Der Einfluss von Dividenden auf Aktienrenditen (Empirische Finanzmarktforschung Empirical Finance)

Anja Schuiz Der Einfluss von Dividenden auf Aktienrenditen

GABLER EDITION WISSENSCHAFT Empirische Finanzmarktforschung / Empirical Finance Herausgegeben von Professor Dr. Jan Pieter Krahnen und Professor Richard Stehle, Ph.D.

Im betriebswirtschaftlichen Gebiet Finanzierung hat die empirische Forschung in den vergangenen Jahren betrachtlich an Bedeutung gewonnen. In die vorliegende Schriftenreihe sollen Dissertationen und Habilitationen aufgenommen werden, die zur empirischen Finanzmarktforschung (im weitesten Sinne) einen wichtigen Beitrag leisten. Autoren bzw. die sie betreuenden Hochschullehrer werden aufgefordert, sich bei Interesse an einer Aufnahme der Arbeit in die Reihe mit den Herausgebern in Verbindung zu setzen.

Anja Schuiz

Der Einfluss von Dividenden auf Aktienrenditen Miteinem Geleitwortvon Prof. Richard Stehle, Ph.D.

Deutscher Universitats-Verlag

Bibliografische Information Der Deutschen Nationalbibliothek Die Deutsche Nationalbibliothek verzeichnetdiese Publikation in der Deutschen Nationalbibliografie; detaillierte bibliografische Daten sind im Internet iiber abrufbar.

Dissertation Humboldt-Universitat zu Berlin, 2005

1. AuflageDezember2006 Alle Rechte vorbehalten © Deutscher Universitats-Verlag I GWV Fachverlage GmbH, Wiesbaden 2006 Lektorat: Brigitte Siegel / Stefanie Brich Der Deutsche Universitats-Verlag ist ein Unternehmen von Springer Science+Business Media, www.duv.de Das Werk einschliel^lich aller seiner Telle ist urheberrechtlich geschutzt. Jede Verwertung aul^erhaib der engen Grenzen des Urheberrechtsgesetzes ist ohne Zustimmung des Verlags unzulassig und strafbar. Das gilt insbesondere fiir Vervielfaltigungen, Ubersetzungen, Mikroverfilmungen und die Einspeicherung und Verarbeitung in elektronischen Systemen. Die Wiedergabe von Gebrauchsnamen, Handelsnamen, Warenbezeichnungen usw. in diesem Werk berechtigt auch ohne besondere Kennzeichnung nicht zu der Annahme, dass solche Namen im Sinne der Warenzeichen- und Markenschutz-Gesetzgebung als frei zu betrachten waren und dahervon jedermann benutzt werden dilrften. Umschlaggestaltung: Regine Zimmer, Dipl.-Designerin, Frankfurt/Main Druck und Buchbinder: Rosch-Buch, ScheSlitz Gedruckt auf saurefreiem und chlorfrei gebleichtem Papier Printed in Germany ISBN 978-3-8350-0616-4

Vorwort der Herausgeber Das betriebswirtschaftliche Gebiet Finanzierung hat sich in den vergangenen dreiBig Jahren im Hinblick auf die Abgrenzung von anderen wirtschaftswissenschaftlichen Teildisziplinen, aber auch im Hinblick auf die Forschungsinhalte und die Forschungsmethoden stark gewandelt. Finanzierung wird heute meist, dem amerikanischen Gebrauch des Begriffes „Finance" folgend, als Oberbegriff fiir die Gebiete Untemehmensfinanzierung, Investition und Bankbetriebslehre verwendet. Diesen drei Gebieten ist gemein, dass die Funktionsweise der relevanten Geld-, Kapital- und Devisenmarkte von zentraler Bedeutung ist. In der Forschung wird ublicherweise mit mehr oder weniger stark formalisierten Modellen in einem ersten Schritt versucht, Hypothesen iiber die betrachteten Sachverhalte abzuleiten, in einem zweiten Schritt werden diese Hypothesen dann empirisch iiberprtift, d.h. mit der Realitat konfrontiert. Gemessen am zeitlichen Aufwand der beteiligten Wissenschaftler und am Umfang der vorgelegten Arbeiten hat im Gebiet Finanzierung die empirische Forschung in den vergangenen Jahren betrachtlich an Bedeutung gewonnen. Dabei haben die EDV-maBige Verfugbarkeit von Daten und die verbesserten Moglichkeiten ihrer Verarbeitung eine wichtige Rolle gespielt. In die vorliegende Schriftenreihe sollen Dissertationen und Habilitationen aufgenommen werden, die zur empirischen Finanzmarktforschung (im weitesten Sinne) einen wichtigen Beitrag leisten. Autoren bzw. die sie betreuenden Hochschullehrer werden aufgefordert, sich bei Interesse an der Aufnahme einer Arbeit in die Reihe mit den Herausgebem in Verbindung zu setzen. Eine Liste der bisher erschienenen Schriften ist am Ende dieser Arbeit und auf den WebSeiten der Herausgeber zu finden.

Prof. Dr. J. p. Krahnen Johann Wolfgang Goethe Universitat Fachbereich Wirtschaftswissenschaften Professur fur Kreditwirtschaft und Finanzierung MertonstraBe 17-21 D-60054 Frankfurt am Main Tel.: (069) 798-22568 Fax: (069) 798-28951 E-Mail: [email protected] http://www.uni-frankfurt.de/professoren/krahnen

Prof R. Stehle, Ph.D. Humboldt-Universitat zu Berlin Wirtschaftswissenschaftliche Fakultat Institut fur Bank-, Borsen- und Versicherungswesen Spandauer StraBe 1 D-10178 Berlin Tel.: (030) 2093-5761 Fax: (030) 2093-5666 E-Mail: [email protected] http://www.wiwi.hu-berlin.de/Professuren/bwl/bb

VII

Geleitwort Zwei der wichtigsten Grundpfeiler der modemen Finanzierungstheorie sind das Miller-Modigliani-Modell zur Irrelevanz der Dividendenpolitik und das Sharpe-Lintner-Kapitalmarktgleichgewichtsmodell (CAPM). Im Miller-Modigliani-Modell erfolgt eine Konzentration auf die Multiperioden-Thematik, im CAPM auf die mit der Unsicherheit der Erwartungen verbundenen Probleme. In beiden Modellen wird von jeglicher Art von Steuem abstrahiert, und es werden ideale Marktbedingungen unterstellt. Als Folge der starken Vereinfachung bilden beide Modelle einen idealen Startpunkt fiir tiefergehende Analysen und die Grundlage fur die Ausgangshypothese, dass die Dividendenhohe den Marktwert der Untemehmung sowie die erwartete Rendite ihrer Aktien nicht beeinflusst. Die Versuche zur Erweiterung der genannten Modelle um Steuem auf Untemehmens- und Anlegerebene und zur Formulierung eines Multiperioden-Modells, das sowohl Steuem als auch die Unsicherheit der Erwartungen adaquat berlicksichtigt, zeigen die Grenzen der Modellbildung in diesem Bereich auf. Wichtige diesbezugliche Beitrage sind das von Brennan (1970) vorgelegte (Nach-)Steuer-CAPM, das Mi Her-Argument zum Steuergleichgewicht auf Untemehmens- und Anlegerebene (1977) und das den Arrow-Debreu-State-PreferenceAnsatz verwendende Modell von Litzenberger/van Home (1978). Als Folge der unterschiedlich hohen und progressiven Steuersatze fur die einzelnen Anleger sowie der unterschiedlichen Besteuerung von Dividenden und Zinseinkiinften einerseits und Kapitalgewinnen andererseits wird sich das optimale Portefeuille von Anlegem selbst bei Existenz homogener Erwartungen unterscheiden. Damit stellt sich die Frage, ob und wie Leerverkaufe bei der Modellbildung erfasst werden sollen. Zurzeit existiert noch kein Modell, das die genannten Aspekte auf eine einigermaBen realitatsnahe und konsistente Weise berlicksichtigt. Die empirische Evidenz spielt deshalb fiir die wissenschaftliche Diskussion und die praktische Anwendung der genannten Modelle eine zentrale Rolle. Im Mittelpunkt der vorliegenden Arbeit stehen Untersuchungen zu den Fragen: • ob das Sharpe-Lintner-CAPM oder das Steuer-CAPM von Brennan (1970) die Preis- und Renditebildung bei Aktien besser erklart und • inwieweit Steuem die Preisbildung am Tag der Ausschiittung der Dividende beeinflussen. Obwohl diese Fragen bereits von einer Vielzahl zum Teil umfangreicher empirischer Studien, insbesondere fiir den US-amerikanischen Kapitalmarkt, untersucht wurden, sind sie noch nicht geklart. Die Arbeit fasst die methodische Vorgehensweise und die Ergebnisse der wich-

VIII

Geleitwort

tigsten Untersuchungen aussagekraftig und pragnant zusammen. Bisher besteht nur Einigkeit dariiber, dass die Aktienrenditen im Zeitraum um die Dividendenausschiittung und speziell am Ausschiittungstag im Schnitt etwas hoher sind als in anderen Zeitperioden. Der deutsche Kapitalmarkt ist fiir eine detaillierte Analyse der genannten Zusammenhange besonders gut geeignet, da das Steuerumfeld und die institutionellen Gegebenheiten in Deutschland datenmaBig eine wesentlich bessere Ausgangsbasis bieten, als es in den USA der Fall ist. Die Arbeit gibt einen kurzen Uberblick Uber die im Untersuchungszeitraum von 1968 bis 2002 relevanten Regeln zur Besteuerung von Gewinnen auf Untemehmensebene sowie von Dividenden und Kapitalgewinnen auf Anlegerebene in Deutschland. Aus meiner Sicht handelt es sich um die diesbezuglich methodisch sorgfaltigsten und datenmaBig umfassendsten empirischen Untersuchungen fiir Deutschland. Besonders hervorzuheben ist, dass diese Aussage auch im Hinblick auf deutsche CAPM-Untersuchungen im Allgemeinen gilt. Beide obengenannten Fragestellungen werden auf Basis einer einheitlichen Stichprobe mit verschiedenen Methoden untersucht. Den Analysen des Steuer-CAPMs liegen zudem unterschiedliche Annahmen Uber den Anlagehorizont zugrunde. Die gewonnenen Erkenntnisse sind nicht nur aus wissenschaftlicher Sicht hochst interessant und wichtig, sondem auch fiir die Praxis der finanziellen Altersvorsorge und der Untemehmensbewertung. Ich wiinsche der Arbeit eine Vielzahl interessierter Leser. Richard Stehle

IX

Vorwort Die vorliegende Arbeit wurde im Mai 2005 an der wirtschaftswissenschaftlichen Fakultat der Humboldt-Universitat zu Berlin als Dissertation angenommen. Wahrend der Entstehung habe ich auf vielfaltige Weise Unterstiitzung und von vielen Seiten motivierende Worte erhalten, wofiir ich mich an dieser Stelle bei alien herzlich bedanken mochte. An erster Stelle danke ich meinem Doktorvater, Herm Prof. Richard Stehle, Ph.D. Er hat die Arbeit stets mit groBem Engagement gefordert und mit wertvollen Hinweisen unterstUtzt. Besonders in kritischen Phasen des Projekts hat er mir den notigen Ruckhalt gegeben. Bei der Bearbeitung des Themas gewahrte er mir einerseits einen groBen Freiraum und stand andererseits fur fachliche Diskussionen jederzeit zur Verfiigung. Weiterhin gilt mein Dank Frau Prof. Dr. Sigrid MUller fiir das groBe Interesse, das sie der Arbeit entgegengebracht hat, und fiir die bereitwillige Ubemahme des Zweitgutachtens. Ebenso mochte ich meinen Kollegen und Freunden an der Fakultat danken, die durch konstruktive Hinweise, Anregungen und eine angenehme Arbeitsatmosphare erheblich zum Gelingen der Arbeit beigetragen haben. In diesem Zusammenhang hervorzuheben sind insbesondere Dr. Udo Seifert und Prof. Dr. Carsten Trenkler. Stefan Daske danke ich fiir den Beistand und die Hilfe bei der Bewaltigung der scheinbar undurchdringlichen Datenberge. Bedanken mochte ich mich auch bei Dina Kuhlee, Carsten Leder, Matthias Pohl und Karsten Winkler, deren kritische Kommentare die Qualitat der Arbeit verbesserten. Im Nachhinein danke ich auch all denjenigen, die sich in der Vergangenheit beharrlich nach dem Stand der Arbeit erkundigten. Mein Dank gilt zudem dem Berliner Programm fiir Forderung der Chancengleichheit fiir die finanzielle Unterstutzung und dem Hypo-Bank-Stiftungsfonds, der durch die halbjahrliche Veranstaltung von Seminaren einen wissenschaftlichen Austausch zwischen den Kollegen verschiedener Universitaten begiinstigt. Ein ganz besonderer Dank gebiihrt meiner Familie, vor allem meiner Mutter. Sie hat mich bei meinen Entscheidungen nie beeinflusst, aber immer mit groBer Geduld unterstUtzt. Anja Schulz

XI

Inhaltsverzeichnis Tabellenverzeichnis

XV

Abbildungsverzeichnis

XIX

Abkiirzungsverzeichnis

XXI

Symbolverzeichnis 1 Einleitung

XXV 1

1.1 Einfiihrende Bemerkungen

1

1.2 Stand der wissenschaftlichen Diskussion

3

1.3 Zielsetzung und Aufbau der Arbeit

6

2 Rechtliche und institutionelle Grundlagen 2.1 Ausschiittungsbemessungsfunktion des handelsrechtlichen Jahresabschlusses

9 9

2.2 Dividende und Riickkauf eigener Aktien als Ausschtittungsaltemativen

17

2.3 Steuerliche Aspekte

25

2.3.1 Vor der Korperschaftsteuerreform von 1977

25

2.3.2 Die Korperschaftsteuerreform von 1977

27

2.3.3 Das Steuersenkungsgesetz von 2000

29

2.3.4 Ausschiittungspolitik unter Beriicksichtigung der Gesamtsteuerbelastung von Dividenden und Kursgewinnen 2.4 Rahmenbedingungen anderer Kapitalmarkte

31 38

2.4.1 Vereinigte Staaten von Amerika

38

2.4.2 GroBbritannien

40

2.5 Dividendenverhalten der Untemehmen

42

2.6 Zusammenfassung

48

3 Theoretische Erklarungsansatze 3.1 Das Miller-Modigliani-Modell 3.2 Erklarungsmodelle auf Basis der auf Untemehmensebene und/oder auf Anlegerebene erhobenen Steuem

51 51 54

3.2.1 Optimale Finanzierungspolitik bei Existenz von Steuem

54

3.2.2 Erweitung des Standard-CAPMs

57

3.2.2.1 Das Steuer-CAPM von Brennan (1970)

57

3.2.2.2 Andere Versionen des Steuer-CAPMs

63

3.2.3 Preisbildung am Ausschiittungstag der Dividende

69

3.2.4 Anlageverhalten und Handelsstrategien

73

XII

Inhaltsverzeichnis

3.3 Weitere Erklarungsmodelle

79

3.3.1 Signalling-Modelle

79

3.3.2 Agency-Modelle

81

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen 4.1 Empirische tJberprufung des Steuer-CAPMs

83 83

4.1.1 Wichtige Aspekte im Rahmen der empirischen LFberpriifbarkeit des Steuer-CAPMs

83

4.1.2 Renditebeeinflussende Wirkung der Dividendenrendite

87

4.1.3 Beziehungen zwischen den Renditeeffekten von Dividenden und anderer Variablen

99

4.2 Empirische LFberpriifung des Kursverhaltens von Aktien am Ausschtittungstag

105

4.2.1 Steuereffekte

105

4.2.2 Auswirkungen kurzfristiger Transaktionen

120

4.2.3 Marktmikrostruktureffekte

125

4.3 Zusammenfassung der bisherigen Erkenntnisse 5 Empirische Untersuchung 5.1 Methodische Voriiberlegungen und Untersuchungshypothesen

131 133 133

5.1.1 Ableitung der Untersuchungshypothesen

133

5.1.2 Definition der „erwarteten Dividendenrendite"

139

5.2 Methodik 5.2.1 Vorgehensweise bei der Uberpriifung des Zusammenhangs zwischen durchschnittHchen Aktienrenditen und Dividendenrenditen

142 142

5.2.2 Vorgehensweise bei der LFberpriifung des Dividendenabschlags

149

5.2.3 Statistische Testverfahren

154

5.3 Stichprobe

159

5.4 Ergebnisse

164

5.4.1 Deskriptive Analyse

164

5.4.2 Uberpriifung des Zusammenhangs zwischen durchschnittHchen Aktienrenditen und Dividendenrenditen

168

5.4.2.1 Standard-CAPM versus Steuer-CAPM

168

5.4.2.2 DetailHerte Analyse des Steuer-CAPMs

177

5.4.2.3 Sensitivitatsanalyse

184

5.4.2.4 Steuerklientel-Effekte

188

Inhaltsverzeichnis 5.4.3 Uberprufung des Dividendenabschlags

XIII 190

5.4.3.1 Resultate unterschiedlicher Schatzmethoden

191

5.4.3.2 Detaillierte Analyse

197

5.4.3.3 Steuerklientel-Effekte

198

6 Zusammenfassung

201

Literaturverzeichnis

207

Anhang

227

XV

Tabellenverzeichnis Tabelle 2.1:

Uberblick iiber Korperschaft-, maximale Einkommen- und Indifferenzsteuersatze deutscher Privatanleger mit einem langfristigen Anlagehorizont von 1968 bis 2002

34

Tabelle 4.1:

Empirische Studien zum Steuer-CAPM

104

Tabelle 4.2:

Auswirkungen von Steuerreformen auf das Kursverhalten von Aktien am Ausschiittungstag

