Überblick über empirische Studien zu möglichen Einflüssen auf den Kapitalmarkt

Inhaltsverzeichnis

Tabellenverzeichnis

Abkürzungsverzeichnis

1 Einleitung

2 Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung
2.1 Rezaee 1990: Capital Market Reaction to Accounting Policy Deliberation: An empirical Study of Accounting for Foreign Currency Translation
2.2 Gao/ Senteney 2009: The Market Reaction Associated With SFAS No.8 And SFAS No.52: Did Investors Recognize Differential Economic Content Of Translation Gains And Losses?
2.3 Rezaee 1994: An Investigation of the Relationship between Multinational Companies Attributes and the Market Effects of SFAS no. 52
2.4 Eilifsen et al. 2001: Earnings Announcements and the Variability of Stock Returns
2.5 Allayannis George; Weston James P.2001: The Use of Foreign Currency Derivatives and Firm Market Value

3 Psychologische Effekte
3.1 Stephan J. Ciccone 2011: Investor Optimism, False Hope and the January Effect
3.2 Paul Schultz 1985: Personal Income Taxes and the January Effect: Small Firm Stock Returns Before the War Revenue Act of 1917: A Note

4 Einfluss von unternehmensspezifischen Informationen auf den Aktienkurs
4.1 Fama, Eugene F.; Fisher, Lawrence; Jensen, Michael C.; Roll, Richard 1969: The Adjustment of Stock Prices to New Information
4.2 Ashvin H. Solanki 2012: An Empirical Study of Corporate Dividend Policy - A Study with reference to Selected Auto Sector
4.3 Pavel G. Savor 2012: Stock returns after major price shocks: The impact of information
4.4 Eva Liljeblom 1987: The informational Impact of announcement of stock dividends and stock splits
4.5 Gerke, Wolgang; Fleischner Jörg; Langer, Martin 2003: Kurseffekte durch Aktienrückkäufe - Eine empirische Untersuchung für den deutschen Kapitalmarkt

5 Studien über das Kurs-Gewinn-Verhältnis und die Momentumstrategie
5.1 Pushpa Bhatt, JK Sumangala 2012: Impact of Earnings per share on Market Value of an equity share: An Empirical study in Indian Capital Market
5.2 Harri Ramcharran 2002: Empirical analysis of the determinants of the P/E ratio in emerging markets
5.3 Krishna G. Mantripragada 1979: Structural Stability of P/E Ratios of Common Stocks
5.4 Hu John Wei-Shan; Chen Yue-Chin 2011: The Performance of Momentum Investment Strategies: An International Examination of Stock Markets

6 Vorhersage von wertpapierspezifischen Kennzahlen
6.1 I’Ons Trevor A.; Ward Mike 2012: The use of price-to-earnings-to-growth (PEG) ratios to predict share performance on the JSE
6.2 Pierdzioch Christian; Döpke Jörg D; Hartmann Daniel 2008: Forecasting stock market volatility with macroeconomic variables in real time
6.3 Lustgarten, Steven; Tang, Charles 2008: Analysts Heterogeneous Earnings Forecasts and Stock Recommendations

7 Fazit

Literaturverzeichnis

Tabellenverzeichnis

Tabelle 1: Ereignisse in Bezug auf Rechnungsüberlegungen von ausländischen Währungen

Tabelle 2: Zusammenfassung Rezaee 1990

Tabelle 3: Zusammenfassung Gao/Senteney 2009

Tabelle 4: Zusammenfassung Rezaee 1994

Tabelle 5: Zusammenfassung Eilifsen et al. 2001

Tabelle 6: Zusammenfassung Allayannis/ Weston 2001

Tabelle 7: Zusammenfassung Ciccone 2011

Tabelle 8: Zusammenfassung Schultz 1985

Tabelle 9: Zusammenfassung Fama et al. 1969

Tabelle 10: Zusammenfassung Solanki 2012

Tabelle 11: Zusammenfassung Savor 2012

Tabelle 12: Zusammenfassung Liljeblom 1989

Tabelle 13: Zusammenfassung Gerke et al. 2003

Tabelle 14: Zusammenfassung Bhatt/Sumangala 2012

Tabelle 15: Zusammenfassung Ramcharran 2002

Tabelle 16: Zusammenfassung Mantripragada 1979

Tabelle 17: Zusammenfassung Hu/Chen 2011

Tabelle 18: Zusammenfassung I'Ons/Ward 2012

Tabelle 19: Zusammenfassung Pferdzioch et al. 2008

Tabelle 20: Zusammenfassung Lustgarten/Tang 2008

Abkürzungsverzeichnis

Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten

1 Einleitung

Der Kapitalmarkt ist ein Finanzsystem mit einer Vielzahl von Finanzierungs- und Investi- tionsmöglichkeiten, bei dem unterschiedliche Kontrakte zur Auswahl stehen. Um diesen Kapitalmarkt annähernd zu verstehen, stützen sich Investoren auf Statistiken aus empiri- schen Untersuchungen. Empirische Studien dienen dazu Anomalien und wiederkehrende Muster sowie Abhängigkeiten und Beziehungen aufzudecken. Diese Effekte können durch Jahreszeiten, Nachrichten, Unternehmenskennzahlen, Politik, Wetter, verschiedene Märkte und durch eine Vielzahl weiterer Einflüsse verursacht werden. Anhand von statistischen Messungen werden die Bedeutungen und Ausprägungen eines jeweiligen Effekts konkret aufzeigt. Die so aufgezeigten Verhaltensweisen der Investoren und der damit einhergehen- den Kursentwicklungen der Unternehmen an der Börse, sind wichtige Indikatoren, um ef- fizienter am Markt zu reagieren. Der Investor, der solche Beziehungen und Muster kennt und verwendet, ist in der Lage seinen Profit unter Berücksichtigung der vorgeschlagenen Handlungsstrategien deutlich zu erhöhen. Das Ziel einer empirischen Studie ist es, Vermu- tungen und Hypothesen statistisch nachzuvollziehen. Demzufolge wird die Zuverlässigkeit der Hypothesen in Verbindung von Theorie und Praxis sowie über die Zeit geprüft.

Die folgende Arbeit beschäftigt sich mit verschiedenen empirischen Studien aus ausge- wählten Themengebieten. Zu jedem Gebiet werden mehrere Studien untersucht und deren wichtigste Inhalte wiedergegeben. Aus der Vielzahl von empirischen Studien in der Litera- tur sind nur die aktuellen und gegenwärtig relevanten für eine genauere Betrachtung geeig- net. Zusätzlich sollten die ausgewählten Studien mit älteren Studien vergleichbar sein. Die in der Arbeit berücksichtigten Studien werden nach ihrem verwendeten Datenmaterial, ihrem Untersuchungsgegenstand, den angewandten statistischen Methoden und den erziel- ten Erkenntnissen zusammengefasst und tabellarisch dargestellt. Das anschließende Fazit dient zur Beurteilung der Effektivität der jeweiligen Studie. Im nachfolgenden Kapitel werden zuerst Studien zusammengefasst, die bilanzpolitische Entscheidungen untersuch- ten. Das dritte Kapitel berücksichtigt Studien mit psychologischen Beweggründen, die zu Anomalien im Kapitalmarkt führen können. Anschließend werden die literarischen Er- kenntnisse zu Einflüssen von unternehmensspezifischen Informationen auf dem Kapital- markt wiedergegeben. Kapitel fünf behandelt aktienmarktspezifische Beziehungen von Kennzahlen und Kursen. Im sechsten Abschnitt erfolgt die Zusammenfassung von Studien mit dem Inhalt Vorhersagefähigkeit und -genauigkeit. Im letzten Kapitel erfolgt das Fazit zu den gewonnenen Erkenntnissen anhand der verschiedenen empirischen Studien.

Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung

2 Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsum- rechnung und Bilanzierung

Bis zum Jahr 1975 verwendeten die US Unternehmen die aktuelle langfristige Methode, in der beispielsweise Girokonten mit aktuellen Wechselkursen und langfristige Konten mit historischen Wechselkursen verrechnet wurden. Im Jahr 1975 veröffentlichte das FASB, bekannt als Financial Accounting Standards Board, das SFAS Nr. 8, welche die zeitliche Berücksichtigung von Wechselkursen erforderte. SFAS steht für Statement of Financial Accounting Standards. Da die Methode variable Einnahmen zur Folge hatte und die zeit- lich flexible Betrachtung von Wechselkursen eine Neuerung war, bekam das FASB enor- men Druck nach einer gerechteren Regelung von Seiten der Unternehmen. Das FASB ver- öffentlichte 1981 das SFAS 52, in der es den Unternehmen erlaubt war, zusätzlich die kurzfristige Methode zu benutzen. Indem sie die funktionale Währung einführten, gestatte- ten sie den Unternehmen die Wahl zwischen der aktuellen und der zeitlichen Methode. Die funktionale Währung ist die Währung, welche das Unternehmen für seine finanziellen Transaktionen verwendet. Oft ist sie die Währung des Landes, in der sich der Hauptsitz befindet. Besonders wichtig ist sie für internationale Unternehmen, die Operationen in Ländern verschiedener Währung durchführen.¹

2.1 Rezaee 1990: Capital Market Reaction to Accounting Policy Deliberation: An empirical Study of Accounting for Foreign Currency Translation

