kehr, CH. (1997). Preisbildung auf Märkten mit mehreren Börsen. In: Preisfindung bei verteilter Börsenstruktur. Empirische Finanzmarktforschung / Empirical Finance. Deutscher Universitätsverlag. https://doi.org/10.1007/978-3-322-97755-7_3
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