112

GroBenniveaus von Cumkursen, Bardividenden und Bruttodividenden von Aktien des amtlichen Handels Frankfurt im Zeitraum 1968 bis 2002

130

Hypothesen bezuglich der Einflusse von Steuergesetzesanderungen auf die untersuchten Zusammenhange zwischen Aktienrenditen und Dividenden im Zeitraum 1968 bis 2002

136

Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsschatzungen zur Uberpriifung des Standard-CAPMs und des Steuer-CAPMs im Zeitraum 1968 bis 2002

170

Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur Uberpriifung des Steuer-CAPMs bei Vemachlassigung von gezahlten Korperschaftsteuergutschriften im Zeitraum 1968 bis 2002

176

Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur Uberpriifung der Kurseffekte von Dividendenrenditen in Ausschiittungs- und Nichtausschiittungsmonaten im Zeitraum 1968 bis 2002

179

Durchschnittliche Koeffizienten von vierteljahrlichen Querschnittsregressionen zur tjberpriifung des Steuer-CAPMs im Zeitraum 1968 bis 2002

181

Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur tjberpriifung des Steuer-CAPMs auf Basis von jahrlichen Dividendenrenditen im Zeitraum 1969 bis 2002

182

Mit Hilfe der (nichtlinearen) Seemingly-Unrelated-RegressionsMethode geschatzte Koeffizienten bei Verwendung des Dreifaktorenmodells zur Risikobereinigung im Zeitraum 1969 bis 1993

188

Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur Uberprufung von Steuerklientel-Effekten im Zeitraum 1968 bis 2002

190

Tabelle 4.4:

Tabelle 5.1:

Tabelle 5.2:

Tabelle 5.3:

Tabelle 5.4:

Tabelle 5.5:

Tabelle 5.6:

Tabelle 5.7:

Tabelle 5.8:

XVI TabelleA.l:

Tabelle A.2: Tabelle A.3:

Tabelle A.4:

Tabelle A.5:

Tabelle A.6:

Tabelle A.7:

Tabelle A.8: Tabelle A.9:

Tabelle A. 10:

Tabelle A.U:

Tabelle A. 12: Tabelle A. 13: Tabelle A. 14:

Tabellenverzeichnis Aufteilung der Dividendenzahlungen von Stamm- und Vorzugsaktien des Frankfurter amtlichen Handels auf Jahre und Monate im Zeitraum 1968 bis 2002

230

Verteilung der Stamm- und Vorzugsaktien des Frankfurter amtlichen Handels auf Branchen im Zeitraum 1968 bis 2002

231

Durchschnittliche Dividendenrenditen von Stamm- und Vorzugsaktien des Frankfurter amtlichen Handels im Zeitraum 1968 bis 2002

232

Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsschatzungen zur Uberprufung des Steuer-CAPMs fiir sechs Teilperioden des Zeitraums 1968 bis 2002

233

Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsschatzungen zur (Jberpriifung des Steuer-CAPMs fiir vier Teilperioden des Zeitraums 1968 bis 2002

234

Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsschatzungen zur LFberpriifung des Steuer-CAPMs fiir die Quartale des Zeitraums 1968 bis 2002.

235

Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur Uberprufung des Steuer-CAPMs bei ausschlieBlicher Einbeziehung von Aktien mit einer Dividende im jeweiligen Monat im Zeitraum 1968 bis 2002

236

Durchschnittliche Pramien auf Basis von Bar- und Bruttodividenden im Zeitraum 1968 bis 2002

237

Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden bei Zugrundelegung von Einzelwerten und Portefeuilles im Zeitraum 1968 bis 2002

238

Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden und Handelskursen bei Zugrundelegung von Einzelwerten und Portefeuilles im Zeitraum 1968 bis 2002

239

Durchschnittliche Uberrenditen von Einzelwerten unter Beriicksichtigung von Bar- und Bruttodividenden im Zeitraum 1968 bis 2002

240

Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden in Abhangigkeit vom Monat im Zeitraum 1968 bis 2002

241

Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden in Abhangigkeit vom Wochentag im Zeitraum 1968 bis 2002

242

Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden in Abhangigkeit von der Branche im Zeitraum 1968 bis 2002

243

Tabellenverzeichnis Tabelle A. 15:

Tabelle A. 16:

XVII

Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden separat fiir Stamm- und Vorzugsaktien im Zeitraum 1968 bis 2002

244

Steuerklientel-Effekte auf Basis von Bruttodividenden im Zeitraum 1968 bis 2002

245

XIX

Abbildungsverzeichnis Abbildung 2.1:

Entwicklung von Dividendenzahlungen und Aktienrtickkaufen auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt im Zeitraum 1972 bis 2000

46

Verteilung US-amerikanischer Untemehmen anhand der genutzten Ausschiittungsinstrumente im Zeitraum 1972 bis 2000

47

Risikoangepasste Aktienrendite als Funktion der Dividendenrendite fiir ftinf gebildete Portefeuilles

93

Aufteilung der Dividenden auf Wochentage im Zeitraum 1968 bis 2002

166

Durchschnittliche Bruttodividendenrenditen der einzelnen Branchen in den Teilperioden des Untersuchungszeitraums

168

Abbildung 5.3: Monatliche Schatzwerte fUr den Einfluss der Dividendenrendite auf die Aktienrendite (Maximum-Likelihood-Schatzung)

174

Abbildung 2.2: Abbildung 4.1: Abbildung 5.1: Abbildung 5.2:

Abbildung 5.4:

Monatliche Schatzfehler bei der Ermittlung des Einflusses der Dividendenrendite auf die Aktienrendite (Maximum-LikelihoodSchatzung)

174

Abbildung 5.5: Einbezogene Anzahl an Einzelwerten und Portefeuilles fur die einzelnen Teilperioden

193

XXI

Abkiirzungsverzeichnis Abs.

Absatz

a.F.

alte Fassung

AG

Aktiengesellschaft

AktG

Aktiengesetz

al.

alii

AMEX

American Stock Exchange

Art.

Artikel

ber.

bereinigt

BMF

Bundesministerium der Finanzen

BT

Bundestag

bzw.

beziehungsweise

ca.

zirka

CA

Companies Act

CAPM

Capital Asset Pricing Model

CD AX

Composite DAX

CFS

Center for Financial Studies

CRSP

Center for Research in Security Prices

DAFOX

Deutscher Aktienindex fur Forschungszwecke

DAX

Deutscher Aktienindex

DFDB

Deutsche Finanzdatenbank

d.h.

das heiBt

Di

Dienstag

Div

Dividende

DM

Deutsche Mark

Do

Donnerstag

EG

Europaische Gemeinschaft

EStG

Einkommensteuergesetz

EURIBOR

Euro Interbank Offered Rate

FAZ

Frankfurter Allgemeine Zeitung

FIBOR

Frankfurt Interbank Offered Rate

Fr

Freitag

GG

Grundgesetz

GJ

Geschaftsjahr

GLS

Generalized Least Squares

HGB

Handelsgesetzbuch

Hrsg.

Herausgeber

IAS

International Accounting Standards

ICTA

Income and Corporation Taxes Act

IFRS

International Financial Reporting Standards

XXII

I.G. i.L. IPO i.V.m. jahrl. KonTraG KStG kurzf. max. Mi Mo LSE MBCA ML mtl. NASDAQ NBER No. Nr. NYSE OLS p.a. Portef. PREM REXP RMBCA RVW S. SAS SEC SFB SolZ SSRN SUR TRA TransPuG TSE u. u.a. US

Abkiirzungsverzeichnis

Interessengemeinschaft in Liquidation Initial Public Offering in Verbindung mit jahriich Gesetz zur Kontrolle und Transparenz im Untemehmensbereich Korperschaftsteuergesetz kurzfristig maximal Mittwoch Montag London Stock Exchange Model Business Corporation Act Maximum Likelihood monatlich National Association of Securities Dealers of Automated Quotation System National Bureau of Economic Research Number Nummer New York Stock Exchange Ordinary least square (Kleinste Quadrate) per annum Portefeuille Renditedifferenz zwischen junk bonds und langfristigen Staatsanleihen Deutscher Rentenindex (Performanceindex) Revised Model Business Corporation Act Marktrisikopramie Seite Statistical Analysis System Securities and Exchange Commission Sonderforschungsbereich Solidaritatszuschlag Social Science Research Network Seemingly unrelated regressions Tax Reform Act Transparenz- und Publizitatsgesetz Toronto Stock Exchange und unter anderem United States

Abkiirzungsverzeichnis USA US-GAAP

us$ usw. unber. vgl. vs. wochentl. z.B. ZEW

XXIII United States of America Generally Accepted Accounting Principles of the United States Dollar of the United States und so weiter unbereinigt vergleiche versus wochentlich zum Beispiel Zentrum fur Europaische Wirtschaftsforschung (Mannheim)

XXV

Symbolverzeichnis / = 1,. ..,/ 7 = 0,. .., n t= 1,. .., r

^ $ § % a a adj. R^ AR AV P cov (•) D d S df € E{-) e e Y g (•) 0 HML Ho Hi K k A / MRP ;;

Laufindex iiber Anleger Laufindex uber Wertpapiere oder Portefeuilles Laufindex iiber die Zeit erste Ableitung einer Funktion zweite Ableitung einer Funktion Kennung einer Zufallsvariablen Schatzwert Durchschnittswert US Dollar Paragraph Prozent Konstante bei Zeitreihenregressionen Konstante bei Querschnittsregressionen angepasstes BestimmtheitsmaB Abnormal return (Uberrendite) Abnormal volume (uberdurchschnittliches Handelsvolumen) Betafaktor (systematisches Risiko) Kovarianz Dummy-Variable Dividende Dividendenrendite Freiheitsgrade Euro Erwartungswertoperator Residuum bei Querschnittsregressionen Residuum bei Zeitreihenregressionen Koeffizient bei Querschnittsregressionen Funktion zur Beschreibung des durchschnittlichen Steuersatzes festgelegter relativer Anteil am Portefeuillewert (vermogensbezogene Kreditrestriktion) Renditedifferenz zwischen Aktien mit hohen und niedrigen Buchwert-Marktwert-Verbaltnis (High minus Low) Nullhypothese Altemativhypothese steuerangepasste Risikotoleranz Anzahl der Koeffizienten in einem Regressionsmodell Risikopramie bei der Arbitrage pricing theory Lagrange-Multiplikator Marktrisikopramie Verhaltnis der steuerlichen Belastung auf Anlegerebene

XXVI 6 i2 q n p , Pa p^^^ p^^ Pr r rex Ps 2 S Sd Sg Sk S^ s^ s'^ Sg s^ s^ s^^ s^ SER SMB SSE T (j^ U{') u V V var{-) w jc X V

Symbolverzeichnis Steuerbelastungsquotient (Total tax preference ratio) Verhaltnis der steuerlichen Belastung auf Untemehmensebene deterministischer Endpreis des risikolosen Wertpapiers unsicherer Endpreis Anschaffungspreis Preis am Tag vor dem Dividendenabschlag (Cumtag) Preis am Tag des Dividendenabschlags (Extag) Pramie Rendite Rendite am Tag des Dividendenabschlags (Extag) Spearman-Rangkorrelationskoeffizient Summe Steuerparameter gewichtetes Mittel der Grenzsteuersatze fur Dividenden aller Anleger gewichtetes Mittel der Grenzsteuersatze fur Kursgewinne aller Anleger gewichtetes Mittel der Koperschaftsteuergutschriften aller Anleger gewichtetes Mittel der Grenzsteuersatze fiir Zinsen aller Anleger (marginaler) Einkommensteuersatz ftir Dividenden personlicher Indifferenzsteuersatz (marginaler) Einkommensteuersatz fUr Kursgewinne Korperschaftsteuergutschrift Korperschaftsteuersatz fur ausgeschiittete Gewinne Korperschaftsteuersatz ftir einbehaltene Gewinne (marginaler) Einkommensteuersatz fiir Zinsen Standardized excess return (standardisierte abnormale Rendite) Renditedifferenz zwischen Aktien mit kleinen und hohen Marktwerten (Small minus Big) Sum of squared errors (Summe der quadrierten Residuen) proportionaler Transaktionskostensatz Varianz Nutzenfunktion Residuum (bei Uberpriifungen des Dividendenabschlags) Risikopramie Portefeuilleendwert Varianz Risikotoleranz Anzahl eines Wertpapiers relativer Portefeuilleanteil eines Wertpapiers steuerpflichtiges Einkommen

1

Einleitung

1.1

Einfiihrende Bemerkungen

In den vergangenen vier Jahrzehnten beschaftigte sich eine Vielzahl von Studien mit dem Einfluss der Dividendenpolitik auf den Marktwert des Eigenkapitals borsennotierter Aktiengesellschaften. Nach Miller/Modigliani (1961) sind bei einem gegebenen Investitionsprogramm der Marktwert einer Untemehmung und die Renditeforderung der Anleger unabhangig von der Dividendenpolitik. Dieser als Irrelevanztheorem bezeichneten Aussage liegen allerdings Annahmen zugrunde, die die Realitat stark vereinfachen. So vemachlassigt das Miller-Modigliani-Modell u.a. die auf realen Kapitalmarkten haufig bestehende steuerliche Ungleichbehandlung von Kursgewinnen und Dividenden auf der Anlegerebene sowie die vor allem auf dem deutschen Kapitalmarkt bis zum Jahr 2001 vorhandene unterschiedliche Belastung von einbehaltenen und ausgeschutteten Gewinnen auf der Untemehmensebene. In den USA werden einbehaltene und ausgeschuttete Gewinne auf der Untemehmensebene mit einem identischen Steuersatz belastet. Allerdings bestehen auf der Anlegerebene Unterschiede in der Besteuerung von Dividenden und Kursgewinnen. Uber die Auswirkungen dieser steuerlichen Ungleichbehandlung auf die Renditeforderung der Anleger und folglich auf die Marktwerte der Untemehmen existieren unterschiedliche Auffassungen. Miller und Scholes (1978) argumentieren, dass den Anlegem u.a. Moglichkeiten zur Vermeidung der auf Dividenden anfallenden Steuem zur Verfugung stehen und der Untemehmenswert somit weiterhin unabhangig von der Hohe der gezahlten Dividende ist („Tax irrelevance view"-Hypothese). Dagegen fuhren andere Studien, z.B. Brennan (1970), an, dass Anleger die steuerliche Ungleichbehandlung von Kursgewinnen und Dividenden im Rahmen ihrer Anlageentscheidungen berucksichtigen („Traditional view"-Hypothese).' Bei einer hoheren Belastung von Dividenden im Vergleich zu Kursgewinnen sollte die Hohe der Dividendenzahlung einen negativen Einfluss auf den Marktwert der Untemehmung besitzen. In diesem Fall werden die Anleger von einem Untemehmen, das Dividenden zahlt, eine hohere Vorsteuerrendite fordem als von einem aquivalenten Untemehmen, das keine Dividenden zahlt. Nach Brennan (1970) und Litzenberger/Ramaswamy (1979) besteht eine direkte Abhangigkeit zwischen der Hohe der Renditefordemng und der Einkommensteuerbe-

Eine weitere Erklarungshypothese ist die „Tax capitalization view". Vgl. hierzu Auerbach (1979).

2

1 Einleitung

lastung auf Anlegerebene. In Anlehnung an das Modell von Miller (1977) ubt die Besteuerung auf Untemehmensebene in diesem Zusammenhang einen indirekten Einfluss aus. Die Beantwortung der Fragen, wie sich Steuem auf die Finanzierungsentscheidungen von Untemehmen und auf die Zusammenstellung der Portefeuilles bei den Anlegem auswirken, ist fiir die Finanzierungstheorie und ihre praktische Umsetzung von groBer Bedeutung. Bisherige empirische Uberprufungen der Implikationen verschiedener Modellansatze zeigen widerspriichliche Resultate und beziehen sich zudem meist auf den US-amerikanischen Kapitalmarkt. Die vorliegende Arbeit mochte durch eine sowohl hinsichtlich der Methoden- als auch der Datennutzung umfangreiche empirische Untersuchung deutscher Aktienrenditen im Zeitraum 1968 bis 2002 zur Klarung der steuerlichen Auswirkungen auf die Zusammenhange zwischen Renditen und Dividenden von Aktien beitragen. Dabei stellt der deutsche Kapitalmarkt einen zweckmaBigen und interessanten Untersuchungsgegenstand dar, denn im Vergleich zu anderen Kapitalmarkten wurden in Deutschland in diesem Zeitraum generell hohere Steuem erhoben. Somit sollten steuerliche Aspekte eine besonders wichtige Rolle bei den Portefeuilleentscheidungen von Anlegem gespielt haben. Im untersuchten Zeitraum differierte zudem die steuerliche Belastung von Dividenden und Kursgewinnen bei deutschen Anlegem wesentlich starker als bei US-amerikanischen Anlegem. Weiterhin unterlagen auf dem deutschen Kapitalmarkt im Gegensatz zum US-amerikanischen Kapitalmarkt einbehaltene und ausgeschiittete Gewinne unterschiedlichen Kdrperschaftsteuersatzen auf der Untemehmensebene. Eine gemeinsame Betrachtung der unterschiedlichen Besteuemng von einbehaltenen und ausgeschutteten Gewinnen auf Untemehmensebene und der auf Anlegerebene anfallenden unterschiedlichen Steuerlasten auf Dividenden und Kursgewinne kann im Rahmen der Hypothesenbildung zu neuen Erkenntnissen uber die Beziehungen von Dividenden und Aktienrenditen fiihren und somit das allgemeine Verstandnis iiber die Funktionsweise des Kapitalmarkts verbessem. Zusatzlich besitzen diesbezugliche Erkenntnisse u.a. eine zentrale Bedeutung bei Entscheidungen im Rahmen der privaten Altersvorsorge und ftir die Gestaltung einer „aktionarsfreundlichen" Dividendenpolitik. Die Beantwortung der zentralen Frage der vorliegenden Arbeit, ob der Einfluss der Dividendenrendite auf die Aktienrendite durch die steuerliche Ungleichbehandlung der Renditebestandteile erklarbar ist, wird als wichtige Vorarbeit zur Beantwortung der Frage angesehen, ob der Marktwert des Eigenkapitals einer Untemehmung von der Dividendenpolitik abhangt.