Die Studie von Rezaee (1990) untersuchte die Auswirkungen von Veröffentlichungen der Rechnungsstandards SFAS Nr. 8 und Nr. 52. Die Bilanzierungspolitik im Unternehmen, insbesondere die Währungsumrechnung von ausländischen Investitionen, ist für die Inves- toren, Analysten und Wirtschaftsprüfer von hohem Interesse, da diese die Erwartungen über den zukünftigen Free-Cash-Flow (FCF) beeinflussen kann. Veröffentlichte bilanzie- rungspolitische Nachrichten haben einen Informationsgehalt, den die Investoren mit verän- derten zukünftigen FCF assoziieren können. In der Studie wurden sechs Ereignisse be- trachtet, abgebildet in Tabelle 1, die mittels veränderter Wertpapierpreise verglichen wur- den. Es wurde angenommen, dass ausländische Währungsrechnungen die Erwartungen von Investoren, Managern, Gläubigern und Regierungen über den Wohlstand des Unterneh- mens stärker beeinflussen als politische Entscheidungen. Während des gesamten Entschei- dungsprozesses wurden Informationen ausgegeben, die von den Protagonisten am Tag der Beschlussfassung in den Aktienpreis bereits eingerechnet wurden. Somit bestand die An- Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung nahme, dass ausschließlich unerwartete Informationen den Markt beeinflussen. Daraufhin wurde die Hypothese aufgestellt, dass ausschließlich Entwürfe unerwartet sind und inhaltsrelevantere Informationen enthalten, verglichen mit den endgültigen Beschlüssen von SFAS Nr. 8 und Nr. 52.

Tabelle 1: Ereignisse in Bezug auf Rechnungsüberlegungen von ausländischen Währungen²

Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten

In der Studie wurden 520 internationale Unternehmen in einem Elf-Tage Zeitraum unter- sucht. Dieser Zeitraum umfasste acht Tage vor der Veröffentlichung, den Ausgabetag und die zwei darauf folgenden Tage. Zusätzlich wurden 75- Tage und 150 -Tage Zeiträume zur groben Berichtigung für die Korrelation verwendet. Um die Veränderungen nach jedem Ereignis feststellen zu können, wurde die Mittelwertmethode von Renditen verwendet und in dem jeweiligen Elf -Tage Zeitraum untersucht. Es wurden durchschnittliche Renditen für jedes der sechs Ereignisse gebildet, um abnormale Entwicklungen des Wertpapierprei- ses feststellen zu können. Der t-Test wurde verwendet, um die Unabhängigkeit der ermit- telten abnormalen Wertpapierrenditen festzustellen. Für die Untersuchung der Hypothese der abnormalen Renditen wurde die Standardabweichung hinzugezogen. Die Ergebnisse dieser Studie ergaben, dass die Ereignisse 1,3 und teilweise 4 einen informativen Inhalt anboten, dargestellt im Anhang 1. Die anderen Ereignisse waren statistisch nicht signifi- kant und boten somit keine weiteren relevanten Informationen. Zusätzlich wurde offen- sichtlich, dass der Markt in dem Zeitraum von einem Tag vor der Publizierung bis einen Tag danach am stärksten reagierte. Die Untersuchungen ergaben positive Marktreaktionen auf den Entwurf von SFAS Nr. 8 und negative Marktreaktionen auf den originalen sowie überarbeiteten Entwurf von SFAS Nr. 52. Zusammenfassend bestätigten die Ergebnisse die Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung vorherigen Annahmen. Die Marktteilnehmer hatten über eine lange Periode von Rech- nungslegungsdebatten Zeit, die Erwartungen über die Rendite des Wertpapiers anzupassen, wodurch Beschlüsse keine überraschenden Informationen enthielten. Deshalb waren die Entwürfe und teilweise die überarbeiteten Entwürfe überraschend, da sie relevantere uner- wartete Informationen enthielten. Weiterhin reagierte der Markt auf den Entwurf von SFAS Nr. 8 für internationale Unternehmen mit positiven abnormalen Renditen, da die Investoren gesteigerte Wertpapierpreise erwarteten. Dieser Entwurf sollte die Bewertung der Leistungen des Unternehmens erleichtern und eine gemeinsame Buchführung einfüh- ren, was eine bessere Einheitlichkeit und Vergleichbarkeit der Unternehmen bewirken soll- te. In der Studie wurde angenommen, dass die Marktteilnehmer die negativen Aspekte von SFAS Nr. 8 wie kostenintensives Absichern und erhöhte Einkommensvolatilität nicht ver- standen hatten, weswegen sie die Veränderung in der Rechnungslegung als positiv erachte- ten. Diese Informationen wurden erst nach der Einführung von SFAS Nr. 8 bekannt, was auf lange Sicht zu einer negativen, aber nicht signifikanten abnormalen Rendite führte. Die negativen Auswirkungen von dem originalen und dem überarbeiteten Entwurf von SFAS Nr. 52 wurden damit begründet, dass sie den Schaden von SFAS Nr. 8, welcher besonders internationale Unternehmen betraf, nicht vollständig beseitigten. Aufgrund der Komplexi- tät und der Unverständlichkeit der Informationen bewerteten die Manager und die Investo- ren die Änderungen des FASB als unklar und glaubten nicht an den Vorteil von zwei Rechnungsstandards. Schlussfolgernd ermittelte die Studie, dass der Markt direkt am Tag der Bekanntgabe der Ereignisse oder einen Tag danach am stärksten reagierte. Weiterhin ergaben ausschließlich die Entwürfe signifikante Ergebnisse, da diese für die Marktteil- nehmer unerwartet kamen und einen informativen Inhalt hatten.

Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung

Tabelle 2: Zusammenfassung Rezaee 1990³

Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten

2.2 Gao/ Senteney 2009: The Market Reaction Associated With SFAS No.8 And SFAS No.52: Did Investors Recognize Differential Economic Content Of Translation Gains And Losses?

Die Studie von Gao und Senteney (2009) ermittelte ähnliche Ergebnisse wie Rezaee (1994), in der insbesondere lokale und internationale US Unternehmen verglichen wurden. Die Annahme, dass die Rechnungsstandards SFAS Nr. 8 und Nr. 52 den kurzfristigen FCF von internationalen US Unternehmen negativ beeinflussen, wurde untersucht. Dies ge- schah in der Zeitspanne von 56 Wochen vor dem Entwurf von SFAS Nr. 8 bis hin zu den Wochen nach der Bekanntgabe des Entwurfs von SFAS Nr. 52. In diesem Zeitraum der rechnungspolitischen Überlegungen von SFAS Nr. 8 und Nr. 52 wurden zehn Ereignisse Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung untersucht. Es wurden 208 Unternehmen verglichen, die folgende Kriterien erfüllt haben mussten:

- Mindestens 10% der unternehmerischen Operationen im Ausland tätigen
- Mindestens einmalige Angabe der funktionalen Währung nach SFAS Nr.52. in den Jahren 1981- 1983
- Vorhandensein der Wertpapierpreise in den untersuchten Jahren

Für die Untersuchung wurden drei Portfolios hinsichtlich der Entwicklung der Wertpapier- preise auf die bilanzierungspolitischen Ereignisse, welche die Währungsumrechnungen im Unternehmen betreffen, miteinander verglichen. Die lokale funktionale Währung, die Dol- lar funktionale Währung und die Verbindung von lokaler und Dollar funktionaler Wäh- rung. Unterschieden wurde zwischen US Unternehmen, welche die lokale funktionale Währung verwenden, die Währung der Tochtergesellschaften im Ausland und US Unter- nehmen mit der Dollar funktionalen Währung, der einheimischen Währung. Ein Unter- nehmen, das beispielsweise eine unabhängige Tochtergesellschaft besitzt, benutzt die loka- le funktionale Währung und die aktuelle Methode zur Währungsumrechnung. Ein Unter- nehmen hingegen mit einer abhängigen Tochtergesellschaft benutzt die Dollar-funktionale Währung und die zeitliche Methode. Ähnlich wie bei Rezaee (1990) wurde ein multivaria- tes Regressionsmodell verwendet, um die kumulierten durchschnittlichen Renditen für die zehn Ereignisse zu vergleichen. Die Nullhypothese der Studie besagte, dass die abnorma- len kumulierten Wertpapierrenditen mit den zehn Ereignissen und den drei Portfolios ver- bunden sind. Um die Beziehung dieser abnormalen durchschnittlichen kumulierten Rendi- ten mit den Portfolios zu beweisen, wurde ein F-Test gewählt. Die Ergebnisse der Studie, welche im Anhang 2 ersichtlich sind, zeigen auf, dass die Portfolio Renditen von den wäh- rungsumrechnungspolitischen Ereignissen negativ beeinflusst wurden. Dies traf insbeson- dere für Unternehmen mit Dollar funktionaler Währung zu. Im Anhang 3 ist ersichtlich, dass das Dollar funktionale Währungsportfolio für alle zehn Ereignisse eine signifikant negative abnormale Rendite bezüglich des α=0.05 Konfidenzintervalls bewirkte. Die bei- den anderen Portfolios zeigten jedoch keine abnormalen durchschnittlichen Renditen be- züglich des Konfidenzintervalls α=0.05. Der F-Test, ersichtlich im Anhang 3, ermittelte die Beziehung aller Bilanzierungsereignisse. Jedoch wurde die Nullhypothese für die unter- suchten Zeiträume abgelehnt. Zusammengefasst wurde in der Studie der negative nicht signifikante Einfluss von dem Entwurf des SFAS Nr. 8 auf Unternehmen mit Dollar funk- tionaler Währung ermittelt. Dieser Effekt hielt bis zum Entwurf des SFAS Nr. 52 an, war Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung jedoch für lokale funktionale Währungsportfolios verteilt. Gao und Senteney (2009) unterstützen die Einführung von SFAS Nr. 52, da Unternehmen anhand ihrer nationalen oder internationalen Tätigkeiten unterschiedlichen Umständen unterliegen und somit eine Wahl der unternehmensindividuellen Währungsumrechnung gerechtfertigt ist.