1 Einleitung

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In diesem Zusammenhang ist die von Black (1976) als „Dividend puzzle" bezeichnete Problematik von beobachtbaren hohen Dividendenausschiittungen auf Kapitalmarkten mit einer starkeren steuerlichen Belastung von Dividenden im Vergleich zu Kursgewinnen auch heute noch aktuell. Entsprechendes gilt fur die Frage nach der optimalen Finanzierungs- und Dividendenpolitik von Untemehmen. Obwohl ftir jede dieser Fragestellungen eine Reihe von theoretisch fundierten Erklarungsmodellen existiert, fehlt bisher eine ubergeordnete Theorie, die die einzelnen Teilaspekte konsistent miteinander verkniipft.

1.2

Stand der wissenschaftlichen Diskussion

Miller/Modigliani (1961) untersuchen in ihrem zweiten fur die weitere Entwicklung der Finanzierungstheorie richtungsweisenden Aufsatz den Einfluss der Dividendenpolitik auf den Untemehmenswert. Unter der Annahme eines vollkommenen Kapitalmarktes und eines gegebenen Investitionsvolumens stellen sie die These der Irrelevanz der Dividendenpolitik fUr den Marktwert der Untemehmung auf. Darauf folgende theoretische Studien analysieren hauptsachlich, ob diese These auch bei der Aufhebung einzelner Telle des Annahmenbiindels „vollkommener Kapitalmarkt" Giiltigkeit besitzt. Dabei spielen insbesondere Steuem eine wichtige Rolle. Zum Beispiel wird argumentiert, das Management konne iiber die Dividendenhohe den Marktwert der Untemehmung beeinflussen, wenn dadurch die Gesamtsteuerbelastung auf Untemehmens- und Anlegerebene sinken wiirde. Eine diesbezuglich realitatsnahe Modellbildung ist aus mehreren Grunden schwierig. Sie erfordert u.a. die explizite Einbeziehung von unsicheren Erwartungen.^ Das in Wissenschaft und Praxis bedeutendste Modell zum Einfluss von Unsicherheit auf die Preis- bzw. Renditebildung ist das von Sharpe (1964) und Lintner (1965) entwickelte Kapitalmarktgleichgewichtsmodell, welches auch im deutschen Sprachgebrauch als Capital Asset Pricing Model, kurz CAPM, bezeichnet wird. Brennan (1970) erweitert das CAPM um die personlichen Einkommensteuerbelastungen der Anteilseigner. Als Folge ist im Marktgleichgewicht die erwartete Rendite einer Aktie zusatzlich zu ihrem systematischen Risiko auch von ihrer erwarteten Dividendenrendite abhangig. Die empirischen Uberprufungen des so genannten Steuer-CAPM auf dem US-amerikanischen

Weitere Grunde sind, dass Dividendeneinkunfte und Kursgewinne (bzw. Kursverluste) steuerlich ungleich behandelt werden, die relevanten Steuersatze progressiv sind und die steuerlichen Gegebenheiten im Zeitablauf und zwischen den Kapitalmarkten variieren. Zudem hat die modellmaBige Berucksichtigung von Leerverkaufen einen wichtigen Einfluss auf die Ergebnisse.

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1 Einleitung

Kapitalmarkt von Black/Scholes (1974) und Litzenberger/Ramaswamy (1979) zeigen unterschiedlich starke positive Zusammenhange zwischen der durchschnittlichen Aktienrendite und der Dividendenrendite. Eine mogliche Ursache fur diese voneinander abweichenden Ergebnisse haben Kalay/Michaely (2000) identifiziert und ausfiihrlich untersucht: Auf dem USamerikanischen Kapitalmarkt sind die Renditen von Aktien um den Tag der Dividendenzahlung - den Extag - tendenziell hoher als in anderen Wochen des Kalenderjahres. Dies fiihrt dazu, dass sich unterschiedliche Vorgehensweisen bei der empirischen Prazisierung der erwarteten Dividendenrendite wesentlich auf das Ergebnis von empirischen Untersuchungen auswirken. Den Untersuchungen von Litzenberger/Ramaswamy (1979) auf Basis monatlicher Daten liegt die Sichtweise zugrunde, dass eine Aktie nur in ihren Ausschiittungsmonaten eine positive Dividendenrendite besitzt und dass in den anderen Monaten die Dividendenrendite gleich null ist. Black/Scholes (1974) und Miller/Scholes (1982) vertreten dagegen die Sichtweise, dass die Dividendenrendite einer Aktie in den Ausschiittungs- und in den Nichtausschtittungsmonaten gleich hoch ist. Nach Kalay/Michaely (2000) stellt sich die Frage, ob die Dividendenrendite nur Auswirkungen auf das Renditeverhalten der Aktien im Zeitablauf hat Oder auch geeignet ist, Renditeunterschiede im Querschnitt der Aktien zu beschreiben. Hinweise auf Letzteres liegen in der Studie von Kalay/Michaely (2000) nicht vor. Zweifel an der Bedeutung der Dividendenrendite als bewertungsrelevanter Faktor ruft auch die Untersuchung von Chen/Grundy/Stambaugh (1990) hervor. Sie erhalten u.a. nach der Verwendung zeitvariabler Betafaktoren statistisch insignifikante Koeffizienten ftir die Dividendenrendite. Ebenso zeigen Fama/French (1993), dass das von ihnen vorgeschlagene Dreifaktorenmodell die beobachtete Abhangigkeit zwischen Aktien- und Dividendenrenditen abbildet. Einen anderen Ansatz zur empirischen (Jberpriifung des Einflusses der Besteuerung auf Aktienrenditen nutzen Elton/Gruber (1970). Sie leiten ftir den Ausschiittungstag der Dividende eine Gleichgewichtsbeziehung zwischen dem Kursriickgang und den marginalen Einkommensteuersatzen fiir Kursgewinne und Dividenden des Grenzanlegers her. Bei gleicher steuerlicher Belastung oder bei Steuerfreiheit von Kursgewinnen und Dividenden sollte danach der Kurs am Ausschiittungstag um den gesamten Betrag der Dividende fallen. Dagegen sollte nach ihrem Modellansatz bei unterschiedlichen Steuersatzen fiir Kursgewinne und Dividenden der Kursriickgang am Ausschiittungstag von dem gezahlten Betrag abweichen. Der Kursriickgang ist geringer als der Auszahlungsbetrag, wenn die hohere Steuerlast auf den Dividenden liegt. Die Aktie besitzt somit an Ausschiittungstagen im Durchschnitt eine hohere

1 Einleitung

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(Vorsteuer-)Rendite als an anderen Handelstagen. Falls Kursgewinne nicht besteuert werden, sollte der Kurs um den Nachsteuerbetrag der Dividende sinken. Zur empirischen Uberpriifung der Hypothese, dass der Dividendenabschlag von den marginalen Einkommensteuersatzen des Grenzanlegers bestimmt wird, eignen sich besonders Zeitraume, in denen gesetzliche Anderungen bezuglich der Besteuerung von Dividenden und von Kursgewinnen vorgenommen wurden. So untersucht Michaely (1991) auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt die Auswirkungen des 1986 Tax Reform Act, der eine erhebliche Reduzierung der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen bewirkte. Er kann im Zeitraum zwischen 1986 und 1989 keinen Einfluss der Gesetzesanderung auf die Preisbildung am Ausschiittungstag der Dividende feststellen. Dagegen zeigt Robin (1991) ftir den Zeitraum von 1984 bis 1988 einen mit der Steuerhypothese im Einklang stehenden, statistisch signifikanten RUckgang der Uberrendite am Extag der Dividende. Han (1994) sieht sowohl in den unterschiedlichen Untersuchungszeitraumen als auch in den angewandten Untersuchungsmethoden mogliche Ursachen fiir die voneinander abweichenden Resultate von Michaely (1991) und Robin (1991). Bay (1990) beobachtet auf dem deutschen Kapitalmarkt einen signifikanten Einfluss der Korperschaftsteuerreform von 1977 auf die Hohe des Dividendenabschlags. Wahrend der im Verhaltnis zur Dividende geringere Kursriickgang als empirisch bestatigt gilt, wird in der wissenschaftlichen Literatur iiber die zugrunde liegenden Ursachen intensiv diskutiert. Kalay (1982) weist z.B. darauf hin, dass durch den steuerlich induzierten Arbitragehandel um den Dividendenextag die tJberrendite sinken sollte. Demzufolge wird die Uberrendite nicht durch die Einkommensteuerstruktur des Grenzanlegers, sondem vielmehr durch die Hohe der relevanten Transaktionskosten bestimmt. Schatzungen der marginalen Steuersatze des Grenzanlegers, die auf dem Ansatz von Elton/Gruber (1970) basieren, konnten somit verzerrt sein. Andere Studien fiihren die Hohe des Dividendenabschlags auf Marktmikrostruktureffekte zuruck. Eine weitere Abweichung vom Konstrukt des vollkommenen Kapitalmarktes ist die in der Realitat vorliegende asymmetrische Informationsverteilung zwischen den Managem und Aktionaren einer Untemehmung. Die unter den Begriffen „Signalling" und „Agency costs" zusammengefasste renditebeeinflussende Wirkung von Dividendenankundigungen wird jedoch in der vorliegenden Arbeit uberwiegend ausgeklammert.

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1 Einleitung

1.3

Zielsetzung und Aufbau der Arbeit

Untersuchungsgegenstand der vorliegenden Arbeit ist der Einfluss der Dividendenhohe auf das Renditeverhalten von Aktien. Aufbauend auf bestehenden theoretischen Modellen werden die Zusammenhange zwischen den Renditen und Dividenden der im amtlichen Handel an der Frankfurter Wertpapierborse notierten Aktien ftir den Zeitraum von 1968 bis 2002 empirisch analysiert. Ein wichtiges Ziel ist dabei die empirische Uberpriifung der folgenden Hypothese: Die Ursache ftir die beobachteten Dividendeneffekte liegt in der unterschiedlichen steuerlichen Belastung von Kursgewinnen und Dividenden. Deshalb wird auf Basis einer einheitlichen Stichprobe im ersten Untersuchungsteil der vom Steuer-CAPM angenommene Zusammenhang zwischen den durchschnittlichen (langfristigen) Aktienrenditen und den Dividendenrenditen iiberprUft. Im zweiten Untersuchungsteil werden die aktienindividuellen Abweichungen der Kursdifferenz zwischen Cumtag^ und Extag vom gezahlten Dividendenbetrag analysiert. Die Gegeniiberstellung der Resultate beider Untersuchungsansatze soil zu neuen Erkenntnissen iiber die Wirkungsweise von Einkommen- und Korperschaftsteuem auf die Bewertung von Aktien in Deutschland ftihren. So konnen die vergleichenden Betrachtungen Hinweise darauf geben, ob der empirisch aufgezeigte Einfluss der Dividendenzahlung auf die monatliche Aktienrendite insbesondere am Extag verursacht wird. Als Hinweis auf eine steuerliche Ursache ware zu deuten, wenn die in Querschnittsuntersuchungen zur LFberpriifung des Steuer-CAPMs ermittelte Wirkung der Dividendenrendite auf die monatliche Aktienrendite und die bei Untersuchungen des Dividendenabschlags beobachteten Uberrenditen am Extag miteinander im Einklang stehen. Weiterhin kann ein Vergleich mit den empirischen Resultaten ftir andere Kapitalmarkte Hinweise auf den Zusammenhang zwischen institutionellen Rahmenbedingungen und beobachteten Dividendeneffekten geben. Im Rahmen des ersten Untersuchungsteils wird zudem in Anlehnung an Kalay/Michaely (2000) uberprtift, ob die erwarteten Dividendenrenditen die Aktienrenditen nur im Zeitverlauf Oder auch im Querschnitt beeinflussen. Da die Definition der erwarteten Dividendenrendite dabei eine wichtige Rolle spielt, werden die Moglichkeiten ihrer Berechnung und die daraus resultierenden Implikationen ftir den unterstellten Anlagehorizont des Aktionars detailliert betrachtet. Indizien ftir eine Bewertungsrelevanz liegen insbesondere vor, wenn die Dividendenrendite einen Erklarungsbeitrag ftir Renditeunterschiede im Querschnitt leistet, also

Als Cumtag wird der letzte Handelstag bezeichnet, an dem die Aktie inklusive der Dividende notiert.

1 Einleitung

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wenn die Renditen von Aktien mit hohen Dividenden hoher sind als die Renditen von Aktien mit niedrigen Dividenden. Ein derartig ermittelter Zusammenhang zwischen durchschnittlichen Aktienrenditen und Dividendenrenditen wurde mit den Aussagen des Steuer-CAPMs ubereinstimmen. Ein kurzfristiger Renditeeffekt der Dividende im Zeitverlauf, der unabhangig vom gezahlten Betrag ist, wurde dagegen nicht im Einklang mit der Steuerhypothese stehen. Jedoch konnten auch andere, bisher in die Betrachtungen nicht einbezogene Variablen, die mit der Dividendenrendite korrelieren, die aufgezeigten Beziehungen zwischen Aktien- und Dividendenrenditen bewirken. Aus diesem Grund wird der Erklarungsbeitrag der Dividendenrendite fur die Renditedifferenz von Aktien ebenfalls auf Basis des Dreifaktorenmodells von Fama/French (1993) iiberpriift. Fine wichtige Rolle bei der Hypothesenbildung spielen die Auswirkungen der im Beobachtungszeitraum durchgefiihrten Steuerreformen (z.B. Korperschaftsteuerreform von 1977) auf die Hohe der geschatzten Koeffizienten der Dividendenrendite und auf die Hohe des Dividendenabschlags. Deshalb werden beide Untersuchungsmethoden auch fiir Teilperioden des Untersuchungszeitraums durchgefiihrt. Auf Basis von Steuergesetzesanderungen wird zudem die von Elton/Gruber (1970) aufgezeigte Moghchkeit zur Schatzung der marginalen Einkommensteuersatze des Grenzanlegers evaluiert. Die Beantwortung der Fragestellung, inwieweit die von den Anteilseignem oder Untemehmen zu leistenden Einkommen- und Korperschaftsteuem die Borsenwerte von Aktien beeinflussen, ist besonders fiir die Untemehmensbewertung von erheblicher Bedeutung. Die Arbeit ist wie folgt gegliedert: Kapitel 2 erlautert die rechtlichen und institutionellen Gegebenheiten des deutschen Kapitalmarkts, die fiir die Festlegung der Dividende im Rahmen der AusschtittungspoHtik von entscheidender Bedeutung sind. Zudem werden die im Untersuchungszeitraum erfolgten relevanten Anderungen in den Steuergesetzen sowie ihre Auswirkungen auf die steuerlich induzierten Praferenzen verschiedener Anlegergruppen fiir die Einbehaltung oder Ausschuttung von Untemehmensgewinnen dargestellt. Da sich die uberwiegende Zahl der fiir diese Arbeit wichtigen bisherigen Untersuchungen auf den US-amerikanischen oder britischen Kapitalmarkt bezieht, wird zusatzHch ein kurzer tJberblick uber die relevanten Rahmenbedingungen dieser beiden Lander gegeben. AbschlieBend beschreibt das Kapitel die in der Vergangenheit beobachtete Ausschiittungspolitik von deutschen und US-amerikanischen Untemehmen.

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1 Einleitung

Kapitel 3 stellt die theoretischen Erklarungsansatze zum Einfluss der Dividendenpolitik auf den Marktwert der Untemehmung vor. Dabei stehen aufgrund der Zielsetzung der Arbeit diejenigen Erklarungsansatze im Mittelpunkt, die auf einer steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen beruhen. Einen wesentlichen Teil dieses Kapitels nehmen die Skizzierung der Ableitung des Steuer-CAPMs von Brennan (1970) sowie die Betrachtungen von modifizierten Versionen des Steuer-CAPMs ein, die sich speziell auf den deutschen Kapitalmarkt beziehen. Weiterhin werden verschiedene Modelle zur Preisbildung am Ausschtittungstag der Dividenden dargestellt und erlautert. Ein Uberblick iiber die verwendete Methodik und die bisherigen Resultate von empirischen tiberpriifungen des Steuer-CAPMs und des Dividendenabschlags am Extag findet sich Kapitel 4. Die vorgestellten Ergebnisse geben Hinweise auf die Relevanz von steuerbasierten Erklarungsansatzen fiir die verschiedenen Kapitalmarkte sowie auf potenzielle EinflUsse institutioneller Gegebenheiten. Des Weiteren wird in diesem Kapitel die ZweckmaBigkeit der verschiedenen zur Verfiigung stehenden Verfahren fur die im Rahmen dieser Arbeit zu untersuchenden Fragestellungen betrachtet. Zu Beginn des Kapitels 5 werden auf Basis der vorangegangenen Kapitel die empirisch zu testenden Untersuchungshypothesen abgeleitet. Im Anschluss daran erfolgt eine Darstellung der Schatzverfahren fiir die erwartete Dividendenrendite, die hinsichtlich der Zielsetzung der hier durchgefiihrten empirischen Untersuchungen zweckmaBig sind. Nach der Erlauterung der verwendeten Schatzmethoden in den beiden Untersuchungsteilen erfolgt eine Beschreibung der einbezogenen Daten. Im Anschluss werden die empirischen Ergebnisse beider Untersuchungsteile vorgestellt und interpretiert. Insbesondere auf der Grundlage eines Vergleichs der Resultate beider Untersuchungsteile konnen Schlussfolgerungen iiber die Relevanz der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen als Ursache fiir die gefundenen Zusammenhange zwischen Aktien- und Dividendenrenditen gezogen werden. Kapitel 6 enthalt die Zusammenfassung der wichtigsten Ergebnisse dieser Arbeit und einen Ausblick auf potenzielle Ziele weiterftihrender wissenschaftlicher Untersuchungen.