Tabelle 3: Zusammenfassung Gao/Senteney 2009⁴

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2.3 Rezaee 1994: An Investigation of the Relationship between Multinational Companies Attributes and the Market Effects of SFAS no. 52

Nach der Ablösung des SFAS Nr. 8 durch SFAS Nr. 52 untersuchte Rezaee (1994) die Auswirkungen dieser Regelung auf Unternehmen mit unterschiedlichen Marktgrößen und Hebelwirkungen, die das Verhältnis zwischen Fremd- und Eigenkapital darstellt. Die erste Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung Hypothese der Studie betraf die negative Korrelation zwischen den abnormalen Renditen und der Hebelwirkung des Unternehmens nach der Einführung von SFAS Nr. 52. Bei einer Änderung des Verhältnisses zwischen Fremdkapital und Eigenkapital durch Anwendung von SFAS Nr. 52 besteht die Gefahr eines möglichen Verlusts, weswegen der Manager kostspielige Maßnahmen zur Vermeidung dieser Situation durchführt, welche somit die finanziellen Möglichkeiten des Unternehmens einschränken. Dadurch verringern sich der FCF und die Rendite für die Investoren, wodurch der Wertpapierpreis sinkt. Die zweite Hypothese nahm eine positive Beziehung zwischen der Marktgröße des Unternehmens und den abnormalen Renditen, verursacht durch SFAS Nr. 52, an. Größere Unternehmen sind transparenter, internationaler und haben bessere Möglichkeiten die negativen Effekte von Gewinn und Verlustrechnungen zu verhindern. Von großen Unternehmen wird ein Rück- gang der politischen Kosten erwartet. Weiterhin sind große Unternehmen oft international tätig und mit der Einsparung von Absicherungskosten vertraut. Für 520 internationale Un- ternehmen wurde abermals eine elftägige Testperiode verwendet, die acht Tage vor dem Ereignis begann und zwei Tage danach endete. Die Periode war lang genug, um Marktre- aktionen zu erfassen und sollte kurz genug sein, um statistisch auswertbare Ergebnisse der Wertpapierpreisänderungen zu erhalten. Für den Vergleich der täglichen Renditen wurde das Modell der Mittelwerte zwischen 1979 und 1981 benutzt. Die kumulierten abnormalen Renditen wurden über die elftägige Testperiode gemittelt und als abhängige Variable im Regressionsmodell für die drei Ereignisse verwendet. Die untersuchten Ereignisse waren:

1. Entwurf des SFAS Nr. 52
2. Überarbeiteter Entwurf des SFAS Nr. 52
3. Einführung von SFAS Nr. 52

Mit Hilfe des Regressionsmodells, dargestellt im Anhang 4, sollte die statistische Signifi- kanz der Unternehmenseigenschaften von Größe und Hebelwirkung auf die abnormalen Renditen der drei Ereignisse untersucht werden. Die Studie ermittelte signifikant abnorma- le durchschnittliche Renditen für die Ereignisse eins und zwei. Diese Ergebnisse galten für den zweifachen t-Test im Signifikanzniveau 0,9 und 0,95. Für die Einführung von SFAS Nr. 52 wurden keine signifikanten Ergebnisse ermittelt. Die negativen Marktreaktionen der beiden Ereignisse eins und zwei wurden bereits in der Studie von Rezaee (1990) beobach- tet. Weiterhin konnte die Relevanz von Größe und Hebelwirkung des Unternehmens in allen Ereignissen festgestellt werden. Für den Entwurf des SFAS Nr. 52 waren die Eigen- schaften des Unternehmens auf die Marktreaktionen mit einem Signifikanzniveau von 0,99 Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung besonders relevant. Für die anderen zwei Ereignisse waren die Eigenschaften des Unter- nehmens im Niveau von 0,9 statistisch signifikant. Alle erzielten Ergebnisse waren robust mit einem F-Wert ≤ 0,1. Aufbauend auf der Studie von Rezaee (1990) wurde zusammen- fassend festgestellt, dass der Entwurf sowie der überarbeitete Entwurf von SFAS Nr. 52 negative Marktreaktionen für internationale Unternehmen verursachte, die besonders signi- fikant für die Unternehmenseigenschaften Größe und Hebelwirkung ausfielen. Die Größe korrelierte positiv und die Hebelwirkung negativ zu den abnormalen durchschnittlichen Renditen. Durch bessere Informationen und größere Investitionen in ausländische Geschäf- te waren große Unternehmen stärker betroffen, wobei Unternehmen mit einer großen He- belwirkung weniger stark betroffen waren. Das bedeutete, dass Unternehmen mit geringe- rer Verschuldung eher direkt durch bilanzierungspolitische Entscheidungen beeinflusst wurden. Anhand dieser Ergebnisse, wurde die Bedeutung der Berücksichtigung von unter- schiedlichen Eigenschaften der Unternehmen deutlich, da Änderungen der Rechnungsle- gungsstandards auf Unternehmen verschiedener Größe und Hebelwirkung unterschiedliche Auswirkungen hatten. Abschließend wurde festgehalten, dass besonders große internatio- nale Unternehmen mit einer geringeren Hebelwirkung besonders negativ von den Ereignis- sen betroffen waren. In dieser wie in anderen bereits erwähnten Studien wurden lediglich die kurzfristigen Auswirkungen der Ereignisse untersucht. Von Vorteil wäre der Vergleich von langfristigen Folgen der bilanzierungspolitischen Änderungen. In dieser Studie sowie der Studie von Rezaee (1990) fanden die kurzfristigen Marktreaktionen und Intentionen der Investoren bezüglich der Änderungen der Rechnungsstandards Berücksichtigung. Langfristig können die Marktreaktionen unterschiedlich ausfallen.

Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung

Tabelle 4: Zusammenfassung Rezaee 1994⁵

Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten

2.4 Eilifsen et al. 2001: Earnings Announcements and the Variability of Stock Returns

Die Studie von Eilifsen, Knivsfla und Saettem (2001) beobachtete den Einfluss der Volati- lität der norwegischen Aktienkurse vor und nach der Ausgabe von Nachrichten ,in denen ebenfalls Informationen über die Rechnungsstandards enthalten sind, welche das Unter- nehmen für die Buchführung benutzt. Diese Informationen sind für die Investoren einseh- bar und führen je nach Interpretation zu unterschiedlichen Prognosen, Analysen und Kur- Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung sen. Die Osloer Stock Exchange (OSL) weist, bezogen auf die Volatilität, Unterschiede zu anderen Märkten auf. Die Standardabweichung von jährlichen Aktienpreiserlösen beträgt auf dem norwegischen Markt 24%, wohingegen die amerikanischen und britischen Märkte lediglich 12% und 13% erzielen. Der norwegische Markt ist ein kleiner, offener Markt und reagiert empfindlich auf Veränderungen der Weltmarktpreise. In Norwegen werden häufig Zwischenprodukte statt Endprodukte hergestellt, weswegen der Markt risikoanfälliger ist. Da der norwegische Markt im Vergleich zu anderen Märkten unreifer ist, entsteht auf die- sem eine höhere struktur- und informationsbezogene Unruhe. Um diese Unterschiede im norwegischen Markt und den Einfluss von Nachrichten auf die Aktienkursverteilung auf- zudecken, wurden in der Studie die Veränderungen der Mittelwerte, Varianzen, Korrela- tionen und des gehandelten Volumens verglichen. Durch Ausgabe von Quartalszahlen und Analystenvorhersagen enthalten die Nachrichten oft einen erlösorientierten Informations- gehalt. Diese Informationen, die ebenfalls die Informationsasymmetrie senken, nutzen In- vestoren, um ihre Erwartungen stetig anzupassen. Somit wurde die Hypothese aufgestellt, dass die Volatilität vor der Bekanntgabe von Nachrichten höher ist als nach der Bekannt- gabe. Für die Untersuchung wurde das Modell von Amihud und Mendelson (1987) ver- wendet, indem die beobachteten Varianzen der Erlöse in drei Komponenten zerlegt wur- den.