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Rechtliche und institutionelle Grundlagen

Bei der Auswertung von empirischen Ergebnissen zum Einfluss von Dividenden auf Aktienrenditen und der Ableitung von Implikationen mussen die auf den einzelnen Kapitalmarkten vorhandenen Rahmenbedingungen beriicksichtigt werden. Deshalb stellt dieses Kapitel die im Zusammenhang mit Dividendenzahlungen wichtigen gesellschaftsrechtlichen und steuerlichen deutschen Rahmenbedingungen vor und vergleicht sie mit den Gegebenheiten des USamerikanischen und britischen Kapitalmarktes.' Dabei sind die Regeln hinsichtlich der Ausschiittungsbemessung, die verfugbaren Ausschiittungsinstrumente sowie die mit den Entscheidungen verbundenen steuerlichen Wirkungen von besonderem Interesse. AbschlieBend wird zur Veranschaulichung das in der Vergangenheit beobachtete Dividendenverhalten der Unternehmen aufgezeigt.

2.1

Ausschiittungsbemessungsfunktion des handelsrechtlichen Jahresabschlusses

Deutsche Aktiengesellschaften unterhegen bei der Aufstellung des Jahresabschlusses und bei der damit verbundenen Gewinnermittlung den Bilanzierungs- und Bewertungsvorschriften des Handelsgesetzbuches (HGB). Die Gewinnverwendung ist im Aktiengesetz (AktG) geregelt. Bei Feststellung des Jahresabschlusses durch Vorstand und Aufsichtsrat konnen diese grundsatzHch hochstens die Halfte des erzielten Jahresuberschusses im Untemehmen thesaurieren (§ 58 Abs, 2 Satz 1 AktG). Die Satzung der Aktiengesellschaft kann abweichend davon zur Thesaurierung eines niedrigeren oder hoheren Teils des Jahresuberschusses ermachtigen (§ 58 Abs. 2 Satz 2 AktG). Die Einstellung von mehr als 50 % des Jahresuberschusses durch den Vorstand und Aufsichtsrat ist nur zulassig, sofem die anderen Gewinnriicklagen die Halfte des Grundkapitals nicht iibersteigen oder soweit sie dieses nach der Zufiihrung nicht ubersteigen wiirden. Ein gegebenenfalls bestehender Verlustvortrag und ein nach § 150 Abs. 2 AktG in die gesetzliche Riicklage einzustellender Betrag sind vorab vom erzielten JahresUberschuss abzuziehen. Solange die gesetzliche Riicklage zusammen mit der Kapitalrijcklage einen Betrag von 10 % oder einen in der Satzung festgelegten hoheren Prozentsatz des Grundkapitals nicht erreicht, mUssen in jedem Jahr 5 % des um einen Verlustvortrag geminderten Jahresuberschusses in diese Position eingestellt werden. Die Aktionare haben

Zur Vereinfachung der Diskussion wird auf Ausfuhrungen, die sich auf den US-amerikanischen bzw. auf den britischen Kapitalmarkt beziehen, explizit oder implizit hingewiesen. Alle anderen Ausfuhrungen gelten fiir den deutschen Kapitalmarkt.

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2 Rechtliche und institutionelle Grundlagen

gemaB § 58 Abs. 4 AktG grundsatzlich Anspruch auf Ausschiittung des verbleibenden Teils des Jahrestiberschusses, der als Bilanzgewinn bezeichnet wird. Die Hohe der Dividende ist rechtlich an das im Einzelabschluss ausgewiesene Jahresergebnis gekniipft. Das Management besitzt jedoch sowohl bei der Ermittlung als auch bei der Verwendung des Jahresergebnisses eine Reihe von Moglichkeiten zur Gestaltung der Ausschiittungshohe. Zum einen kann der Vorstand durch Verzicht auf Thesaurierung mehr als die Halfte des Jahresuberschusses ausschutten sowie durch gesetzliche und satzungsmaBig zulassige Auflosungen von Gewinnrucklagen das Dividendenvolumen auf einen Betrag iiber den Jahresuberschuss hinaus erhohen.^ So entspricht aus der Sicht des Vorstands die obere Grenze des Ausschtittungsvolumens dem Jahresuberschuss plus einem eventuell vorhandenen Gewinnvortrag plus samtlicher nicht ausschiittungsgesperrter Gewinnriicklagen.^ Die untere Grenze bildet die Halfte des Jahrestiberschusses abzuglich der Halfte eines gegebenenfalls bestehenden Verlustvortrags und der Halfte moglicher Zufuhrungen zur gesetzlichen Rucklage. Uber die Verwendung des Bilanzgewinns entscheidet nach § 174 Abs. 1 AktG die Hauptversammlung. Sie kann diesen vollstandig oder teilweise als Dividende ausschutten lassen oder aber auf eine Dividendenzahlung verzichten."^ Allerdings wird die Hauptversammlung in der Regel einer vom Vorstand begriindeten Empfehlung iiber die zusatzliche Einstellung des Bilanzgewinns in die anderen Gewinnrucklagen folgen.^ Falls weniger als vier Prozent des eingezahlten Grundkapitals ausgeschiittet werden, ermoglicht § 254 Abs. 1 AktG die Anfechtung des Gewinnverwendungsbeschlusses der Hauptversammlung. Zusatzlich besitzt das Management bereits auf der Stufe der Ermittlung des Jahresergebnisses durch die Anwendung der zahlreich im HGB vorhandenen Bilanzierungs- und Bewertungswahlrechte Einfluss auf die Hohe des Ausschiittungsbetrages. So wird beispielsweise der Ge-

Das Recht zur Veranderung der anderen Gewinnrucklagen ist mit der Feststellung des Jahresabschlusses verbunden. Demzufolge kOnnte die Hauptversammlung Uber die Gewinnrucklagen verfiigen, sofern sie feststellendes Organ nach § 173 Abs. 1 AktG ware. Vgl. DirriglAVagner (1993), S. 265. In erster Linie konnen die anderen Gewinnrucklagen zu AusschUttungszwecken aufgelost werden. AusfUhrlich zur Unterteilung der Gewinnrucklagen sowie zu den Moglichkeiten von Einstellungen und Auflosungen siehe Coenenberg (2003), S. 280-286. In der vorliegenden Arbeit werden ausschlieBlich Dividenden in Form von Barzahlungen unter den Begriff Dividende subsumiert. Dies hat die Vernachlassigung von SachausschUttungen zur Folge, deren Zulassigkeit der durch das Transparenz- und Publizitatsgesetz (TransPuG) im Jahr 2002 eingefUhrte Abs. 5 des § 58 AktG vorsieht. In der Regel werden Wertpapiere als SachausschUttungen dienen. Die Bedeutung von SachausschUttungen fUr den deutschen Aktienmarkt wird erst in den nachsten Jahren erkennbar sein. Vgl. BTDrucksache 14/8769, S. 12. Roth (1973) stellt fUr eine kleine Unternehmensstichprobe fest, dass die Hauptversammlung Managementvorschlagen in mindestens 97% der Falle zustimmt. Vgl. auch Pellens/Gassen/Richard (2003), S. 318.

2 Rechtliche und institutionelle Grundlagen

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winnausweis von den Bestrebungen des Managements zur Zahlung einer stabilen Dividende beeinflusst.^ Moglichkeiten, den Gewinnausweis tiber eine Erhohung des zahlungsunwirksamen Aufwands zu reduzieren, bietet insbesondere das Wahlrecht zum Ansatz von Aufwandsriickstellungen nach § 249 Abs. 2 H G B / Der nach den handelsrechtlichen Grundsatzen ordnungsmaBiger Buchfiihrung aufgestellte Jahresabschluss soil sowohl entscheidungsrelevante Informationen an die Kapitalmarktteilnehmer ubermitteln als auch die Hohe des Gewinns bestimmen. Zudem bildet er prinzipiell die Bemessungsgrundlage fiir die Besteuerung. Bei der Ausiibung dieser drei Funktionen steht vorrangig der Schutz der Glaubiger im Mittelpunkt. Die Wurzeln der im Vergleich zum USamerikanischen und britischen Kapitalmarkt herausragenden Bedeutung des gesetzlich verankerten Glaubigerschutzes konnten in den unterschiedlichen historischen Wirtschaftsentwicklungen liegen, die in Deutschland im erheblichen Umfang durch staatliche Regulierungen gepragt worden ist.^ Ein weiterer Grund fiir den hohen Stellenwert der Glaubigerinteressen in den deutschen Rechnungslegungsvorschriften konnte der traditionell hohere Fremdfinanzierungsgrad deutscher Aktiengesellschaften^ sein. Der Jahresabschluss einer Gesellschaft hat u.a. den Zweck, einen in Bezug auf den Glaubigerschutz vorsichtig bemessenen und verteilbaren Gewinn zu ermitteln.^^ Die Berechnung und der bilanzielle Ausweis des verteilbaren Gewinns, dessen Ausschiittung nicht zur Reduzierung der Substanz des Untemehmens ftihrt, geht bis auf die Aktiennovelle von 1884 zuriick.^^ In der damaligen Zeit wurden bei schlechter Wirtschaftslage vielfach Verluste durch Uberbewertungen der Aktiva verschleiert und Dividenden aus vorhandenen liquiden Mitteln der Untemehmung zu Lasten der Glaubiger gezahlt. Durch die Aktiennovelle sollten die Moglichkeiten zu substanzreduzierenden Ausschiittungen eingeschrankt bzw. beseitigt werden, indem eine Festsetzung der maximalen Bewertungsansatze von Vermogensgegenstanden des Anlagevermogens auf die Anschaffungswerte erfolgte.^^

Vgl. Behm/Zimmermann (1993), S. 231-232. Vgl. Ehrhardt/Schmidt (2004), S. 21-23. Vgl. Bauer (1995), S. 92. Vgl. Francfort/Rudolph (1992), S. 1061-1062. Vgl. u.a. Kuhnberger/Schmidt (1999), S. 1264. Einen Uberblick uber die historische Entwicklung der gesetzlichen Regeln zu Dividendenzahlungen gibt Schutte(1995),S. 21-40. Vgl. Schmalenbach (1947), S. 218-219.

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2 Rechtliche und institutionelle Grundlagen

Der Ausweis des ausschiittbaren statt des unter okonomischen Gesichtspunkten entstandenen Gewinns fuhit jedoch zur Beschrankung der Informationsfunktion des Jahresabschlusses. Beispielsweise konnte eine Bewertung von fertigen Erzeugnissen zu hoheren Marktpreisen statt zu Herstellungskosten (§ 253 Abs. 1 HGB) die Kapitalmarktteilnehmer besser Uber zukunftig erzielbare Cash flows informieren. Die Bewertung zu Marktpreisen hatte den Ausweis von nichtrealisierten Ertragen als Gewinn zur Folge. Eine Ausschtittung dieser nichtrealisierten Gewinnbestandteile konnte beim Eintritt unvorhergesehener Ereignisse, z.B. hier ein Absinken der Marktpreise, die Glaubiger der Gesellschaft schadigen.^^ Das im § 252 Abs. 1 Nr. 4 HGB verankerte Imparitatsprinzip ftihrt demgegeniiber zu Gunsten des Glaubigerschutzes zur Bildung stiller Reserven und demzufolge zu einem niedrigeren Gewinnausweis. Ebenfalls wird aufgrund der MaBgeblichkeit der Handelsbilanz fur die Steuerbilanz nach § 5 Abs. 1 EStG fiir den ausgewiesenen realisierten Jahresuberschuss eine geringere Steuerlast berechnet. Die Informationsdefizite der Bilanz bzw. der Gewinn- und Verlustrechnung, die aus der Sicherung von Glaubigeranspriichen oder steuerlichen Aspekten resultieren, konnen jedoch durch freiwillige Angaben im Anhang ausgeglichen werden.^"^ Aus okonomischer Sicht ist die Fahigkeit der im § 58 Abs. 2 AktG geregelten halftigen Aufteilung der Gewinnverwendungskompetenz, eine optimale Kapitalallokation zu gewahrleisten, von besonderem Interesse. Ausschiittungen setzen bislang in der Untemehmung gebundene finanzielle Mittel frei, die fur die Aktionare zur Disposition stehen. Unter der Annahme, dass die Dividenden nicht zur Befriedigung von Konsumzwecken dienen,^^ konnen sie zur Durchfuhrung neuer profitabler Investitionsprojekte verwendet werden. Das Recht, der Untemehmung Kapital zu entziehen, hat vor allem dann Bedeutung, wenn dieser keine Investitionsprojekte mit positivem Kapitalwert vorliegen. Aktionare befiirworten diejenigen Investitionen der Untemehmung, deren Rendite mindestens gleich der von ihnen erzielbaren Altemativrendite ist. Demgegeniiber ftihrt eine gewinnabhangige Entlohnung des Vorstands dazu, dass aus Sicht des Managements bereits Investitionen mit nicht negativen Renditen vorteilhaft sind. Aufgmnd der vom Management verfolgten Maximiemng des Gewinnbetrags anstelle der aus Aktionarssicht wtinschenswerten Maximiemng des Untemehmenswerts entsteht ein

'^ Goergen/Renneboog/Correia da Silva (2004) weisen darauf bin, dass gemessen am Casb flow deutscbe Unternebmen niedrigere Dividenden als britiscbe Unternebmen zablen, wogegen sie gemessen am veroffentlicben Jabresergebnis bobere Dividenden ausscbiitten. "* Vgl. zur Abkopplungstbese Moxter (1986), S. 67-68. '^ Dividenden sind fiir diversifizierte Aktionare keine notwendige Voraussetzung zur Realisierung ibrer Konsumwunscbe. Vgl. Wagner (1982), S. 750-751.

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Interessenkonflikt^^ hinsichtlich der zweckmaBigen Ausschtittungshohe.^^ Die halftige Aufteilung der Gewinnverwendungskompetenz nach § 58 Abs. 2 AktG erscheint in diesem Zusammenhang als willkiirlich und ungeeignet, eine optimale Kapitalallokation zu sichem. Insbesondere in den achtziger Jahren wurden Vorschlage zur Neuregelung der Gewinnverfugungsrechte unterbreitet und intensiv diskutiert. Im Entwurf zur 5. EG-Richtlinie des Jahres 1983 war vorgesehen, die Feststellung des Jahresabschlusses und das Entscheidungsrecht iiber die Verwendung des gesamten Jahresiiberschusses sowie der freien Gewinnrticklagen grundsatzlich auf die Hauptversammlung zu ubertragen. Diese Erweiterung der Kapitalentzugsrechte hatte den Aktionaren zum einen die Moglichkeit gegeben, den Managem bei einem nicht im Aktionarsinteresse liegenden Verhalten die finanzielle Basis zu entziehen und das Kapital profitabler zu investieren. Zum anderen hatte die dadurch ausgeloste Kapitalknappheit disziplinierend auf die Manager gewirkt, da bei einer erforderlichen Aufnahme von zusatzlichem Fremd- oder Eigenkapital die Investitionstatigkeit der Untemehmung der Uberpriifung des Kapitalmarktes unterliegt/^ Die Umsetzung dieses Vorschlages zur Erweiterung der Gewinnverfugungskompetenz der Hauptversammlung hatte eine aus Allokationsgesichtspunkten wunschenswerte renditebezogene Kapitalsteuerung durch die Aktionare gesichert. Die modifizierte 5. EG-Richtlinie von 1989 ermoglicht der Hauptversammlung, die Ausschtittungskompetenz durch Satzungsbestimmungen vollstandig Oder teilweise auf das Management zu ubertragen.'^ In der Diskussion zur Modifikation der Ausschiittungsregeln schlagen PutzAVillgerodt (1985) einen gesetzlich festgelegten Zwang zur Vollausschiittung des Jahresuberschusses vor. Dieser Vorschlag dient vor allem zum Schutz der Minderheitsaktionare vor den Thesaurierungswunschen der Mehrheitsaktionare, deren Interessen moglicherweise mit denen der Manager im Einklang stehen. PUtzAVillgerodt (1985) leiten die Interessenhomogenitat zwischen Managem und Mehrheitsaktionaren aus dem Recht der Hauptversammlung nach § 101 Abs. 1 AktG ab, die Mehrheit der Aufsichtsratsmitglieder zu wahlen. Der Aufsichtsrat bestellt gemafi § 84

Das Verhaltnis zwischen Manager und Aktionaren kann als Agency-Beziehung interpretiert werden. Vgl. Abschnitt 3.3.2. Vgl. Wagner (1987), S. 416-417. Vgl. u.a. Rozeff(1982), S. 4. Bisher erfolgte keine Verabschiedung der 5. EG-Richtlinie, da grundsatzliche Meinungsverschiedenheiten der EG-Mitgliedstaaten hinsichdich der ebenfalls beinhalteten Regelungen zur betrieblichen Mitbestimmung der Arbeitnehmervertreter bestehen. Vgl. u.a. Kolvenbach (1991), S. 81.