- Ein intrinsischer Varianzbestandteil, der der Volatilität des Unternehmenswerts zu- geordnet wird
- Eine Preisanpassungskomponente, die die Wirkung von imperfekten Preisanpas- sungen erfasst
- Eine Komponente für die Unruhe, die das Ergebnis von unruhigem Handeln, dem Einfluss von Handelsmechanismen sowie Preissetzungen im Markt darstellt

Diese Komponenten wurden benutzt, um die Richtung der Informationsverteilung im Markt zu ermitteln. Beispielsweise entstehen falsche Preissetzungen durch fehlerhafte Analysen der Investoren aufgrund von ungenauen Informationsinterpretationen. Die Marktgröße der jeweiligen Unternehmen fand in der Studie Berücksichtigung, da die An- zahl von Nachrichten und der Informationsgehalt zwischen kleinen und großen Unterneh- men unterschiedlich sind. Es wurden 19 kleine und 18 große Unternehmen beobachtet, die auf der Oslo Stock Exchange (OSL) im betrachteten Zeitraum gelistet waren. Insgesamt wurden 203 Ereignisse, Veröffentlichungen von Unternehmen, in den Jahren von 1990 bis 1995 untersucht. Die täglichen Aktienpreise und der gewichtete norwegische Marktindex Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung wurden in die Berechnungen integriert. In der Untersuchung wurden Splits und Dividende für die Kalkulation der logarithmischen Erlöse angepasst, um die Ergebnisse nicht zu ver- zerren. Zur Berechnungen entschieden sich die Autoren mehrere Komponenten und Ein- flüsse, wie die Volatilität der zugrundeliegenden Wirtschaft, informationelle und struktu- relle Unruhen sowie Preisanpassungen der Wertpapiere, zu berücksichtigen. Für die Mes- sung der Varianz wurde ein Zeitraum von 125 Tagen vor und nach der Bekanntgabe be- trachtet. Jedoch wurde angenommen, dass sich der Preis in einer Periode von zehn Tagen voll angepasst hat und dieser Zeitraum fand zur Berechnung konsequente Anwendung. Zur Bestimmung der Signifikanz der jeweiligen Volatilitätsverhältnisse diente der F-Test. Wei- terhin unterstützte der Chi-Quadrat-Test⁶ die Untersuchung der unterschiedlichen Volatili- täten zwischen der Vor- und Nachperiode der Nachrichtenausgabe.

In der Studie konnte festgestellt werden, dass sich die Volatilität mit dem Mittelwert gi für Unternehmen aller Größen nach der Nachrichtenausgabe signifikant verringerte, indem die Informationsasymmetrie für die Investoren reduziert wurde, ersichtlich im Anhang 5. Wei- tere Ergebnisse bezüglich der drei Komponenten sind im Anhang 6 dargestellt. Es wurden keine Informationen über die zukünftigen Entwicklungen der Unternehmen im betrachte- ten Zeitraum zwischen 1990 und 1995 veröffentlicht, welche die Erwartungen der Investo- ren hätten verändern können. Somit konnten keine signifikanten Veränderungen der intrin- sischen Varianzen beobachtet werden. Der Preisanpassungskoeffizient war bei hi=1 opti- mal. Das bedeutete, der Aktienpreis passte sich nach der Informationsausgabe an den wah- ren Wert des Unternehmens an. Die Preisanpassungskoeffizienten im norwegischen Markt waren größer eins und deuteten auf eine Überrektion auf Informationen sowohl vor als auch nach der Veröffentlichung von Informationen hin. Diese Überreaktionen ließen sich wiederum auf den bereits erwähnten unreifen und kleinen Markt in Norwegen zurückfüh- ren. Weiterhin konnten Unterschiede der Preisanpassungen bezüglich der Unternehmens- größen festgestellt werden, die jedoch hinsichtlich ihrer Reliabilität nicht signifikant wa- ren. In dem betrachteten Zeitraum von 10 Tagen war der Preisanpassungskoeffizient am zehnten Tag deutlich größer als eins, wodurch deutlich wurde, dass die untersuchte Periode zu gering war. Es ist im Anhang 6 zwar ersichtlich, dass sich die Koeffizienten deutlich stabilisierten, jedoch immer noch über eins lagen. Dieser 10 Tage Zeitraum war somit zu klein gewählt, um die vollständige Geschwindigkeit der Preisanpassung zu untersuchen. Aus diesem Grund wurde angenommen, dass die Veröffentlichungen über Erlöse im Un- ternehmen die Preisanpassungsgeschwindigkeit sowohl in der Vor- als auch und in der Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung Nachperiode nicht beeinflussten. Für die Komponenten der Unruhe konnten signifikante Ergebnisse besonders für große Unternehmen festgestellt werden. Bei Unternehmen höhe- rer Marktkapitalisierung reduzierte sich das unruhige Handeln signifikant nach der Ausga- be von Informationen über die Erlössituation. Für kleine Unternehmen wurden keine signi- fikanten Ergebnisse beobachtet. Die Veröffentlichungen von großen Unternehmen redu- zierten die Informationsasymmetrie und senkten das unruhige Handeln von der Vor- zur Nachperiode. Das spiegelt sich ebenfalls im geringeren Bid-Ask-Spread⁷ wieder. Zusam- mengefasst nutzten Investoren die öffentlichen Berichte über die Erlöse der Unternehmen, um ihre Erwartungen anzupassen, was ebenfalls zur Reduzierung der Informationsasym- metrie führte. Die relativ hohe Volatilität des norwegischen Marktes im Vergleich zu ande- ren reiferen und größeren Märkten verringerte sich in der Periode nach der Veröffentli- chung der Erlösinformationen. Von den drei untersuchten Komponenten wurden aus- schließlich für das unruhige Handeln signifikante Ergebnisse beobachtet. Aufgrund der reduzierten Informationsasymmetrie verringerte sich die Unruhe im Handeln in der Nach- periode. Diese Ergebnisse sind lediglich für große Unternehmen statistisch eindeutig. Für zukünftige Untersuchungen ist es vorteilhaft eine zeitlich größere Periode zu betrachten, um genauere und statistisch einwandfreie Ergebnisse zu erzielen. Weiterhin ist die Anzahl der beobachteten Unternehmen im Vergleich zu anderen Studien relativ gering, was auf die Marktgröße in Norwegen zurückzuführen ist.