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Abs. 1 AktG die Vorstandsmitglieder. Den Managem, die eine andere als die von den Mehrheitsaktionaren praferierte Dividendenhohe festlegen, drohe demnach die Absetzung.^^ Bei einer verpflichtenden Vollausschlittung mtisste die Auszahlung des gesamten Jahresiiberschusses selbst dann erfolgen, wenn alle Aktionare die Thesaurierung des Jahresergebnisses fiir wiinschenswert halten. Eine dadurch ausgeloste so genannte Schtitt-aus-Hol-zuriickPolitik ware fiir Untemehmen mit profitablen Investitionsprojekten mit vermeidbaren Transaktionskosten verbunden. Zudem besitzt dieser Vorschlag zur Ausschiittungspflicht die nachteilige Wirkung, dass Untemehmen, die aufgrund von profitablen Investitionsprogrammen hohe Gewinne erzielen, mehr ausschiitten miissten als Untemehmen, die ineffizient wirtschaften. Somit wurde gerade den erfolglosen Untemehmen kein Kapital entzogen, bei denen es notwendig ware. Eine Ausdehnung des Ausschiittungszwanges auf die Rticklagen hatte dagegen die angestrebte Freisetzung von ineffizient eingesetztem Kapital zur Folge. Zum Schutz der Glaubiger sollten jedoch nur freie Gewinnriicklagen ftir Ausschiittungen zur Verfugung stehen. Die Pflicht zur gewinnunabhangigen Mindestausschuttung wiirde vor allem sukzessiv den finanziellen Spielraum von erfolglos handelnden Managem reduzieren. Die Hohe des ausschiittungspflichtigen Betrages konnte sich beispielsweise nach dem Kapitalmarktzins zuziiglich eines Risikoaufschlags bestimmen. Eine so bemessene Ausschtittung in Form von Aktienzinsen^' bewirkt, dass Untemehmensleitung und Aktionare Investitionsprojekte mit Hilfe des gleichen Renditekriteriums beurteilen. Die Durchfiihmng von Investitionsprojekten ware fiir die Manager ebenso wie fur die Aktionare nur vorteilhaft, wenn sie eine risikoadaquate Rendite erzielen und nicht nur keine negative.^^ Altemativ zu den aufgezeigten Vorschlagen hinsichtlich der Ausdehnung von Kapitalentzugsrechten kann eine aus allokativen Gesichtspunkten optimale Ausschiittungspolitik auch auf andere Weise erreicht werden. So konnen die Manager durch die zweckmaBige Gestaltung von Vergutungssystemen Anreize erhalten, finanzielle Mittel im Sinne der Anteilseigner einzusetzen. Auch kann die Erweitemng von Kontrollmoglichkeiten der Anteilseigener in Verbindung mit durchsetzbaren SanktionsmaBnahmen praventiv gegen potenzielles Fehlverhalten des Managements wirken.^^

^^ Vgl. PutzAVillgerodt (1985), S. 112-116. ^' Die Zahlung von Aktienzinsen ist nach § 57 Abs. 2 AktG verboten. ^^ Vgl. Wagner (1987), S. 421-424. ^^ Siehe zur ausfUhrlichen Diskussion iiber leistungsgerechte Entlohnungssysteme fiir Manager und die Funktionsweise von Absetzungsmechanismen Wenger (1987), S. 226-236.

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Fast samtliche borsennotierte deutsche Aktiengesellschaften sind in einem Konzem eingebunden.^"^ Die wirtschaftlichen Verflechtungen zwischen den Konzemuntemehmen fiihren dazu, dass die wirtschaftliche Lage des gesamten Konzems nur begrenzt anhand der Einzelabschlusse der betreffenden Untemehmen zu beurteilen ist. Deshalb sind Konzemobergesellschaften nach § 290 Abs. 1 und Abs. 2 HGB verpflichtet, einen Konzemabschluss aufzustellen. Dieser dient dem Zweck, entscheidungsrelevante Informationen Uber den Konzem als wirtschaftliche Einheit den Aktionaren zur Verfiigung zu stellen. Dabei wird die Informationsfunktion im Gegensatz zum Einzelabschluss nicht durch Aspekte des Glaubigerschutzes beeintrachtigt, da der Konzemabschluss zusatzlich weder die Gewinnermittlungs- noch die Steuerbemessungsfunktion besitzt. Somit bildet auch fur Konzemobergesellschaften der im Einzelabschluss ausgewiesene Bilanzgewinn die rechtliche Ausschiittungsbemessungsgmndlage. Aufgrund der Neuausiibung von Bilanzierungs- und Bewertungswahlrechten im Konzemabschluss,^^ der Festlegung von Verrechnungspreisen bei konzemintemen Geschaftsvorfallen sowie der Thesauriemng von Gewinnen auf der Ebene der Tochtemntemehmen konnen die Jahresergebnisse des Einzel- und Konzemabschlusses voneinander abweichen. Vor allem Gewinnthesauriemngen in Tochtemntemehmen stellen eine Moglichkeit dar, den der Hauptversammlung zur Disposition zu stellenden Bilanzgewinn zu reduzieren und somit die Teilungsregel nach § 58 Abs. 2 AktG auszuhohlen. Der Spielraum, den das Management bei der Riicklagenpolitik besitzt, ist um so groBer, je mehr Stufen der Konzem aufweist und je ausgepragter die Konzemmutter als Holding organisiert ist.^^ Kuhnberger/Schmidt (1999) untersuchen, inwieweit das Management in der Realitat die Gestaltungsmoglichkeiten nutzt, um den thesaurierungsfahigen Gewinnanteil zu erhohen. Dazu vergleichen sie die Ausschuttungsquoten des Einzel- und Konzemabschlusses fur die Untemehmen des DaxlOO. In den beiden analysierten Geschaftsjahren 1995 und 1996 sind die durchschnittlichen Ausschtittungsquoten auf Basis der Konzemabschlusse mit 45 % und 49 % erheblich geringer als auf Basis der Einzelabschlusse mit 67 % und 69 %.^^ Die Aufteilung der Gewinnverwendungskompetenz wird scheinbar im Konzem durch Rucklagenzufuhmngen bei Tochteruntemehmen zu Gunsten des Managements verschoben. Gemessen am Gmndkapital weisen groBe borsennotierte Pubhkumsaktiengesellschaften in den Jahren 1971 bis 1984 ebenfalls hohere durchschnitt-

1992 waren bereits etwa 97 % der im amtlichen oder geregelten Markt notierten Aktiengesellschaften in der Organisationsform des Konzerns gestaltet. Siehe Gorling (1993), S. 544. ^^ Nach § 300 Abs. 2 HGB und § 308 Abs. 2 HGB. ^^ Vgl. Linnhoff/Pellens (1987), S. 991. '^ Siehe Kuhnberger/Schmidt (1999), S. 1279.

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liche Ausschiittungsquoten im Einzelabschluss (79 %) als im Konzemabschluss (71 %) auf. In jedem der 14 Jahre wird den Hauptversammlungen der 49 untersuchten Gesellschaften jedoch mindestens 50 % des Konzemjahresuberschusses zur Ausschiittung angeboten."^^ Die aus okonomischer Sicht sinnvolle Ausrichtung der Ausschtittungsbemessung am Konzemiiberschuss und nicht am Jahresuberschuss konnte indirekt durch die Anrechnung der bereits einbehaltenen Gewinnbetrage bei den Tochteruntemehmen erfolgen. Demnach wiirde sich der noch mogliche Thesaurierungsbetrag bei der Konzemmutter aus der Halfte des Konzemgewinns abzuglich der Einstellungen in die Gewinnrticklagen von Tochterunternehmen bestimmen. Dabei sind die im Konzemverbund noch nicht realisierten Zwischengewinne, die aus Geschaftsbeziehungen zwischen den Konzemuntemehmen entstehen, zum Schutz der Glaubiger zu ehminieren.^^ Diese Vorgehensweise setzt eine einheithche Anwendung der Bilanzierungs- und Bewertungsgrundsatzen fur den Konzemabschluss und fur die Einzelabschlusse der Untemehmen innerhalb des Konzemverbundes voraus. Aus Griinden des Glaubigerschutzes erscheint eine direkte Anwendung des § 58 Abs. 2 AktG auf den Konzemgewinn als nicht geeignet. Die Ubertragung der Ausschiittungsbemessungsfunktion wiirde ftir den Konzemabschluss den Ubergang zu einer vorsichtigen Bilanziemng und Bewertung im Sinne des bilanziellen Glaubigerschutzes erfordem. Dieses hatte jedoch die Entwertung des Konzemabschluss als Informationsinstmment zur Folge.^^ Im Zuge der Harmonisiemng der nationalen Rechnungslegungen sind europaische borsennotierte Aktiengesellschaften ab dem Jahr 2005 verpflichtet, die Bilanziemngs- und Bewertungsvorschriften der Intemational Accounting Standards (IAS) bzw. International Financial Reporting Standards (IFRS)"'* im Konzemabschluss anzuwenden. Die IFRS verfolgen vorrangig den Zweck, den Anlegem entscheidungsrelevante Informationen zur Verfiigung zu stellen. Die Interessen der Glaubiger werden ebenfalls in erster Linie durch die Bereitstellung von Informationen liber zukiinftige Cash flows des Untemehmens geschiitzt. Kapitalerhaltungsregeln spielen eine vergleichsweise untergeordnete Rolle.^^ So begrenzen die LFRS die

Vgl. Linnhoff/Pellens (1987), S. 997-999. Die Ergebnisse dieser Untersuchung sind nur eingeschrankt mit denen von Kiihnberger/Schmidt (1999) vergleichbar, da die zugrunde liegenden Jahresabschiiisse nach AktG 1965 und nicht nach HGB 1985 aufgestellt wurden. Vgl. Pellens (1994), S. 96-101. Vgi. Kuhnberger/Schmidt (1999), S. 1273-1274. Im Rahmen der Neustrukturierung des International Accounting Standards Commitee's wurden die IAS in IFRS umbenannt. Siehe zur ZweckmaBigkeit des informationellen und bilanziellen Glaubigerschutzes Kahle (2002), S. 701702, 706-707.

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Entstehung von stillen Reserven im Vergleich zu den Regeln des HGB starker. Z.B. bestimmt IFRS 39 den bilanziellen Ansatz von erworbenen Finanzinstrumenten. Da die Pflicht zur Aufstellung nach IFRS nicht fiir Einzelabschlusse gilt,^^ besitzen die intemationalen Rechnungslegungsstandards keinen unmittelbaren Einfluss auf die Bestimmung der Ausschiittungshohe und der Steuerbelastung. Die Anwendung der Rechnungslegungsvorschriften des HGB fiir den Einzelabschluss und der IFRS fiir den Konzemabschluss kann jedoch zu unterschiedlichen Abbildungen des gleichen Sachverhaltes sowie zu voneinander abweichenden Gewinnausweisen fiihren. Fiir Aktionare und Glaubiger stellt sich somit die Frage, anhand welches Abschlusses und welcher Gewinnhohe sie ihre Entscheidungen treffen sollen. Die parallele Aufstellung der beiden Abschliisse verursacht neben der mangelnden Homogenitat einzelner Bilanzpositionen auch hohere Kosten. Nach Bocking (2001) erscheint aus Griinden der Vergleichbarkeit sowie aus wirtschaftlichen Effizienzgesichtspunkten eine Ubemahme der IFRS fiir den Einzelabschluss empfehlenswert.^"^ Die zu den Vorschriften des HGB ausgepragtere Kapitalmarktorientierung der IFRS zeigt sich vor allem in der Behandlung von unrealisierten Ertragen. Eine glaubigerschadigende Ausschiittung von ausgewiesenen, aber noch unrealisierten Ertragen kann durch die Festlegung von Ausschiittungssperren verhindert werden.^^ Aufgrund des in § 5 Abs. 1 EStG verankerten MaBgeblichkeitsgrundsatzes hatte die Bilanzierung nach IRES im Einzelabschluss zwangslaufig Auswirkungen auf die steuerliche Gewinnermittlung.^^ In der Regel wiirde eine uneingeschrankte Anwendung der IRES branchenabhangig zu steuerlichen Mehrbelastungen der Untemehmen fiihren. Zudem ist fraglich, ob die privatrechtlichen IRES als Rechtsgrundlage ausreichen, um die vom Rechtsstaatsprinzip des Art. 20 Abs. 3 Grundgesetz (GG) abgeleitete GesetzmaBigkeit der Besteuerung zu gewahrleisten.

2.2

Dividende und Riickkauf eigener Aktien als Ausschiittungsalternativen

Bis zur Aufhebung des generellen Verbots des Erwerbs eigener Aktien im Mai 1998 wurden nicht benotigte finanzielle Mittel der Untemehmung, die aus dem Gewinn des laufenden oder vorangegangener Geschaftsjahre stammen, uberwiegend in Form von Dividenden an die Aktionare ausgeschuttet. Hierin konnte die Ursache fiir die in der wirtschaftswissenschaftlichen

Die EG-Verordnung 1606/2002 vom 19.07.02 enthalt ein Mitgliedstaatenwahlrecht fur die genehmigte oder verpflichtende Anwendung der IAS in Einzelabschlussen. Vgl. Bocking (2001), S. 1438. Vgl. Kahle (2002), S. 703. Niehus (2001), S. 747-748, ist der Ansicht, dass eine Ubernahme der IRFS fur den Einzelabschluss entweder die vollstandige Aufhebung der MaBgeblichkeit oder zumindest tiefgreifende Veranderungen bei der Ermittlung des zu besteuernden Gewinns bedingt.

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Literatur fehlende klare Abgrenzung zwischen den Begriffen „Ausschuttung" und „Dividende" bzw. „Ausschuttungspolitik" und „Dividendenpolitik" liegen. Im Allgemeinen wird eine Auszahlung von Barmitteln an die Aktionare, die das Eigenkapital der Untemehmung reduziert, als eine Ausschiittung angesehen.^'^ Die Ausschiittungspolitik beinhaltet somit samtliche in diesem Zusammenhang anfallenden strategischen Entscheidungen des Managements. Die Dividendenpolitik als Teilgebiet der Ausschiittungspolitik umfasst die Entscheidungen des Management tiber die im Zeitverlauf geplanten Dividendenzahlungen. Dabei basieren die getroffenen Entscheidungen auf dem jeweils aktuellen Informationsstand der Manager. Neben Dividenden und Aktienriickkaufen bewirken die ordentliche Kapitalherabsetzung mit Ruckzahlung von Teilen des Grundkapitals und die Kapitalherabsetzung durch Einziehung von Aktien ebenfalls einen Transfer von finanziellen Mitteln der Untemehmung an die Anteilseigner. In den nachfolgenden Erlauterungen wird neben der Dividende jedoch nur der Aktienriickkauf beriicksichtigt, da dieser im Vergleich zu anderen Ausschtittungsformen die groBte Bedeutung als mogliche Alternative zur Dividende besitzt.^^ Die Bardividende ist das am haufigsten genutzte Ausschiittungsinstrument. Sie stellt zusammen mit der Anderung des Aktienkurses und den sonstigen geldwerten Vorteilen, z.B. Bezugsrechte auf neue Aktien sowie Gratisaktien, den Ertrag des Anlegers fiir die Kapitalinvestition in das Untemehmen dar. Wie bereits im vorangegangenen Abschnitt erlautert, basiert die Hohe der Dividende rechtlich auf dem festgestellten Jahresuberschuss der Aktiengesellschaft. Zudem beeinflussen die zwischen dem Management und den Aktionaren verteilten Verfiigungskompetenzen die Dividende.^^ Die wichtigste Voraussetzung zur Zahlung einer Dividende ist allerdings die Existenz von frei verfugbaren finanziellen Mitteln. Als frei verfugbar werden finanzielle Mittel charakterisiert, die das Management gegenwartig nicht fur die Durchfuhrung von rentablen Investitionsprojekten benotigt. Die Einladung zur Hauptversammlung enthalt den Vorschlag des Vorstandes zur Verwendung des Bilanzgewinns und somit bezuglich der Dividendenhohe. In den meistens Fallen wird die Dividendenempfehlung des Vorstandes aber bereits friiher in der Wirtschaftspresse oder auf

Vgl. u.a. Grinblatt/Titman (1998), S. 518. So wird aufgrund der strikten Regelung in §§ 222-228 AktG und dem erheblichen organisatorischen Aufwand die ordentliche Kapitalherabsetzung mit Ruckzahlung von Teilen des Grundkapitals nur vereinzelt genutzt, um erwirtschaftete Cash flows freizusetzen. Vgl. Gunther/MucheAVhite (1998), S. 574. Bei der Durchfuhrung einer Kapitalherabsetzung durch Einziehung von Aktien (§§ 237-239 AktG) transferiert der Riickkauf eigener Aktien die Barmittel an die Aktionare. Vgl. Abschnitt 2.1.