Tabelle 5: Zusammenfassung Eilifsen et al. 2001⁸

Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten

2.5 Allayannis George; Weston James P.2001: The Use of Foreign Currency Derivatives and Firm Market Value

In der Studie von Allayannis und Weston (2001) wurde der Einfluss von ausländischen Währungsderivaten auf den Unternehmenswert untersucht. Der Focus dieser Studie lag auf der Untersuchung, ob Unternehmen mit Absicherungen einen höheren Wert erzielen als Unternehmen ohne Absicherung. Dafür betrachteten sie 720 nichtfinanziell operierende US Unternehmen, die im Zeitraum von 1990-1995 Währungsrisiken ausgesetzt waren und versuchten diese mit Hilfe von Absicherungen zu minimieren. Bis zu Beginn der 90er Jah- re mussten Unternehmen ihre Positionen in Derivaten nicht veröffentlichen. Somit wurde der Beginn der Untersuchung bewusst auf 1990 gelegt. Insgesamt wurden 4320 Unterneh- mensjahre untersucht, wobei die Unternehmen während der gesamten Periode einen Min- destunternehmenswert von 500 Millionen Dollar aufweisen mussten. Ausgeschlossen wur- den Finanzdienstleister und öffentliche Unternehmen, da diese entweder eine andere Inten- tion zur Absicherung besaßen oder staatlich stark reguliert waren. Weiterhin mussten die Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung Unternehmen gebietsbezogene Informationen veröffentlichen, in denen ausländische Um- satzerlöse von mehr als 10%, bezogen auf die Gesamterlöse, erzielt wurden. Falls keine Berichterstattung über ausländische Umsätze stattfand, wurde angenommen, dass keine existierte. Für die Untersuchung nutzten Allaynannis und Weston (2001) Tobins Q, stell- vertretend für den Unternehmenswert. Die Verteilung von Tobins Q⁹ ist schief, weswegen Mittelwerte und Mediane verglichen wurden. Die Gesamtergebnisse sind im Anhang 7 dargestellt. In diesem wird ersichtlich, dass die Ergebnisse unterteilt waren in Unterneh- men mit ausländischen Währungsderivaten, im Feld B, und Unternehmen ohne, im Feld C. Im Anhang 8 wird gezeigt, dass die Anzahl der Unternehmen und die Anzahl der Derivate in der Zeit von 1990-1995 deutlich anstiegen. Analog stieg die Anzahl der Währungsderi- vate von Unternehmen mit Auslandsverkäufen von 55% auf 64%. Das Bewusstsein der Unternehmen zur Absicherung nahm deutlich zu, weshalb Investoren Unternehmen mit Absicherungen höher bewerteten. Bei Veränderungen der Währungsverhältnisse waren Unternehmen mit Absicherungen weniger anfällig als Unternehmen ohne Absicherungen. Weiterhin hing der Vorteil von Absicherungen mit den Veränderungen des Dollarkurses zusammen. Ein Absicherer mit ausländischen Positionen profitiert von Abwertungen des Dollars und macht Verluste bei steigenden Dollarkursen. Der Unterschied von Unterneh- men ohne Absicherungen spiegelt sich in der relativen Differenz der Gewinnverhältnisse wider. Diese generieren einen relativ höheren Marktwert als Absicherer bei fallenden Dol- larkursen und einen geringeren Marktwert bei steigenden Dollarkursen. Somit wurden, wie im Anhang 9 dargestellt, die fallenden und -steigenden Dollarkurse berücksichtigt. Ersicht- lich wird, dass Absicherer, welche im Ausland agierten, allgemein einen Q-Wert von 1.27 und Nicht-Absicherer von 1,10 besaßen, was eine Differenz von 0.17 ausmachte. Hervor- zuheben ist die Tatsache, dass Unternehmen von Absicherungen profitierten, ungeachtet dessen, ob sie Geschäfte im Ausland tätigten oder nicht. Dort war der Unterschied mit 0.28 stärker. Mit Hilfe des t-Tests wurde die Signifikanz der Ergebnisse ermittelt. Weiterhin waren Absicherungen ein geeignetes Mittel, ungeachtet der Richtung der Dollarbewegun- gen. Im Feld B im Anhang 9 wurden die Ergebnisse mittels der Mediane verglichen. Diese waren statistisch signifikant, jedoch geringer als bei der Mittelwertuntersuchung. Erwäh- nenswert sind die unterschiedlichen Differenzen bei veränderten Dollarbewegungen. In den Jahren der Dollarabwertung war die Differenz zwischen Absicherer und Nicht- Absicherer 0.01 und bei steigenden Dollarkursen 0.05. Um auszuschließen, dass die Er- gebnisse durch die Industrie und nicht durch die Nutzung von Derivaten beeinflusst wur- Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung den, benutzten Allayannis und Weston (2001) die industrie-angepassten Qs. Die Differen- zen zwischen Absicherern und Nicht-Absicherern waren deutlich geringer, statt 0.17 nur 0.03. Wiederum war der Absicherungseffekt bei steigenden Dollarkursen größer. Jedoch waren die Ergebnisse bei nicht ausländisch tätigen Unternehmen nicht signifikant. Mehrere Parameter wurden bezüglich ihres Einflusses auf die Bewertung der Kunden und der Ver- änderung des Tobins Q untersucht. Unternehmen, die Absicherungen nutzten, wurden von Investoren besser bewertet und steigerten ihren Marktwert um 5,3%. Einzelne Parameter wie beispielsweise Fremdkapitalanteil, internationale Geschäfte und Zugang zu Werbung korrelierten positiv zum Unternehmenswert. Die Unternehmensgröße, Forschung und Ent- wicklung, Diversifikation und qualitativ minderwertige Unternehmen korrelierten negativ zum Wert des Unternehmens. Wiederum wurden industrie-angepasste Qs verwendet, bei denen Absicherer zwar besser bewertet wurden und den Unternehmenswert steigerten, dieser jedoch mit 2,5% deutlich geringer und statistisch nicht signifikant war. Im Vergleich der einzelnen Jahre, welche im Anhang 10 dargestellt sind, erreichten Absicherer, mit Ausnahme des Jahres 1990, eine bessere Bewertung. Besonders in den Jahren 1993 und 1994, in denen der Dollar aufgewertet wurde, gab es einen positiven statistisch signifikan- ten Zusammenhang zwischen Absicherung und Unternehmenswert mit einem Unterschied von 0.103 zu Nicht-Absicherern. In den Jahren, in denen der Dollar abgewertet wurde, war der Unterschied mit 0,019 geringer und darüber hinaus statistisch nicht signifikant. Zur Bestätigung des Vorteils der Absicherung wurden mehrere Methoden zur Berechnung des Qs, wie beispielsweise die Methode von Lewellen und Badrinath (1997), Perfect und Wiles (1994) und die Benchmark Methode, herangezogen. Alle Methoden ermittelten eine statis- tisch signifikante, vorteilhafte Prämie der Absicherung von ausländisch tätigen Unterneh- men zu nicht international operierenden Unternehmen. Eine weitere Untersuchung in der Studie von Allayannis und Weston (2001) überprüfte eine alternative These. Unternehmen mit einem hohen Q besitzen viele Investitionsmöglichkeiten und sichern sich aufgrund von ausländischen Verkäufen sowie Wechselkursrisiken ab. Somit besteht der Verdacht, dass die Unternehmen Absicherungen nicht zum Zweck der Wertmaximierung nutzen. Um die Steigerung des Unternehmenswertes durch Absicherung zu beweisen, wurden vier Szena- rien entwickelt:

1. Unternehmen, die nicht in der aktuellen und nicht in der zukünftigen Periode absi- chern
2. Unternehmen, die in der aktuellen, aber nicht in der zukünftigen Periode absichern Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung
3. Unternehmen, die nicht in der aktuellen, aber in der zukünftigen Periode absichern
4. Unternehmen, die sowohl in der aktuellen als auch in der zukünftigen Periode absi- chern

Anhand dieser Szenarien wurde ermittelt, dass stetig absichernde Unternehmen gegenüber nicht absichernden Unternehmen Absicherungsprämien von 2,1% und 10,3% (logarithmi- sches Q und industrie-angepasstes Q) erzielten. Diese Ergebnisse sind im Anhang 11 er- sichtlich. Weiterhin erzielten Unternehmen, die entschieden, in der zukünftigen Periode abzusichern, gegenüber Unternehmen, die in beiden Perioden nicht absichern, eine höhere Absicherungsprämie von 2,7% und 3,4% (logarithmisches Q und industrie-angepasstes Q). Diese Untersuchung beweist die Tatsache, dass Absicherung Unternehmenswerte erhöht. Unternehmen, die absichern, generieren mehr Wert als Unternehmen, die Absicherung beenden. Analog generieren Unternehmen zusätzlichen Wert, wenn sie sich dazu ent- schließen abzusichern. Zusammengefasst wurde eine positive Beziehung zur Absicherung und der Unternehmenswertmaximierung aufgezeigt. Dieser Effekt gilt besonders für inter- national tätige Unternehmen, welche einem höheren Wechselkursrisiko ausgesetzt sind. Der Vorteil der Absicherungen wird besonders in Jahren deutlich, in denen der Dollarkurs steigt. Ein Nachteil an dieser Studie war das Nichtvorhandensein von Import- und Export- daten der Unternehmen, in denen die genauen internationalen Operationen enthalten sind. Diese Daten könnten einer besseren Untersuchung des Einflusses auf die Wechselkursver- änderungen im Unternehmen dienen. Weiterhin wurden die Mittelwert- und Medianme- thode sowie industrie-angepasste Parameter zur Untersuchung des Vorteils von Absiche- rungen genutzt, um statistisch eindeutige Ergebnisse zu erzielen. Die Ergebnisse wiesen zwar die gleiche Tendenz auf, jedoch streuten sie in der Stärke der Ausprägung.

Einfluss von Nachrichten auf Veränderungen in der Währungsumrechnung und Bilanzierung

Tabelle 6: Zusammenfassung Allayannis/ Weston 2001¹⁰

Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten

3 Psychologische Effekte

3.1 Stephan J. Ciccone 2011: Investor Optimism, False Hope and the January Effect

Der kurzfristige Kursverlauf einer Aktie hängt abgesehen von den wirtschaftlichen Leis- tungen des Unternehmens stark von den Wahrnehmungen der Investoren ab. Demzufolge spielen die psychologischen Aspekte eine wesentliche Rolle in der Betrachtung von Ak- tienkursverläufen. Die Studie von Ciccone (2011) untersuchte das optimistische Kaufver- halten von Investoren zu Beginn des neuen Jahres. Dieses Phänomen ist bekannt als Janu- ar-Effekt. Der Januar ist ein besonderer Monat zum Investieren. Die Kurse steigen signifi- kant höher im Vergleich zu den darauffolgenden Monaten und besonders kleine Unter- nehmen stechen die größeren Unternehmen im Kursverlauf aus. Trotz zahlreichen Veröf- fentlichungen zum Thema Januar-Effekt, tritt dieser weiterhin jährlich auf. Erklärt wird dieses Kaufverhalten der Investoren mit Steuervergünstigungen und dem sogenannten „Window-Dressing“. Indem Aktien, welche negative Kursverläufe über das Jahr verzeich- neten, kurz vor Jahresende verkauft werden, ergeben sich Steuervorteile. Diese Aktien werden im neuen Jahr wieder erworben und führen aufgrund der erhöhten Nachfrage zu großen positiven Kurssprüngen. Beim „Window-Dressing“ werden dieselben Maßnahmen unternommen, jedoch aus anderen Beweggründen. Portfoliomanager, Finanzberater und Investmentbanker verkaufen ihre verlustreichsten Aktien zum Jahresende, um ihr Portfolio aufzuwerten. In ihren jährlichen Berichten sind somit hauptsächlich positive Aktien enthal- ten, weswegen ihre Kunden aufgrund des Fehlens der negativen Aktien weniger misstrau- isch werden. Die Studie von Ciccone (2011) beschäftigte sich jedoch mit den falschen Hoffnungen und dem unrealistischen Optimismus der Investoren im Januar. Aufgrund der Winterferien und der Hoffnung auf ein besseres Jahr ist der Jahreswechsel häufig mit stei- genden Käufen von risikoreichere Aktien verbunden. Erwähnenswert zu dieser These ist die Umfrage von der Opinion Research Corporation im Jahre 2009, in der ermittelt wurde, dass die am häufigsten genannten Gründe von Neujahrszielen monetärer Gestalt sind. Bei- spielsweise strebten 59% der Befragten im neuen Jahr an mehr zu sparen und 43% ein Investementportfolio aufzubauen. Weiterhin war das Konsumverhalten von Personen im Januar am höchsten, welches in einer 29 jährigen Untersuchung der Universität von Mi- chigan ermittelt wurde. Im Anhang 12 ist ersichtlich, dass der Januar der einzige Monat war, der signifikante Veränderungen des Konsumverhaltens im Vergleich zum Vormonat aufwies. Im Durchschnitt war das Kaufverhalten der Personen 2,77 % höher als im De-

Psychologische Effekte

zember des Vorjahres. Dieser Effekt trat in 72,41% der Fälle auf, gefolgt von sinkenden Käufen im Februar. Es wurde ebenfalls angenommen, dass Pessimisten im Januar nicht gegen den Markt bieten und somit Aktien höhere Kurssprünge verzeichnen. Besonders die Größe des Unternehmens und die damit verbundenen veröffentlichten Information waren untersuchte Variablen in dieser Studie. Die monatlichen Daten der Renditen und Dividenden wurden aus der Datenbank Center of Research and Security Price (CRSP) entnommen. Unter Berücksichtigung der Variablen Marktgröße und Buch-Wert-Verhältnis der Unternehmen pro Monat wurden zuzüglich Analysen und Regressionstests einbezogen. Weiterhin wurden drei Momentumvaribalen¹¹ berücksichtigt.