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der Bilanzpressekonferenz bekannt gegeben. Der offizielle Ausschiittungstag der Dividende ist ublicherweise der erste Borsentag nach dem Hauptversammlungstermin.'^^ An diesem als Extag bezeichnetem Datum verliert die Aktie den Anspruch auf Dividendenzahlung des abgelaufenen Geschaftsjahres. Demzufolge erhalten diejenigen Anleger die Dividende, die die Aktien am Tag vor dem Extag, am so genannten Cumtag, besitzen oder spatestens an diesem Tag kaufen. Aufgrund der Anbindung der Dividende an den Jahresabschluss des jeweiligen Geschaftsjahres erfolgt die Zahlung einmal im Jahr."^^ Bis in die siebziger Jahre des zwanzigsten Jahrhunderts war der Aktie ein Bogen mit bis zu 20 nummerierten Dividendenscheinen beigefugt, die das Recht zum Bezug der Dividende verbrieften. Die Dividendenscheine berechtigten ebenfalls zum Erhalt von Bezugsrechten und zur Ausgabe von Gratis- bzw. Berichtigungsaktien bei Kapitalerhohungen aus Gesellschaftsmitteln. Der Aktionar erhielt die Dividende durch Einlosung des jeweihgen Dividendenscheins bei einer der als Zahlstellen fungierenden Geschaftsbanken. Bei der Verwahrung der Aktien in Wertpapiersammelbanken ubemahm diese den Eintausch des falligen Dividendenscheins ohne Engagement des Aktionars. Die Dividenden wurden dem Konto des Aktionars gutgeschrieben. Seit der computertechnischen Verwahrung und Verwaltung der Aktien durch die Deutsche Borse Clearing AG wird die Dividendenzahlung elektronisch ohne die materielle Nutzung von Dividendenscheinen abgewickelt. In der Vergangenheit wurden Bestrebungen des Managements zur kontinuierlichen Zahlung von konstanten oder leicht wachsenden Dividenden und zur Vermeidung von Dividendensenkungen beobachtet."^^ Demnach sind regulare Dividenden ungeeignet, um temporar vorhandene Bestande an unbenotigten Barmitteln an die Aktionare zu transferieren. Fur diesen Zweck bietet sich zusatzlich zur regularen Dividende die Zahlung von Bonus- oder Sonderdividenden an."^^ Die am US-amerikanischen Kapitalmarkt existierenden „Stock dividends" ahneln den Gratisaktien, die bei einer Kapitalerhohung aus Gesellschaftsmitteln ausgegeben werden. Die Um-

In den sechziger und siebziger Jahren des letzten Jahrhunderts wurden die Aktien erst ab dem zweiten Borsentag nach der jeweiligen Hauptversammlung ohne Dividende gehandelt. Vgl. Obst/Hintner (1967), S. 515. Die Ausschuttung von Abschlagsdividenden bzw. Interimsdividenden auf den Jahresuberschuss des laufenden Geschaftsjahres ist zumindest seit dem Inkrafttreten des HGB von 1897 nicht mehr zulassig. Vgl. Passow (1922), S. 229. Allerdings kann die Satzung den Vorstand zur Zahlung eines Abschlags auf den voraussichtlichen Bilanzgewinn nach Ablauf des Geschaftsjahres nach § 59 Abs. 1 AktG ermachtigen. Die Zahlung des Abschlags ist an die in § 59 Abs. 2 und 3 AktG genannten Bedingungen geknupft. Siehe Abschnitt 2.5. Vgl. u.a.Brickley (1983).

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buchung von Betragen aus der Kapital- und Gewinnriicklage nach § 207 Abs. 1 AktG erhoht das Grundkapital. Sofem der Nennwert pro Aktie konstant bleibt, wird eine der Grundkapitalveranderung entsprechende Anzahl an Gratis- bzw. Berichtigungsaktien an die Aktionare emittiert. Der unveranderte Marktwert der Aktiengesellschaft verteilt sich demzufolge auf eine hohere Aktienanzahl, und der Kurs der einzelnen Aktie sinkt. Da keine finanziellen Mittel aus der Untemehmung an die Aktionare transferiert werden, fallt sie nicht unter die hier verwendete Klassifikation einer Ausschuttung."^ Kapitalerhohungen aus Gesellschaftsmitteln wirken sich dennoch tiber die Erhohung der Anzahl dividendenberechtigter Aktien auf das Ausschiittungsverhalten der Untemehmen aus. Beispielsweise wird nach ihrer Durchfiihrung zur Zahlung einer weiterhin konstanten Dividende pro Aktie ein hoheres Ausschiittungsvolumen benotigt."^^ Aktienriickkaufe konnen dagegen prinzipiell ebenso wie Dividenden unbenotigte finanzielle Mittel des Untemehmens an die Anteilseigner transferieren. Nach der Liberalisierung des Ruckkaufs eigener Aktien zum 1.05.1998 durch das Gesetz zur Kontrolle und Transparenz im Untemehmensbereich (KonTraG) steht dieses Ausschiittungsinstrument nun auch deutschen Aktiengesellschaften zur Verfugung."^^ Nach der Erganzung des § 71 Abs. 1 AktG um die Nr. 8 kann die Hauptversammlung das Management maximal fiir einen Zeitraum von 18 Monaten zum Rtickkauf eigener Aktien ohne Angabe eines Erwerbsmotivs ermachtigen. Der Handel mit eigenen Aktien ist mit Ausnahme der Finanzbranche allerdings als Zweck des Ruckkaufs ausgeschlossen. Im Ermachtigungsbeschluss legt die Hauptversammlung den niedrigsten und hochsten Preis, zu dem der Rtickkauf durchfuhrbar ist, sowie das Riickkaufvolumen fest. Dabei darf das Ruckkaufvolumen die Hochstgrenze von zehn Prozent des Grundkapitals nicht ubersteigen. Diese gesetzliche Neuregelung beseitigte das grundsatzliche Verbot"^^ zum Erwerb eigener Aktien, das seit der Weltwirtschaftskrise 1929/31 bestand. Wahrend dieser Krise setzten die Untemehmen vermehrt Aktienriickkaufe ein, um den fortschreitenden Preisverfall ihrer Aktien zu stoppen. Die durch die Riickkaufe hervorgerufenen Liquiditatsprobleme zahlreicher

'*'* Allerdings beurteilen einige deutsche Unternehmensvertreter die Ausgabe von Gratisaktien als Ausschiittungsinstrument. Vgl. Pellens/Gassen/Richard (2003), S. 317. '^^ Siehe ausfiihrlich zu den Kurseffekten und zu den Erklarungshypothesen von Kapitalerhohungen aus Gesellschaftsmitteln Kaserer/Brunner (1997). '^^ Einen Uberblick uber die rechtliche Grundlage von Aktienriickkaufen in verschiedenen Landern, z.B. USA, GroBbritannien, Frankreich und Deutschland, geben Kim/Schremper/Varaiya (2005). '*^ Griinde, die bereits vor Mai 1998 einen Rtickkauf eigener Aktien rechtlich ermoglichten, sind in § 71 Abs. 1 Nr. 1-7 AktG genannt. Ein Beispiel hierfiir ist die angestrebte Herausgabe von Belegschaftsaktien.

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Untemehmen fuhrten zum Ausfall von Glaubigerforderungen und zur weiteren Verscharfung der allgemeinen wirtschaftlich angespannten Situation. Aufgrund dieser negativen Folgen wurde mit der Notverordnung vom 19. September 1931 der Ruckkauf eigener Aktien grundsatzlich verboten."^^ Aus bilanzieller Sicht stehen fUr den Ruckkauf eigener Aktien generell die gleichen nicht ausschtittungsgesperrten Bilanzpositionen zur Verfugung, die auch fur Dividenden auflosbar sind. Hierunter fallen insbesondere die anderen Gewinnriicklagen und der Bilanzgewinn."^^ Die Bilanzierung der erworbenen eigenen Aktien richtet sich nach ihrem Verwendungszweck. Bei der Einziehung der erworbenen Aktien im Zuge einer Kapitalherabsetzung nach § 237 Abs. 1 Satz 1 i.V.m. § 71 Abs. 1 Nr. 6 AktG wird das Grundkapital um die entsprechenden expliziten oder impliziten Nennwerte reduziert. Der den Nennwert iibersteigende Betrag des gezahlten Riickkaufkurses geht zu Lasten der anderen Gewinnriicklagen oder des Bilanzgewinns. Aus bilanzieller Sicht konnen somit nur Ruckkaufe mit der Absicht zur Einziehung der Aktien als Alternative zu Dividende interpretiert werden. Fiir den Fall, dass eine WiederverauBerung der erworbenen Aktien geplant ist, werden sie auf der Aktivseite in Hohe des gezahlten Rucknahmewertes ausgewiesen.^^ Zum Schutz der Glaubiger wird simultan nach § 272 Abs. 4 HGB auf der Passivseite eine ausschiittungsgesperrte Rucklage flir eigene Aktien in gleicher Hohe aus frei verfugbaren Gewinnriicklagen oder dem Bilanzgewinn gebildet. Der Bestand der eigenen Aktien darf die in § 71 Abs. 2 AktG festgelegte Hochstgrenze von zehn Prozent des Grundkapitals nicht ubersteigen. Als Vermogensgegenstande des Umlaufvermogens unterliegen die eigenen Aktien dem strengen Niederstwertprinzip des § 253 Abs. 3 HGB. Negative Preisentwicklungen der Aktie fuhren somit zu eigenkapitalreduzierenden Verminderungen der Wertansatze.^' Dem Management stehen drei unterschiedliche Verfahren zum Riickkauf eigener Aktien zur Verfugung. Auf den meisten Kapitalmarkten, z.B. auch auf dem deutschen, dem US-amerikanischen und dem britischen Kapitalmarkt, dominiert der Ruckkauf eigener Aktien uber die

Rosen/Helm (1996), S. 434-435. Aktienruckkaufe konnen ebenfalls durch einen Aktivtausch bilanziell abgebildet werden. Allerdings betreffen sowohl die geplante Einziehung als auch die geplante WiederverauBerung die Passivseite der Bilanz. Die eigenen Aktien, die sich im Bestand des Unternehmens befinden, veriieren das Stimmrecht und die Dividendenberechtigung. Vgl. ausfuhrlich zur bilanziellen Behandlung erworbener eigener Aktien Peilens/Schremper (2000) S 137140.

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Borse (Open market repurchase).^^ Hierbei kauft das Untemehmen wie jeder andere Kapitalmarktteilnehmer die Aktien zum jeweils aktuellen Borsenkurs. Dieses Aktienriickkaufprogramm lauft in der Regel iiber einen langeren Zeitraum, in dem das Untemehmen schrittweise die angestrebte Aktienanzahl unerkannt von den verkaufenden Aktionaren erwirbt. Altemativ kann der Aktienriickkauf iiber Tender-offer-Verfahren (mit der „Fixed price tender offer" Oder der „Dutch auction tender offer"-Variante) oder private Verhandlungen mit einzelnen (Gro6-)Aktionaren („Privately negotiated repurchase")^^ erfolgen. Bei samtlichen Ruckkaufverfahren in Deutschland, insbesondere beim Privately negotiated repurchase, ist der Gleichbehandlungsgrundsatz nach § 53a AktG zu beachten. Bin wichtiger Grund fur die Durchfuhrung von Aktienriickkaufen wird in der unterschiedHchen steueriichen Behandlung von Dividenden und Kursgewinnen gesehen.^"^ Aktienriickkaufe stellen im Vergleich zu Dividenden das steuergunstigere Ausschiittungsinstrument dar, falls Kursgewinne einer geringeren steueriichen Belastung als Dividenden unterliegen. Auf die durch Aktienriickkaufe realisierten Kursgewinne entfallt selbst dann eine geringere Steuerlast, wenn fiir Dividenden und Kursgewinne sowohl auf Untemehmens- als auch auf Anlegerebene die gleichen Steuersatze zur Anwendung kommen. Wahrend bei Giiltigkeit des Anrechnungsverfahrens bis Jahr 2000 der gesamte Dividendenbetrag die Bemessungsgrundlage fiir die Einkommensteuer bildet, wird im Rahmen des Erwerbs eigener Aktien einzig die Differenz zwischen Ruckkaufkurs und Anschaffungskurs besteuert.^^ Bei Anwendung des Halbeinkiinfteverfahrens hangt der steuerliche Vorteil dagegen von der Hohe der Differenz zwischen Ruckkaufkurs und Anschaffungskurs ab, da dann nur der halbe Dividendenbetrag besteuert wird.^^ Insbesondere scheinen Aktienriickkaufe als Alternative zur Zahlung von Sonder- bzw. Bonusdividenden geeignet zu sein, temporar vorhandene Bestande an unbenotigten liquiden Mitteln auszuschutten.^^ In der betriebswirtschaftlichen Literatur werden noch andere okonomische Griinde fur den Ruckkauf eigener Aktien, die in keiner Beziehung zu Dividenden stehen, angegeben und

^^ Vgl. z.B. Ikenberry/Lakonishok/Vermaelen (1995), S. 182, Rau/Vermaelen (2002), S. 260, und Schremper (2003), S. 583. "

Vgl. ausfuhrlich Dann (1981), S. 114-116.

^^ Vgl. u.a. Bagwell/Shoven (1989), Lie/Lie (1999) und Rau/Vermaelen (2002). ^^ Vgl. BiermanAVest (1966), S. 690. ^^ Vgl. ausfuhrlich in Pochop (2004), S. 49-127, und Rogall (2000). ^^ Vgl. u.a. Jagannathan/StephensAVeisbach (2000).

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diskutiert.^^ So dienen Aktienriickkaufe hinsichtlich einer zielgerichteten Gestaltung der Kapitalstruktur als flexibel einsetzbares Finanzierungsinstrument zur optimalen Anpassung des Verschuldungsgrades an die jeweiligen wirtschaftlichen Bedingungen. Feindliche tJbemahmen werden durch die Reduzierung von Liquiditatsreserven sowie durch den Erwerb von Aktien verkaufswilliger Anteilseigner ebenfalls erschwert. Ein weiteres Erwerbsmotiv ist die geplante WiederverauBerung der erworbenen Aktien, z.B. im Rahmen von Belegschaftsaktien, von Aktienoptionsprogrammen sowie fiir die Durchfuhrung von Akquisitionen. Zudem konnen Manager Aktienriickkaufe analog zu Dividendenerhohungen nutzen, um Informationen an die Marktteilnehmer zu ubermitteln.^^ Insbesondere kann die Hohe der Differenz zwischen dem Ruckkaufpreis und dem gegenwartigen Aktienkurs bei einer Fixed price tender offer signalisieren, inwieweit das Management die Aktie gemessen an der zukiinftige Ertragslage des Untemehmens fiir unterbewertet halt.^^ Schremper (2003) untersucht auf dem deutschen Kapitalmarkt die Ursachen der in zahlreichen Studien^^ dokumentierten positiven Kursreaktionen bei Ankiindigung von Aktienruckkaufprogrammen. Mit Hilfe eines multivariaten Regressionsmodells analysiert er, ob die Ankundigungsrendite durch bestimmte Kennzahlen, die zur Approximation der einzelnen Motive dienen, beeinflusst wird. Dabei stellt er fest, dass der steuerlich giinstige Transfer als Erwerbsmotiv einen statistisch signifikanten positiven Einfluss auf die Ankundigungsrendite ausubt.^^ Ein anderes Untersuchungsdesign wahlen Gerke/Fleischer/Langner (2003) sowie Seifert/Stehle (2003). Sie teilen die Aktienriickkaufe nach den angegebenen Grunden in verschiedene Gruppen ein und ermitteln fur diese separat die durchschnittlichen Ankiindigungsrenditen. Die Resultate sowohl von Gerke/Fleischer/Langner (2003) als auch in abgeschwachter Form von Seifert/Stehle (2003) zeigen, dass die aufgrund von Unterbewertungen^^ durchgefuhrten Aktienriickkaufe mit erheblichen Kursreaktionen auf dem deutschen Kapitalmarkt verbunden sind. Dieses Ergebnis steht im Einklang mit den Meinungen deutscher Manager. In einer Befragung von Pellens/Schremper (2000) gaben sie an, dass sie Aktienriickkaufe fur

Vgl. z.B. Dittmar (2000), S. 333-336, und Gerke/Fleischer/Langner (2003), S. 79-82. Vgl. Abschnitt 3.3. Vgl. Wansley/Lane/Sarkar (1989), S. 104. Vgl. u.a. Ikenberry/Lakonishok/Vermaelen (1995). Wesentliche steuerliche Einflusse auf die Ausschuttungsentscheidung US-amerikanischer Unternehmen stellen u.a. Grullon/Michaely (2002) und Lie/Lie (1999) fest. Im Gegensatz dazu weisen u.a. Jagannathan/StephensAVeisbach (2000) und Brav et al. (2005) auf eine eher zweitrangige Bedeutung von Steueraspekten fur die Wahl des Ausschiittungsinstruments hin. Vgl. u.a. Vermaelen(1981).

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besonders geeignet halten, eine gegenwartige Unterbewertung der Aktie den Kapitalmarktteilnehmem zu signalisieren. Nach Ansicht der Manager spielen dagegen steuerliche tJberlegungen fiir die Durchfiihrung von Aktienriickkaufen nur eine moderate Rolle. Aus den bisherigen Ergebnissen empirischer Untersuchungen sind somit keine klaren Schlussfolgerungen iiber die Bedeutung von Aktienriickaufen als steuerlich gunstigere Ausschtittungsaltemative zu Ziehen. Zudem liegen Indizien vor, dass andere Griinde Ruckkaufe eigener Aktien hervorrufen. Weisbenner (2000) weist ftir den US-amerikanischen Kapitalmarkt darauf bin, dass die gestiegenen Ruckkaufaktivitaten in Zusammenhang mit der gewachsenen Bedeutung von Aktienoptionsplanen als Bestandteil der Entlohnungssysteme von Managem und anderen Mitarbeitem stehen.^"^ Ebenso fallt das hohe Rtickkaufvolumen in den gleichen Zeitraum wie die gestiegene Haufigkeit der Durchfiihrung von Untemehmensubernahmen (Mergers und Acquisitions).^^ In der Umfragenstudie von Brav/Graham/Harvey/Michaely (2005) gibt die deutliche Mehrheit der Untemehmensvertreter (72,3 %) an, dass Ubemahmeentscheidungen ein wichtiger Faktor fiir die Durchfuhrung von Aktienruckkaufen sind.^^ Der Einsatz von Aktienriickkaufen und Dividenden im Rahmen der AusschiittungspoHtik ist mit unterschiedlichen steuerlichen Konsequenzen verbunden. Unter der Vemachlassigung anderer Einflussfaktoren bevorzugen Anteileigner eine AusschiittungspoHtik, die ihre Gesamtsteuerbelastung minimiert.^^ Eine in diesem Sinn steueroptimale Anpassung der AusschiittungspoHtik kann somit eine Steigerung des Untemehmenswerts bewirken. Der nachste Abschnitt steUt die steuerHche Behandlung von Dividenden und Kursgewinnen auf dem deutschen Kapitalmarkt im Untersuchungszeitraum von 1968 bis 2002 vor.