1. Die Renditen im letzten Monat
2. Die Renditen einer Kauf- und Halte- Strategie über das gesamte letzte Jahr
3. Die Renditen einer Kauf- und Halte- Strategie über das gesamte letzte Jahr mit Ausnahme des Vormonats

Zwischen 1983 bis 2007 wurden in der Studie 2000 Unternehmen untersucht, wobei Unternehmen mit einem Aktienpreis unter 5$ ausgeschlossen wurden. Es wurden bewusst Unternehmen über einem Aktienpreis von 5$ gewählt, um die Ergebnisse durch einen veränderten Bid-Ask-Spread nicht zu verfälschen.

Zur Untersuchung der Abhängigkeit des Januar Effekts in Bezug auf die Unternehmens- größe wurden unterschiedlich marktkapitalisierte Unternehmen mit ihren Erlösen in Januar und in Nicht-Januar Monaten verglichen. Wie im Anhang 13 dargestellt, erzielten Unter- nehmen im Januar 1,54% höhere Erlöse als in Nicht-Januar Monaten und besonders kleine Unternehmen steigerten ihre Kursverläufe um 2.18% im Vergleich zu großen Unterneh- men. Der prozentuale Unterschied der höheren Aktienkurse im Januar nahm jedoch über die Jahre stetig ab. Von 5,73% auf 1,71%, wohingegen der Vorteil von kleinen Unterneh- men im Januar von 1.39% auf 2.63% anstieg. Um den Januar-Effekt näher zu detaillieren, wurden die Ergebnisse ebenfalls nach Volatilität der Aktienkurse selektiert. Stark volatile Unternehmen performten¹² im Januar signifikant höher als nicht volatile Unternehmensak- tien. Im Durschnitt erzielten diese 1,93% höhere Kurse. Im restlichen Jahr hingegen erziel- ten gering volatile Aktien mit 0,81% eine positive Differenz gegenüber volatilen Aktien. Diese Ergebnisse sind im Anhang 14 ersichtlich. Weiterhin wurden Variablen wie die Per-

Psychologische Effekte

formance im vergangenen Jahr und die Unternehmensgröße in Bezug auf die Volatilität berücksichtigt. Die größten positiven Kursänderungen mit einem Wert von 4.50 traten bei hoch volatilen Unternehmen auf, die im letzten Jahr besonders schlecht performten. Da jedoch, unabhängig von der Vorjahresperformance, weiterhin Volatilitätseffekte bestanden, konnten keine Beweise für das „Window-Dressing“ oder für Steuervorteile erbracht wer- den. Die Ergebnisse, welche im Anhang 15 ersichtlich sind, unterstützten die These des wiederkehrenden Optimismus im Januar und der Enttäuschung in den darauffolgenden Monaten. Die Ergebnisse tendierten stark mit der Unternehmensgröße, da volatile Unter- nehmen oft kleine Unternehmen sind. Somit korrelierten die Variablen Unternehmensgrö- ße und Volatilität negativ miteinander. Ebenso erzielten kleine volatile Unternehmen die höchsten Erlöse im Januar. Ungeachtet der Größe erzielten volatile Aktienkurse immer höhere Ergebnisse im Januar. Die Differenz des prozentualen Vorteils zwischen großen und kleinen Unternehmen war mit einem Wert von 3,36 bei gering volatilen Aktien jedoch am größten, ersichtlich im Anhang 16. Weitere Untersuchungen zur unabhängigen Analys- tenpräsenz oder dem Zeitpunkt des Geschäftsjahresendes unterstrichen den Januar-Effekt. Frühere Studien argumentierten, dass Unternehmen, welche ihr Geschäftsjahresende im Dezember haben, den Januar-Effekt verursachen. Die Studie von Ciccone 2011 widerlegte diese Theorie, indem sie aufzeigt, dass alle Unternehmen in unterschiedlicher Ausprägung von dem Januar-Effekt betroffen waren. Aus den Berechnungen, aufgezeigt im Anhang 17, geht hervor, dass Unternehmen, welche ihr Geschäftsjahresende nicht im Dezember hatten, mit einem Wert von 2.07 im Gegensatz zu Unternehmen mit einem Geschäftsjahresende im Dezember mit einem Wert von 1,45 stärker vom Januar-Effekt betroffen waren. Für diese Berechnungen wurde die Regressionsmethode von Fama und MacBeth (1973) ver- wendet. Im Anhang 18 wird deutlich gezeigt, dass der Januar-Effekt durch Optimismus und falsche Hoffnung entstand. Die Investoren erfuhren keine Informationsnachteile im Januar und analysierten die Gewinnchancen der Unternehmen mit einem Fehlerwert von 0.12 am genauesten. Der Fehler war die absolute Differenz zwischen erbrachtem und prognostiziertem Erlös. Aus diesem Grund war es unverständlich, dass die Renditen im Januar von kleinen volatilen Unternehmen, die im restlichen Jahr sinkende Kurse ver- zeichneten, mit 2,9% am stärksten waren. Das Ergebnis lässt in diesem Fall nur den psy- chologischen Grund der Hoffnung und des Optimismus zu. Optimismus tritt auf, wenn die Erlöse geringer als die Analystenvorhersagen sind. Die Ergebnisse sind für hoch volatile Aktienkurse besonders signifikant.

Psychologische Effekte

Die Studie ermittelte, dass der Januar-Effekt aufgrund psychologischer Umstände entsteht. Das Konsumentenverhalten erhält seinen Höhepunkt im Januar, weswegen die Hoffnung und der Optimismus im Vergleich zu den anderen Monaten deutlich steigen. Ciccone (2011) stellte mit Hilfe der Anwendung des t-Tests fest, dass der Januar-Effekt besonders bei kleinen und volatilen Unternehmen auftritt. Diese Unternehmen performen im Laufe des Jahres deutlich schlechter als große, gering volatile Unternehmen, weswegen die In- vestoren anschließend enttäuscht sind. Die Frage stellt sich, warum die Investoren nicht aus ihren Fehlern lernen und sich der Januar-Effekt nicht reduziert oder komplett auflöst. Begründet wird dies wiederum mit dem Effekt der falschen Hoffnung, sodass selbstbe- wusste Personen, trotz auftretender Hindernisse, ihren Einfluss ausüben wollen. Weiterhin gibt es zu wenig sensibilisierte Arbitrageure, die gegen den Markt setzen können. Sie könnten bei diesem Phänomen durch Einnahme von Long Positionen in volatile kleine Aktien und Short Positionen in gering volatile große Aktien profitieren. Jedoch sind Leer- verkäufe, Short Positionen, kostenintensiv und mit hohem Risiko verbunden, weswegen eine hohe Anzahl der ausgebildeten Arbitrageure fehlt, um den Januar-Effekt auszunutzen. Der Januar Effekt tritt in der westlichen Welt nach Gregorianischem Kalender auf und im chinesischen Kalender ist er im Februar.

Tabelle 7: Zusammenfassung Ciccone 2011¹³

Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten

3.2 Paul Schultz 1985: Personal Income Taxes and the January Effect: Small Firm Stock Returns Before the War Revenue Act of 1917: A Note

Diese Studie untersuchte die Renditen von Unternehmen im Januar, um plausible Erklä- rungen für die erhöhten Erlöse von besonders kleinen Unternehmen zu finden. Besonderen Wert wurde auf den Steuervertrag von 1917 gelegt, da sich vor dieser Zeit kein signifikan- ter Hinweis für den Januar-Effekt und den damit verbundenen hohen Erlösen von kleinen Unternehmen ergab. Der Januar- Effekt trat erst in den Jahren von 1918 bis 1928 auf, wes- halb die Steuerersparnisse in die engere Betrachtung gezogen wurden. Ein geschichtlicher Hintergrund ist nötig, um diesen Januar Effekt zu erklären. Vor 1913 gab es keine Ein- kommenssteuer. Ab dem Jahre 1913 wurden, mit Ausnahme des Kriegsendes des ersten Weltkrieges, die Einkommensteuern stetig erhört, ersichtlich im Anhang 19. Bis zum Jahr 1916 wurden die Gewinne sofort versteuert und Verluste mussten selbst getragen werden. Ab 1916 ermöglichte eine neue Steuervorschrift die Aufrechnung von Verlusten und Ge- winnen, die an den Börsen erzielt wurden. Des Weiteren wurden bis 1921 keine Unter- schiede zwischen kurz- und langfristigen Gewinnen gemacht. Besonders deutlich wurde die große Anzahl von Verkäufen am 31. Dezember 1917. Schlussfolgernd konnte ange- nommen werden, dass die Investoren die unterbewerteten Aktien vor dem 31. Dezember verkauften, um ihre Gewinne zu schmälern und somit Steuern zu sparen.