Weitere Vertreter der umfangreichen Literatur iiber den Einfluss von Aktienoptionsprogrammen auf den Ruckkauf eigener Aktien sind Bartov/Krinsky/Lee (1998) und Fenn/Liang (2001). Ygl. Fama/French (2001), S. 35-36. Vgl. Brav et al. (2005), S. 496, Tabelle 6. Vgl. u.a. Allen/BernardoAVelch (2000), S. 2499-2502. Sie zeigen auf, dass die Dividendenpolitik nach den steuerlicii induzierten Praferenzen bestimmter Anlegergruppen gestaltet wird, um sie als Aktionare des Unternehmens anzuziehen. Vgl. hierzu auch Perez-Gonzalez (2002).

2 Rechtliche und institutionelle Grundlagen 2.3

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Steuerliche Aspekte

Das Ziel dieses Abschnitts besteht darin, die im Untersuchungszeitraum vorliegenden Regeln hinsichtlich der Besteuerung von einbehaltenen und ausgeschiitteten Gewinne auf Untemehmensebene sowie von Dividenden und Kursgewinnen auf Anlegerebene darzustellen und zu erlautem. Dabei wird kein Anspruch auf eine vollstandige und detaillierte Abbildung samtlicher relevanter Steueraspekte erhoben. Verschiedene Bestandteile der deutschen Steuergesetzgebung konnen somit ohne wesentliche Beeintrachtigung der Schlussfolgerungen vernachlassigt werden. Hierzu zahlen u.a. die Gewerbesteuem, die Vermogensteuer^^ sowie die Kirchensteuer. Zudem werden ausschlieBlich Dividenden und Kursgewinne^^ betrachtet, die aus der Anlage in borsennotierte deutsche Aktien resultieren. Im Untersuchungszeitraum von 1968 bis 2002 galten drei unterschiedliche Steuersysteme,

2.3.1 Vor der Korperschaftsteuerreform von 1977 Der Gewinn einer Aktiengesellschaft unterliegt auf Untemehmensebene der Korperschaftsteuer. Zusatzlich wurde vor der Korperschaftsteuerreform von 1977 der ausgeschtittete Gewinn im Rahmen der Erhebung der Einkommensteuer mit dem individuellen Steuersatz des privaten Anteilseigners belastet. Falls der Anteileigner wiederum eine Kapitalgesellschaft war, wurde der ausgeschuttete Gewinn ein weiteres Mai mit Korperschaftsteuer belastet. Die daraus resultierende Doppelbelastung ausgeschutteter Gewinne vor Einfuhrung des Vollanrechnungssystems wurde durch die Anwendung eines gespaltenen Korperschaftsteuertarifs gemildert. Ab dem Jahr 1958 betrug der Normaltarif der Korperschaftsteuer 51 %. Ftir Ausschiittungen aus dem erzielten Gewinn des selben Veranlagungsjahres^^ gait ein ermafiigter Korperschaftsteuersatz von 15 %.^' Die effektive Belastung lag allerdings bei 23,44 %, da die auf den Ausschiittungsbetrag erhobenen Steuem von 15 % nicht als Betriebsausgabe bei der Ermittlung des Gewinns abziehbar waren und demzufolge auf diese eine Korperschaftsteuer in Hohe von 51 % entfiel.'^^ Unter Beriicksichtigung der im Jahr 1968 eingefuhrten Ergan-

Die Vermogensteuer wird seit 1997 nicht mehr erhoben. Die steuerlichen Wirkungen von entstandenen Verlusten aus dem Aktienverkauf werden nicht naher betrachtet. Sie sind in der Regel von anderen (Kapital-)EinkUnften abziehbar. ^^ Ausschiittungen aus einbehaltenen Gewinnbetragen der Vorjahre waren steuerfrei. Die auf den verwendeten Gewinnriicklagen bereits lastende Korperschaftsteuer von 51 % wurde jedoch nicht erstattet. Fiir personenbezogene Kapitalgesellschaften ermaBigte sich der Korperschaftsteuersatz fiir einbehaltene Gewinne auf 49 %, wahrend der Satz fiir ausgeschuttete Gewinne auf 26,5 % stieg. ^^ Vgl. Schneider (1974), S. 234-235.

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zungsabgabe von 3 % auf die festgesetzte Korperschaftsteuerschuld stieg die Thesaurierungsbelastung auf 52,53 % und die Ausschuttungsbelastung auf 24,56 %7'^ Nach dem Korperschaftsteuerabzug unterlagen auszuschuttende Gewinne in der Regel zusatzlich einer Kapitalertragsteuer von 25 %. Unbeschrankt Steuerpflichtige konnten diese auf Untemehmensebene abgefuhrte Kapitalertragsteuer im Rahmen der Ermittlung der individuellen Einkommen- oder Korperschaftsteuerschuld anrechnen. Somit stellte die Kapitalertragsteuer lediglich eine Vorauszahlung auf die Einkommen- bzw. Korperschaftsteuerschuld der Anteilseigner dar. Nach § 20 Abs. 1 Nr. 1 EStG zahlten Dividenden von Aktien, die zum Privatvermogen des Anlegers gehorten,^"^ zu Einkiinften aus Kapitalvermogen. Demzufolge unterlagen sie der progressiven Einkommensbesteuerung mit dem Spitzensatz von 53 % und ab Januar 1975 mit dem Spitzensatz von 56 %7^ Aufgrund der Mehrfachbelastung mit Korperschaftsteuer auf Untemehmensebene einerseits und mit Einkommensteuer auf Anlegerebene andererseits entfiel z.B. auf die Dividendeneinkiinfte eines Privatanlegers mit dem Spitzensteuersatz von 56 % eine Gesamtbelastung von 66,81 % im Jahr 1976. Neben den steuerlichen Rahmenbedingungen deutscher Privatanleger soil auch die Besteuerung von Dividenden und Kursgewinnen borsennotierter Aktien bei zwei weiteren wichtigen Aktionarsgruppen - inlandische Kapitalgesellschaften^^ und auslandische Privatanleger betrachtet werden/^ Eine separate Erlauterung der steuerlichen Regelungen von Investmentfonds und Pensionskassen ist nicht notwendig, da die Dividendeneinkiinfte und Kursgewinne des Investmentfonds, die auf den einzelnen Fondsanteil entfallen, beim Anteilseigner der Einkommensbesteuerung unterliegen. Pensionskassen haben ublicherweise die Rechtsform eines Versicheungsvereins auf Gegenseitigkeit oder einer Aktiengesellschaft. Sofem nicht die in § 5 Abs. 1 KStG enthaltenen Voraussetzungen fiir eine Befreiung von der Korperschaftsteuer-

Der Stabilitatszuschlag von 5 % nach dem Gesetz Uber die Erhebung eines Zuschlags zur Einkommen- und Korperschaftsteuer fUhrte fur die Jahre 1973 und 1974 zu einer weiteren Steigerung der Steuersatze auf 26,51% bzw. 55,08%. GemaB der Subsidiaritatsklausel des § 20 Abs. 3 EStG zahlen Dividenden von sich im Betriebsvermogen befindlichen Aktien zu Einkiinften aus Gewerbebetrieb. Dieser Fall wird im Folgenden nicht beriicksichtigt. In den Jahren 1968-74 war die Steuerbelastung durch die Erhebung der Erganzungsabgabe von 3 % und des Stabilitatszuschlages von 5 % (in 1973-74) auf die festgesetzte Einkommensteuerschuld noch hoher. Der Spitzensteuersatz stieg fur 1968-72 auf 54,59 % und fur 1973-74 auf 57,24 %. Bei den Kapitalgesellschaften wird untersteilt, dass sie nicht wesentlich an der dividendenzahlenden Aktiengesellschaft beteiligt sind. Zu Beginn (am Ende) des Untersuchungszeitraums betrug der Anteil deutscher Privatanleger ca. 31 % (17 %), samtlicher deutscher Unternehmen ca. 39 % (31 %) und samtlicher auslandischer Anleger ca. 8 % (14 %) am gesamten deutschen Aktienbestand. Vgl. DAI (2002).

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pflicht erfullt sind, gelten fiir Pensionskassen als Versicherungsuntemehmen die gleichen steuerlichen Regelung wie fiir andere inlandische Kapitalgesellschaften. Bei inlandischen Kapitalgesellschaften unterlagen Dividendeneinktinfte dem Normaltarif von 51 %7^ Fiir den Fall, dass sie gleich an die nachgeschalteten Aktionare ausbezahlt wurden, ermaBigte sich die Korperschaftsteuer auf den Ausschiittungssatz von 15 %. Auf die Dividendeneinktinfte auslandischer Privataktionare entfiel die Kapitalertragsteuer, deren Satz sich in der Regel von 25 % auf 15 % reduzierte, falls ein Doppelbesteuerungsabkommen mit dem Wohnsitzland bestand^^ In den meisten Fallen sah das Doppelbesteuerungsabkommen zusatzlich die Beriicksichtung der bereits geleisteten Kapitalertragsteuer bei der Ermittlung der privaten Steuerschuld im Wohnsitzland vor. Die steuerliche Gesamtbelastung von Dividenden hing bei den einzelnen auslandischen Anlegem allerdings von der konkreten Gestaltung des Doppelbesteuerungsabkommens und von den Steuergesetzen des jeweiligen Wohnsitzlandes ab. Bei privaten Anlegem zahlten Kursgewinne,^^ die durch die VerauBerung von Aktien nach Ablauf der so genannten Spekulationsfrist von sechs Monaten erzielt wurden, nicht zum steuerpflichtigen Einkommen.^^ Bei inlandischen Kapitalgesellschaften gingen die durch Verkaufe von Aktien erzielten Gewinne in vollem Umfang in die Bemessungsgrundlage der Korperschaftsteuer ein. Demgegeniiber werden auf realisierte Kursgewinne (bei beschrankt steuerpflichtigen) auslandischer Privatanlegem grundsatzlich keine deutschen Steuem erhoben. 2.3.2 Die Korperschaftsteuerreform von 1977 Die wichtigste Auswirkung der am 1. Januar 1977 in Kraft getretenen Korperschaftsteuerreform bestand in der Abschaffung der Mehrfachbelastung ausgeschiitteter Gewinne von Kapitalgesellschaften. Auf Untemehmensebene wurde gemaB § 27 Abs. 1 KStG a.F. eine einheitliche Ausschtittungsbelastung von 36 % hergestellt. Einbehaltene Gewinne unterlagen

Falls die empfangende Kapitalgesellschaft an der ausschuttenden Aktiengesellschaft eine Beteiligung von mindestens 25 % hielt, war die steuerliche Gesamtbelastung der zugeflossenen Dividendeneinkunfte auf den Normaltarif von 51 % begrenzt (Schachtelprivileg). Vgl. auch Stremplat (1999), S. 20. In der vorliegenden Arbeiten werden die Begriffe „Kursgewinn", „Kapitalgewinn" und „Verau6erungsgewinn" als Synonyme verwandt. In der Regel ist der Begriff „Kapitalgewinn" jedoch allgemeiner als der Begriff „Kursgewinn" gefasst, da er samtliche geldwerten Vorteile (z.B. bei ordentlichen Kapitalerhohungen ausgegebene Bezugsrechte) beinhaltet. Hierbei und im Folgenden wird unterstellt, dass der Privatanleger nicht wesentlich in der Sicht des § 17 Abs. 1 EStG an der Aktiengesellschaft beteiligt war.

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dem Korperschaftsteuertarif von 56 %. Im Zeitpunkt der Ausschuttung thesaurierter Gewinnbetrage wurde die steuerliche Belastung um 20 Prozentpunkte reduziert. Dagegen wurde erst im Ausschiittungsfall bei zunachst steuerfreien Einkiinften, z.B. Investitionszulagen, ein Korperschaftsteuersatz von 36 % erhoben. Die einbehaltenen Gewinnbetrage wurden entsprechend ihrer tariflichen Vorbelastung in verschiedenen Eigenkapitalfonds zusammengefasst und auf deren Basis verwaltet. Das Korperschaftsteueranrechnungsverfahren war erstmals fur Geschaftsjahre anwendbar, die nach dem 30. September 1976 begannen. Die Steuerreform 1990 reduzierte den Korperschaftsteuersatz fiir einbehaltene Gewinne auf 50 %. Durch das Standortsicherungsgesetz von 1993 wurde die Thesaurierungsbelastung wieter auf 45 % und die Ausschiittungsbelastung auf 30 % reduziert. Wie schon im Zeitraum von Juli 1991 bis Juni 1992 wurde jedoch ab dem Veranlagungszeitraum 1995 auf die festgesetzte Korperschaft- oder Einkommensteuerschuld^^ gemaB dem Solidaritatszuschlaggesetz von 1995 ein Zuschlag in Hohe von 7,5 % und ab 1998 in Hohe von 5,5 % erhoben. Im Jahr 1999 wurde die Korperschaftsteuer auf einbehaltene Gewinne auf 40 % zur Steigerung der Wettbewerbsfahigkeit deutscher Untemehmen durch das Steuerentlastungsgesetz 1999 abgesenkt. Im Rahmen der Ermittlung der individuellen Einkommensteuerschuld wurde die bereits auf Untemehmensebene vom Ausschiittungsbetrag abgezogene Korperschaftsteuer bei unbeschrankt steuerpflichtigen Aktionaren nach § 36 Abs. 2 Nr. 3 EStG a.F. angerechnet. Die mit Einkommensteuer zu belastende Bruttodividende bestand aus der tatsachlich erhaltenen Bardividende und der Korperschaftsteuergutschrift.^^ Die Korperschaftsteuergutschrift entsprach der bereits geleisteten Korperschaftsteuer in Hohe von 9/16 (ab 1994 in Hohe von 3/7) der Bardividende. Aufgrund der Anrechnung der Korperschaftsteuergutschrift auf die individuelle Einkommensteuerschuld unterlagen ausgeschiittete Gewinne letztendlich dem marginalen Steuersatz des Anlegers, der weiterhin abhangig von seinen personlichen steuerlichen Merkmalen zwischen 22 % und 56 % im Zeitraum 1977 bis 1989 betrug. Durch die Steuerreform von 1990 wurde ein linear progressiven Einkommensteuertarif mit dem Spitzensatz von 53 %

Die Bemessungsgrundlage bei der Einkommensbelastung bildete im Gegensatz zu dem im Zeitraum 01.07.1991 bis 30.06.1992 erhobenen Solidaritatszuschlag von 7,5 % die um die anzurechnende Korperschaftsteuer geminderte Einkommensteuer. Vgl. zum so genannten vereinfachten Anrechnungsverfahren u.a. Grefe(1995). In Anlehnung an die Literatur wird wahrend der Jahre des Anrechnungsverfahrens der ausgeschiittete Betrag inklusive der Korperschaftsteuergutschrift als Bruttodividende und ohne Korperschaftsteuergutschrift als Bardividende bezeichnet. In den anderen Jahren des untersuchten Zeitraums ist per Definition die Bar- gleich der Bruttodividende. Die Bezeichnung „Nettodividende" bezieht sich auf den verbleibenden Dividendenbetrag nach Abzug der Korperschaft- und Kapitalertragsteuer.

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einfuhrt. Im Jahr 2000 reduzierte sich der Spitzensteuersatz der Einkommensteuer auf 51 % (mitSolZ: 53,81%). Die auf Untemehmensebene abgefiihrte Korperschaftsteuer wurde ebenso wie die Kapitalertragsteuer als Vorauszahlung auf die Einkommensteuer des Anteilseigners behandelt. Den Anteilseignem, die keine Einkommensteuer zahlen mussten oder deren Kapitaleinkiinfte den Freibetrag^"^ von damals 400 DM (bei Zusammenveranlagung 800 DM) nicht tiberstiegen, wurde die geleistete Korperschaftsteuer erstattet. Im Rahmen der Ermittlung der individuellen Steuerschuld wurde bei deutschen Kapitalgesellschaften die bereits geleistete Korperschaftsteuer angerechnet. Fiir auslandische Anleger war der auf Untemehmensebene erfolgte Korperschaftsteuerabzug weiterhin definitiv, da sie gemaB § 50 Abs. 5 EStG a.F. nicht am Anrechnungsverfahren teilnahmen.^^ Demzufolge bewirkte die Korperschaftsteuerreform 1977 durch die Erhohung des Ausschiittungssteuersatzes in der Regel eine starkere Belastung der Dividendeneinkiinfte auslandischer Privatanleger.^^ Beziighch der Besteuerung von erzielten Kursgewinnen ergaben sich aus der Korperschaftsteuerreform 1977 und den darauffolgenden Steuerreformen keine tiefgreifenden Veranderungen. Am Ende der neunziger Jahre wurde jedoch der Kreis deutscher Privatanleger, die VerauBerungsgewinne steuerfrei vereinnahmen konnten, einschrankt. So gilt ab 1. Januar 1999 eine auf zwolf Monate ausgedehnte Frist ftir private VerauBerungsgeschafte. 2.3.3 Das Steuersenkungsgesetz von 2000 Das am 1. Januar 2001 in Kraft getretene Gesetz zur Senkung der Steuersatze und zur Reform der Untemehmensbesteuerung (Steuersenkungsgesetz) vom 23.10.2000 ersetzte das Anrechnungsverfahren durch ein klassisches Korperschaftsteuersystem in Verbindung mit einem einkommensteuerhchen Halbeinkunfteverfahren, im Folgenden kurz Halbeinkunfteverfahren

Der Freibetrag setzte sich zusammen aus dem im Jahr 1975 eingefuhrten Sparerfreibetrag des § 20 Abs. 4 EStG a.F. in Hohe von 300 DM (bei Zusammenveranlagung von Ehegatten 600 DM) und dem Werbungskostenpauschbetrag des § 9a Nr. 2 EStG a.F. in Hohe von 100 DM (bei Zusammenveranlagung von Ehegatten 200 DM). Im Allgemeinen beziehen sich die Regelungen in Doppelbesteuerungsabkommen auf die Kapitalertragsteuer und nicht auf die Korperschaftsteuer, so dass die erhobene Korperschaftsteuer fur Auslander definitiv war Vgl. Seller (2000), S. 65. Vgl. zur Vielfalt der Vereinbarungen beziiglich der Dividendenbesteuerung in Doppelbesteuerungsabkommen Seller (2000), S. 67-72. An dleser Stelle bleibt festzuhalten, dass die Kapitalertragsteuer bei auslandlschen Anlegern im Zeltraum von 1977 bis 2001 ohne Beriickslchtigung des Solldarltatszuschlaggesetzes 1995 zwlschen 0 % und 25 % betrug.