Um den Januar-Effekt für kleine Unternehmen zu messen, wurden nur solche mit einem Aktienpreis von 5$ oder weniger ausgewählt und mit dem Dow Jones Industrial vergli- chen. Anhand der Vermutung, dass der Januar- Effekt in den ersten vier Tagen des Neujah- res auftritt, wurde eine Periode vom zweiten Handelstag im Dezember bis zum achten Handelstag im Januar gewählt. Schultz 1985 benutzte hauptsächlich bereits vorhandene Studien zu diesem Thema von Keim (1983) und Roll (1983). Zur Überprüfung der Rendi-

Psychologische Effekte

teveränderung wurde ein Neun-Tages Zeitraum vom letzten Handelstag im Dezember zum achten Tag im Januar gewählt. Im Anhang 20 ist der Unterschied zwischen kleinen und Dow Jones Industrial zugehörigen Unternehmen in den Jahren von 1900 bis 1917 abgebil- det. Es wird deutlich, dass keine signifikanten positiven Renditen auf Seiten der kleinen Unternehmen erzielt wurden. In lediglich 8 von 18 Fällen waren die Renditen von kleinen Unternehmen höher. Im Durchschnitt erzielten die kleinen Unternehmen 0,9% höhere Renditen. Der Vergleich dieser Unternehmen in den Jahren zwischen 1918 bis 1929, wel- cher im Anhang 21 dargestellt ist, ergab deutlich höhere Renditen für kleine Unternehmen. In diesem Zeitraum betrug die überdurchschnittliche Rendite der kleinen Unternehmen 11%. In den Jahren zwischen 1918 und 1921 war die Differenz sehr gering, weshalb die Steuerpolitik oft als Auslöser für die Verursachung des Januar-Effekts herangezogen wur- de. Ein weiterer betrachteter Zeitraum zwischen 1963 und 1980 ergab positive Renditen von kleinen Unternehmen gegenüber großen Unternehmen. Im Anhang 22 ist diese Periode abgebildet und es wird ebenfalls ersichtlich, dass kleine Unternehmen in dem Neun-Tages Zeitraum im Durchschnitt 13% höhere Renditen gegenüber großen Unternehmen erzielten. Mit Hilfe einer gewichteten Regression wurde die Signifikanz der Perioden ermittelt. Im Zeitraum zwischen 1963 und 1980 waren die Ergebnisse signifikant. Es wurde einerseits Wert darauf gelegt, dass sowohl die Portfolios, wie im Zeitraum vor 1917, annähernd gleich stark verteilt wurden und andererseits, dass Dow Jones steigende sowie fallende Jahre unter den betrachteten Zeiträumen waren. Die Ergebnisse sowie die verwendete Gleichung sind im Anhang 23 ersichtlich. Ebenso signifikant sind die Ergebnisse im Zeit- raum nach der Einführung der modernen Besteuerung. Dort erzielten Halter von kleinen Aktien im neuntägigen Zeitraum durchschnittlich Prämien von 13%, dargestellt durch den Parameter α1. Zusammengefasst konnte der Januar-Effekt nach der Steueränderung ermit- telt werden. Somit erzielten kleine Unternehmen jährlich in den ersten Tagen des neuen Jahres höhere Renditen als große Unternehmen. Sowohl diese Studie als auch die von Ciccone (2011) konnten den Januar-Effekt beweisen, jedoch wurden verschiedenen Motive ermittelt. Ciccone (2011) erklärte den Januar-Effekt aufgrund von überschwänglichem Optimismus und falscher Hoffnung. Des Weiteren verglich er den gesamten Monat Januar mit den restlichen Monaten im Jahr. Schultz (1985) hingegen betrachtete eine neuntägige Periode bis zum achten Handelstag im Januar. Insbesondere wurden Steuerveränderungen untersucht, um den Januar-Effekt zu erklären. Weiterhin stand der Vergleich zwischen kleinen und großen Unternehmen im Vordergrund. Demzufolge ist es sinnvoll weitere Un- tersuchungen für die Ermittlung der Ursachen für den Januar-Effekt durchzuführen.

Psychologische Effekte

Tabelle 8: Zusammenfassung Schultz 1985¹⁴

Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten

4 Einfluss von unternehmensspezifischen Informationen auf den Ak- tienkurs

Informationen sind der häufigste Grund, der zur Veränderung der Renditen führt. Anhand von Informationen schätzen die Investoren die Gewinnerwartungen der jeweiligen Unternehmen ab und entscheiden anschließend über den Kauf oder Verkauf der Aktie. Es sind nicht ausschließlich unternehmensbezogene Informationen, welche die Renditen verändern sondern häufig politische, besonders finanzpolitische Nachrichten. Dieses Kapitel bezieht sich jedoch hauptsächlich auf Studien, die unternehmensbezogene Informationen, insbesondere über Dividenden und Splits, untersuchten.

4.1 Fama, Eugene F.; Fisher, Lawrence; Jensen, Michael C.; Roll, Richard 1969: The Adjustment of Stock Prices to New Information

Die Autoren dieser Studie gehen davon aus, dass ein effizienter Markt Informationen schnell aufnimmt und diese in den Aktienkurs einpreist. Dafür wurden hautsächlich Nach- richten von Dividenden und Splits berücksichtigt, um mögliche resultierende abnormale Renditen zu ermitteln. Häufig werden Aktiensplits vollzogen, wenn Unternehmen in der zeitnahen Vergangenheit hohe Kursgewinne verzeichnen konnten. Da die Renditen beson- ders kurz vor dem Split erzielt werden, wurde untersucht, ob die Bekanntgabe oder der Split an sich die Renditen erhöhen kann. Dividenden beispielsweise verändern sich oft zum Zeitpunkt der Bekanntgabe. Die Investoren antizipieren höhere Dividenden, wenn der Ak- tienkurs im Vormonat stark steigt.

In der Studie wurden ausschließlich Splits von Unternehmen berücksichtigt, deren Aktien- preis sich um mindestens 25% verändert hatte. Weiterhin wurde eine Periode von 24 Mo- naten um den Split beobachtet, um aussagefähige Argumente für die Dividendenverände- rung zu finden. Im Zeitraum von 1927 bis 1959 wurden 940 Splits von Unternehmen un- tersucht, die mindestens zwölf Monate vor und nach dem Split Teil der NYSE (New Yor- ker Stock Exchange) waren. Hierzu wurde eine Gleichung verwendet, welche die monatli- chen Renditen der Aktien relativ zum Markt vergleicht. Für die Zuverlässigkeit und Signi- fikanz der Ergebnisse wurden die Monate vor und nach den Splits ausgeschlossen, in de- nen sich die positiven Erwartungen deutlich von den negativen abhoben und umgekehrt. Des Weiteren diente die Studie nicht dazu, Splits von einzelnen Unternehmen zu erfor- schen, sondern den Renditeveränderungen, die allgemein durch Splits auftreten. Dafür wurden die lineare Regression und die Methode der durchschnittlichen Mittelwerte für die Renditen verwendet. Zur Untersuchung der Dividendenveränderung wurden die Verhält- Einfluss von unternehmensspezifischen Informationen auf den Aktienkurs nisse von Dividenden, die zwölf Monate nach dem Split gezahlt wurden, geteilt durch die Dividenden, die zwölf Monate vor dem Split gezahlt wurden, verglichen.

Wie im Anhang 24 dargestellt, wurden Splits ausgewertet, in denen ein Umfang von 60 Monaten um das Splitdatum einsehbar war. Es wurde deutlich, dass die fallenden und stei- genden Splits sowie die beiden Klassen der Dividenden in den 30 Vormonaten positive Ergebnisse erzielten. Jedoch wurde angenommen, dass Splits die Kurse nur kurzfristig über maximal vier Monate beeinflussten und Unternehmen ihre Aktien aufteilten, wenn sie abnormale positive Renditen erzielten. Dieser Effekt wird im Anhang 24 deutlich, indem die Kurse vier Monate vor dem Split deutlich anstiegen, sich anschließend jedoch keine signifikanten positiven Veränderungen ergaben. Die Verteilung der Renditen tendierte in den Folgemonaten gegen Null. Dieser Effekt der dramatischen Veränderung vor dem Split und der anschließenden Beruhigung der Kurse wird in der Darstellung im Anhang 24 deut- lich. Splits werden von Investoren als Zeichen für steigende Dividenden wahrgenommen. Normalerweise versuchen die Manager diese Erwartungen zu senken. Sind sie jedoch zu- versichtlich, dass der hohe Aktienkurs gerechtfertigt ist und die höhere Dividende gezahlt werden kann, die sich oft prozentual an den Aktienkurs anpasst, verstärken sich die Erwar- tungen der Investoren. Stimmt der Markt mit diesen Aussagen im Unternehmen überein, sind weitere Kursgewinne realistisch. Die Dividenden stiegen in den Vormonaten und bei der Bekanntgabe der Aktienteilung. Anschließend relativierte sich die Verteilung der Divi- denden wieder gegen Null, ersichtlich im Anhang 25. Dieser Effekt wurde besonders bei negativ eingestuften Dividenden sichtbar. Positiv eingestufte Dividenden hielten ihr Ni- veau in den Folgemonaten. Demzufolge ergaben sich nach Splits lediglich kurzfristige Auswirkungen. Langfristig stellte sich der Markt auf die Veränderungen ein und die Kurse erreichten ihr ursprüngliches Niveau. Wie bereits angenommen, erzielten Splits die höchs- ten Veränderungen in den vier bis fünf Monaten vor der Aktienteilung. Zwischen den un- terschiedlich eingestuften Dividenden ergaben sich nur geringfügige Veränderungen. Zu- sammengefasst wurden die Kurse und Dividenden in dem Monat des Splits eingerechnet, wodurch die Kurse und Prognosen des Unternehmens voll reflektiert wurden.

Anhand dieser Erkenntnis ist es für Aktionäre möglich die positiven Kursveränderungen vor dem Split auszunutzen. Die Aktie im Anschluss zu erwerben ist aufgrund der Relati- vierung der Kurse rein statistisch nicht sinnvoll. Dementsprechend untersuchte Fama et al. (1969) zusätzlich diese Möglichkeit mit Hilfe von vergangenen Studien. So erzielten bei- spielsweise in der Studie von Bellemore und Blucher (1956) 86% der untersuchten Fälle ab der achten Woche nach der Bekanntgabe des Splits eine höhere Performance als der Markt Einfluss von unternehmensspezifischen Informationen auf den Aktienkurs selbst. Anschließend erzielten lediglich 43% bessere Ergebnisse als der Markt. Weiterhin stellten sich die Kurse langfristig ein und Splitaktien erzielten keine signifikant höheren Ergebnisse als nicht gesplittete Aktien. Kurzfristig waren jedoch Profite erzielbar. Allerdings ist die Bekanntgabe des Splits sehr schwer zu antizipieren. Somit ist eine Kaufe- und Halte-Strategie hinfällig und Aktionäre müssen sehr gut informiert sein, um die genauen Zeitpunkte für den Kauf und den Verkauf einzuschätzen.

Schlussfolgernd führen Splits zu erhöhten Kursen und Dividendenerwartungen, die vor dem Split ihren Höhepunkt erzielen und anschließend auf ihr normales Niveau abfallen. Somit reagiert der Markt schnell auf neue Informationen und antizipiert diese Aktientei- lungen richtig.

Tabelle 9: Zusammenfassung Fama et al. 1969¹⁵

Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten

4.2 Ashvin H. Solanki 2012: An Empirical Study of Corporate Dividend Poli- cy - A Study with reference to Selected Auto Sector

Erwirtschaftete Gewinne können entweder in einem Unternehmen reinvestiert oder an die Investoren ausgeschüttet werden. Zur Vorhersage der zukünftigen Wachstumschancen ist die Dividendenpolitik für Investoren ein wichtiger Indikator. Eine Dividendenkürzung ist aus Sicht des Managements zu vermeiden, da dies pessimistische Aussichten offenbart. Somit beginnen Unternehmen, welche neu an der Börse sind, mit niedrigen Dividenden, um einen größeren Spielraum für Erhöhungen zu haben. Erhöht wird die Dividende häufig erst dann, wenn sie aus wirtschaftlicher Sicht tragbar ist. Viele Unternehmen bieten den Investoren Refinanzierungsmöglichkeiten, indem anstatt der Dividende zusätzlich Aktien angeboten werden. Es gibt drei dividendenpolitische Handlungsalternativen:

1. Zahlung einer festen jährlichen Dividende
2. Zahlung eines festen Verhältnisses von Dividende zum Aktienkurs
3. Eine geringe Dividende plus einem Zusatzdividendenbetrag

Die dritte Möglichkeit bietet dem Unternehmen die Chance in schweren Jahren eine Divi- dendenkürzung zu vermeiden und in guten Jahren höhere Zusatzbeiträge zu zahlen, um die Investoren zufriedenzustellen. Jedoch stellt sich die Frage, ob eine Dividende von Vorteil ist oder ob es sinnvoller ist das Kapital neu zu investieren. Die Investoren könnten dann durch höhere Kurse profitieren. Einige Investoren sind bestrebt Dividenden zu erhalten und andere nicht. Die Investoren, die keine Dividenden erhalten möchten, profitieren von ge- ringeren Kapitalsteuern, die bei Dividendenausschüttungen deutlich höher sind. Einige Unternehmen zahlen keine Dividenden, um das Kapital für Investitionsmöglichkeiten zu Einfluss von unternehmensspezifischen Informationen auf den Aktienkurs nutzen. Der Vorstand entscheidet über eine mögliche Dividende, deren Höhe und wann diese ausgezahlt werden soll. Es wird angenommen, dass der Markt effizient ist und sich der Aktienkurs am Tag der Dividendenausschüttung anpasst. Die Studie von Solanki 2012 untersuchte die Effizienz des Marktes nach der Bekanntgabe der Dividendenpolitik, die Beziehung zum Unternehmenswert sowie dem gehandelten Volumen. Die Studie verwen- dete dafür Unternehmen aus dem BSE-Index (Bombay Stock Exchange Sensitive Index) und spezialisierte sich dabei auf die Top drei Unternehmen, die im Jahr 2009 eine Divi- dende zahlten. Weiterhin wurde darauf Wert gelegt, dass andere Variablen, die den Kurs verändern könnten, konstant waren. Anhand des Beispiels von Honda, abgebildet im An- hang 26 und 27, wird ersichtlich, dass in der 30 tägigen Periode bis zur Bekanntgabe der Dividende die abnormale Rendite -11,63% betrug und am Tag der Bekanntgabe -13,39%. Das gehandelte Volumen von Honda erzielte vor der Bekanntgabe keine Anomalien. Ab der Bekanntgabe stieg das gehandelte Volumen deutlich an und erzielte am Tag der Aus- schüttung mit einem Verhältnis von 409,13 den Höchstwert. An diesem Tag fiel der Kurs deutlich. Nach der Bekanntgabe stieg das gehandelte Volumen, wobei der Kurs nach der Ausschüttung ebenfalls wieder leicht stieg. Somit wurde deutlich, dass dividendenbetref- fende Informationen den Markt beeinflussten. Anhand des Beispiels von Suzuki, im An- hang 28 und 29, ergaben sich vor der Bekanntgabe negative Renditen, welche am Tag der Bekanntgabe signifikant sanken. Bis zum Zeitpunkt der Ausschüttung fielen die Kurse um 31,58%. Nach der Dividendenausschüttung behielten die Kurse einen leichten negativen Trend. Das betrachtete gehandelte Volumen verhielt sich annähernd analog zu den abnor- malen Renditen. Abgesehen vom Tag der Bekanntgabe waren die Verhältnisse der gehan- delten Volumina negativ. Somit war die Dividende nicht in der Lage positive Aspekte für Kurssteigerungen zu bewirken. Das dritte untersuchte Unternehmen, Tata-Motors, hatte 30 Tage vor der Bekanntgabe deutlich negative abnormale Renditen, die bis zum Zeitpunkt der Bekanntgabe einen positiven Trend aufwiesen, ersichtlich im Anhang 30 und 31. Zehn Tage vor der Bekanntgabe sank die abnormale Rendite ebenfalls, bis sie nach dem Tag der Bekanntgabe um 17,09% anstieg. Anschließend beruhigte sich der Kurs wieder unter Bei- behaltung eines positiven Trends. Weiterhin konnten positive Volumeneffekte am Tag der Bekanntgabe sowie am Tag der Ausschüttung beobachtet werden. Die höchsten abnorma- len Verhältnisse, bezogen auf das Volumen, erzielte die Aktie zehn Tage nach der Aus- schüttung. Ab diesem Zeitpunkt begann der positive Trend der Aktie.

[...]

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¹ Vgl. Gao/Senteney 2009

² Eigene Darstellung in Anlehnung an Rezaee 1990, S. 636

³ Eigene Darstellung in Anlehnung an Rezaee 1990

⁴ eigene Darstellung in Anlehnung an Gao/Senteney 2009

⁵ eigene Darstellung in Anlehnung an Rezaee 1994

⁶ Der Chi-Quadrat-Test untersucht in dieser Studie die Verteilung der beobachteten Daten.

⁷ Bid-Ask-Spread: ist die Differenz zwischen angebotenen höherem Kurs und nachgefragten geringeren Kurs auf dem Markt

⁸ Eigene Darstellung in Anlehnung an Eilifsen et al. 2001

⁹ Tobins Q ist eine Kennzahl, die das Marktwert-Substanzwert-Verhältnis des Unternehmens widerspiegelt.

¹⁰ Eigene Darstellung in Anlehnung an Allayannis/Weston 2001

¹¹ Momentum misst die Stärke der Kursbewegungen. Anwendung oft bei kurzfristigen Preisänderungen.

¹² Performance ist die Leistung einer Unternehmensaktie im Hinblick auf ihre Kursentwicklungen, angegeben in Prozent.

¹³ Eigene Darstellung in Anlehnung an Ciccone 2011

¹⁴ Eigene Darstellung in Anlehnung an Schultz 1985

¹⁵ Eigene Darstellung in Anlehnung an Fama et al. 1969