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genannt.^^ Im Rahmen des Halbeinkiinfteverfahrens unterliegen die Gewinne von Aktiengesellschaften auf Untemehmensebene einer definitiven Belastung mit Korperschaftsteuer. Die reduzierten Korperschaftsteuersatze fiir einbehaltene und ausgeschiittete Gewinne betragen einheitlich 25 % (mit SolZ: 26,38 %f^. Zur Milderung der durch das weggefallene Anrechnungsverfahren^^ ausgelosten Doppelbelastung wird nach § 3 Nr. 40 EStG nur die Halfte der erhaltenen Dividenden in die Einkommensteuerbemessungsgrundlage einbezogen. So fuhit die Neuregelung fiir deutsche Privatanleger mit einem personlichen Grenzsteuersatz unter 40 % zu einer hoheren steuerlichen Belastung der Dividendeneinkiinfte im Vergleich zum Anrechnungsverfahren.^^ Eine weitere Konsequenz der Reform ist, dass Dividendeneinkiinfte einer geringeren Einkommensteuerbelastung als Zinseinkiinfte gleicher Hohe unterliegen. Im Zeitraum 2001 bis 2002 betrug der maximale Einkommensteuersatz 48,5 % (mit SolZ: 51,17%). Die Dividendeneinkiinfte inlandischer Kapitalgesellschaften sind nach erfolgtem definitiven Korperschaftsteuerabzug auf der vorgelagerten Untemehmensebene steuerfrei (§ 8b Abs. 1 KStG). Fiir auslandische Privatanleger bewirkt das Steuersenkungsgesetz 2000 durch die Reduzierung des Korperschaftsteuertarife und der auf 20 % (mit SolZ: 21,10 %) abgesenkten Kapitalertragsteuer ebenfalls eine allgemeine Verringerung der deutschen Steuerbelastung (§ 43 Abs. 1 Satz 1 Nr. 1 i.V.m. § 43a Abs. 1 Nr. 1 EStG). Entsprechend den Grundsatzen des Halbeinkiinfteverfahrens unterliegt die Halfte der Kursgewinne, die aus dem Verkauf der Aktien innerhalb von zwolf Monaten nach deren Kauf

Fiir AusschUttungen des Geschaftsjahres 2000 bestand ein Wahlrecht zwischen der Anwendung des Vollanrechnungs- oder des Halbeinkiinfteverfahrens. Vgl. zur vorteilhaften Nutzung dieses Walilrechts Sender/ Weilbach (2001). Zur Beseitigung der Flutschaden der Hochwasserkatastrophe von 2002 erhohte sich der Korperschaftsteuersatz fiir das Geschaftsjahr 2003 einmalig auf 26,5 %. Die 15-jahrige Ubergangsphase vom Anrechungsverfahren zum Halbeinkiinfteverfahren wird in den Vorschriften §§ 36-40 KStG geregelt. Eine Vielzahl von Aktiengeseilschaften loste in den Jahren 2002 und 2003 Bestande an wahrend des Anrechungsverfahrens einbeiialtenen Gewinnen auf. Die damit verbundenen Korperschaftsteuerguthaben, die aus der Herabstufung der Thesaurierungsbelastung von 40 bzw. 45 % auf eine definitive Ausschiittungsbelastung von 30 % resultieren, senken die von den Unternehmen zu zahlende Korperschaftsteuer. Nach dem Gesetz zum Abbau von Steuervergiinstigungen und Ausnahmeregelungen ist die Erstattung der noch bestehenden Korperschaftsteuerguthaben fiir den Zeitraum vom 12. April 2003 bis zum 31. Dezember 2005 ausgeschlossen. Bei Vernachlassigung des Solidaritatszuschlags ist Steuerneutrahtat der Gesetzesanderung gegeben, wenn sj = 0,25 + (1 - 0,25). (Sti/2), wobei s^ dem marginalen Einkommensteuersatz des Anteilseigners entspricht. Vgl. u.a. EberleinAValther (2001), S. 466.

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resultieren, bei deutschen Privatanlegem der Einkommensbesteuerung. Das Steuersenkungsgesetz hob bei inlandischen Kapitalgesellschaften zum 1. Januar 2002 auch die Besteuerung der durch die VerauBerung von Aktien erzielten Kursgewinne auf (§ 8b Abs. 2 KStG). Somit werden Dividendeneinktinfte und VerauBerungsgewinne von inlandischen Kapitalgesellschaften bis zum Ende des Untersuchungszeitraums steuerfrei vereinnahmt.

2.3.4 Ausschtittungspolitik unter Berlicksichtigung der Gesamtsteuerbelastung von Dividenden und Kursgewinnen Die vorangegangenen Ausfuhrungen skizzieren die gesetzlichen Regelungen beztiglich der Besteuerung von einbehaltenen und ausgeschiitteten Gewinnen auf Untemehmensebene sowie von Dividenden und Kursgewinnen auf Anlegerebene im Verlauf der verschiedenen Steuersysteme in Deutschland. Darauf aufbauend wird in diesem Abschnitt untersucht, welche der altemativen Gewinnverwendungen eine niedrigere Gesamtbelastung bei deutschen Privatanlegem, bei inlandischen Kapitalgesellschaften und bei auslandischen Privatanlegem auslosen wiirde und demzufolge zu bevorzugen ware. Poterba/Summers (1985) untersuchen auf dem britischen Kapitalmarkt im Zeitraum 1950 bis 1981 die Wirkung von unterschiedlichen Steuersystemen auf die Preisbildung bei Aktien, Hierzu leiten sie eine Kennzahl ab, die eine Quantifizierung der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen ermoglicht. Die im Originalaufsatz als „Total tax preference ratio" bezeichnete Kennzahl 6 setzt das Anlegereinkommen nach Steuem bei AusschUttung einer Einheit des Gewinns ins Verhaltnis zum Anlegereinkommen nach Steuem bei Thesaurierung einer Einheit des Gewinns an.^^ Sie gibt an, wie hoch die Dividende nach Steuem bei Ausschiittung einer zusatzlichen Einheit des thesaurierten Gewinns nach Steuem ist. Dabei wird unterstellt, dass bei der Altemative der Einbehaltung von Gewinnen der Marktwert des Untemehmens genau um den Thesauriemngsbetrag nach Steuem steigt.^^ Die Analyse der Steuerbelastungen von ausgeschiitteten und einbehaltenen Gewinnen mit der im Folgenden als Steuerbelastungsquotient benannten Kennzahl ^bezieht sowohl die auf Untemehmensebene als auch die auf Anlegerebene anfallenden Steuem ein.

Vgl. Poterba/Summers (1985), S. 245. Vgl. auch Bay (1990), S. 60. Weiterhin wird implizit unterstellt, dass auch in Zukunft keine Ausschiittung der einbehaltenen Gewinne in Form von Dividenden erfolgt, die Steuerzahlungen phasengleich entrichtet werden und dass die zusatzlich einbehaltenen Gewinne in Projekte mit einem Kapitalwert von Null investiert werden konnen.

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In einem Steuersystem mit gespaltenem Korperschaftsteuertarif ohne Anrechnung, wie es auf dem deutschen Kapitalmarkt von 1960 bis 1976 gait, ist Ot definiert als:^^

0,=^.;;,=il£^.iili

mit

(2.1)

Q : Verhaltnis der steuerlichen Belastung auf Untemehmensebene ;;. : Verhaltnis der steuerlichen Belastung auf Anlegerebene fiir Anleger / 5^ : (effektiver) Korperschaftsteuersatz fiir ausgeschtittete Gewinne Sf^^ : Korperschaftsteuersatz fiir thesaurierte Gewinne 5^. : marginaler Einkommensteuersatz fur Dividenden des Anlegers / 94

5 : marginaler Einkommensteuersatz fiir Kursgewinne des Anlegers /.

Gleichung (2.1) bildet die doppelte steuerliche Belastung von ausgeschiitteten und einbehaltenen Gewinnen ab, wobei Q die Besteuerung auf Untemehmensebene und ;;, den Steuerabzug auf Anlegerebene angibt. Nimmt ^, Werte kleiner als eins an, entfallt auf Dividenden eine hohere Steuerlast als auf einbehaltene Gewinne und umgekehrt. Bei einem 6i von eins ist der Dividendenbetrag nach Steuem gleich der Hohe des dafiir aufgegebenen Thesaurierungsbetrags nach Steuem. Der Anteilseigner ist somit indifferent zwischen der Einbehaltung und Ausschiittung von Gewinnen. Bei der nachfolgenden Analyse der steuerlichen Praferenz deutscher Privatanleger im Untersuchungszeitraum von 1968 bis 2002 wird unterstellt, dass diese einen langfristigen Anlagehorizont haben {s gt = 0). Als langfristig orientiert sind diejenigen Anleger zu charakterisieren, deren VerauBerungsgewinne auBerhalb der Frist des § 23 Abs. 1 Satz 1 Nr. 2 EStG (bzw. entsprechende friihere Vorschriften) anfallen. Die Interessen kurzfristiger Anleger spielen im Rahmen der Festlegung einer langfristig ausgerichteten Ausschiittungspolitik keine bedeutende Rolle. Auf Basis einer modifizierten Version der Gleichung (2.1), die die steuerlichen Gegebenheiten des deutschen Kapitalmarktes abbildet, kann der Indifferenzsteuersatz 5^

'^ Die Ableitung der Kennzahl 0 fiir den Zeitraum vor und nach der Korperschaftsteuerreform 1977 wird in Bay (1990), S. 59-61, ausfuhrlich dargesteilt. ^^ Zu bemerken ist, dass jede Variable nur bei ihrer Einfuhrung in der vorliegenden Arbeit bezeichnet wird. Siehe im Rahmen nachfolgender AusfUhrungen das Symbolverzeichnis.

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berechnet werden, der fiir ausgeschtittete und thesaurierte Gewinne eine identische Steuerbelastung bewirkt. Je nachdem, ob der marginale Einkommensteuersatz des Anlegers den Indifferenzsteuersatz iiber- oder unterschreitet, entfallt auf Dividendeneinkiinfte eine hohere oder niedrigere Steuerlast als auf einbehaltene Gewinne gleicher Hohe. Der Indifferenzsteuersatz fiir den Zeitraum von 1968 bis 1972 errechnet sich demnach aus: 1 = 6^,

(2.2)

^ ^1-02456, ( ) 1-0,5253 ^ ''

=0,3708

mit

5^

: Indifferenzsteuersatz.

Demnach batten alle Anteilseigner mit Einkommensteuersatzen uber 37,1 % die Einbehaltung der Gewinne gegentiber der Ausschuttung bevorzugen sollen, wahrend fiir Anteilseigner mit einem Einkommensteuersatz von unter 37,1 % die Ausschiittung steuerlich giinstiger gewesen ware. Tabelle 2.1 fasst die im Untersuchungszeitraum von 1968 bis 2002 geltenden effektiven Korperschaftsteuersatze fiir thesaurierte und ausgeschtittete Gewinne, die daraus resultierenden Indifferenzsteuersatze und die maximalen Einkommensteuersatze zusammen. Dabei beriicksichtigen die angegebenen Steuersatze fiir die Jahre ab 1995 die anfallenden Solidaritatszuschlage.^^ Der zusatzHch zur Erganzungsabgabe erhobene Stabilitatszuschlag fur die Jahre 1973-74 fuhrte zu einer leichten Erhohung des Indifferenzsteuersatzes auf 38,88 %. Somit sollten im gesamten Zeitraum von 1968 bis 1976 Privatanleger in niedrigen Einkommensklassen der

Der Solidaritatszuschlag im Zeitraum 01.07.1991 bis 30.06.1992 wird aus Grunden der Ubersichtlichkeit in Tabelle 2.1 vernachlassigt.

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2 Rechtliche und institutionelle Grundlagen

Tabelle 2.1: Uberblick iiber Korperschaft-, maximale Einkommen- und Indifferenzsteuersatze deutscher Privatanleger mit einem langfristigen Anlagehorizont von 1968 bis 2002 Veranlagungszeitraum

Thesaurierungssatz der Korperschaftsteuer (s^^)

Ausschiittungssatz der Korperschaftsteuer (s,^)

Berechnungsformeln des Indifferenzsteuersatzes (5^)

Indifferenzsteuersatz

is',)

max. Einkommensteuersatz

1968-72

52,5 %

24,6 %

37,1%

54,6 %

1973-74

55,1 %

26,5 %

38,9 %

57,3 %

1975-76

52,5 %

24,6 %

37,1 %

56%

1977-89

56%

36%

56%

56%

1990-93

50%

36%

50%

53%

1994

45%

30%

45%

53%

1995-97

48,4 %

32,3 %

48,4 %

57,0 %

1998

47,5%

31,7%

47,5 %

55,9 %

1999-00

42,2 %

31,7%

42,2 %

53,8 %*

2001-02

26,4 %

26,4 %

0%

51,2%

i^.(l-0,5..;)=l

1

.:=o * ab 2000 Quelle: eigene Darstellung Ausschiittung von Gewinnen den Vorzug gegeben haben. Im Gegensatz dazu war der Erhalt von Dividenden insbesondere fiir Anteilseigner in hohen Einkommensklassen mit steuerlichen Nachteilen verbunden. Die Einfiihrung des Vollanrechnungsverfahrens im Jahr 1977 bewirkte eine erhebliche Reduzierung der auf Dividenden entfallenden Steuerlast. Die Korperschaftsteuergutschrift^^, die der auf Untemehmensebene bereits entrichteten Korperschaftsteuer auf ausgeschiittete Gewinne entsprach, minderte die individuell anfallende Einkommensteuer des Anteilseigners. Durch die Verkniipfung der Untemehmensebene mit der Anlegerebene unterlag die Bruttodividende in Hohe von 1/1-5^ einzig dem personlichen Grenzsteuersatz des Aktionars. Dividendenzahlungen stellten fiir alle Anleger mit einem Einkommensteuersatz unter dem Korperschaftsteuersatz fiir thesaurierte Gewinne die steuerlich giins-

^^ Die Korperschaftsteuergutschrift betrug fur die Veranlagungszeitraume 1977-1992 9/16 und fUr 1993-2000 3/7 der Bardividende.

2 Rechtliche und institutionelle Grundlagen

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tigere Gewinnverwendungsmoglichkeit dar.^^ Im Zeitraum 1977 bis 1989 traf dies beinahe fur samtliche Privatanleger zu, auBer fiir diejenigen mit dem Spitzensatz von 56 %. Diese waren aus steuerlicher Sicht indifferent zwischen Gewinneinbehaltung und -ausschiittung. Aufgrund dieser Ergebnisse bewirkte die Durchfuhrung eines Schlitt-aus-hol-zuriick-Verfahrens anstelle der Sofortthesaurierung eine geringere Gesamtsteuerbelastung.^^ Allerdings loste die Anwendung des Schtitt-aus-Hol-zuruck-Verfahrens Transaktionskosten aus. Demzufolge lag der berechnete Indifferenzsteuersatz von 56 % iiber dem kritischen Einkommensteuersatz^^ eines Anlegers, fiir den die Gesamtkosten bestehend aus Steuerlast und Transaktionskosten des Schutt-aus-Hol-zuriick-Verfahrens Equivalent zu denjenigen der Sofortthesaurierung waren. Nach der Untersuchung von Lehleiter/Haegert (1985) reichten die Untemehmen die mit dem Anrechnungsverfahren verbundenen Steuerentlastungen ausgeschUtteter Gewinne im vollem Umfang an die Anteilseigner weiter. Sie zeigen auf, dass die durchschnittlichen Bruttoausschuttungsquoten^^^ vor und nach der Korperschaftsteuerreform 1977 eine konstante Hohe besaBen. Sie betrugen 64,24 % fur den Zeitraum 1972 bis 1976 und 66,41 % fur den Zeitraum 1977 bis 1981. Somit fiihrte die Reform aufgrund der gestiegenen Korperschaftsteuerbelastung einbehaltener Gewinne zur Thesaurierung eines geringeren Betrags nach Steuem. Trotz der aus Anlegersicht reduzierten steuerlichen Belastung von Dividendenzahlungen verzichteten die Untemehmen jedoch nicht auf die Einbehaltung weiterer Gewinnbetrage. Vielmehr sank die durchschnittliche Ausschuttungsquote in Bezug auf die Bardividenden von 48,46 auf 42,50 %}^^ Die in Tabelle 2.1 angegebenen Steuersatze beinhalten ab 1995 den Solidaritatszuschlag in Hohe von 7,5 % und ab 1999 in Hohe von 5,5 %. Die stufenweise Verringerung des Korperschaftsteuersatzes fur thesaurierte Gewinne im Zeitverlauf senkte den Indifferenzsteuersatz bis 1999 auf 40 % (mit SolZ 42,2 %)^°l Der Vergleich mit dem ebenfalls auf 48,5 % (mit

^^ Vgl. auch Swoboda (1991), S. 856-857. ^^ Vgl. DirriglAVagner (1993), S. 275. Vgl. zur Ableitung kritischer Einkommensteuersatze fur das SchUtt-aus-hol-zuruck-Verfahren Kruschwitz (1983) und Dirrigl/Schaum (1989). '^^ Siehe Haegert/Lehleiter (1985), S. 915-916, zu den genauen Definitionen der untersuchten Ausschuttungsquoten. '^' Auf Basis eines kleineren Stichprobenumfangs gelangt Hockmann (1978) zu ahnlichen Resultaten. Der Solidaritatszuschlag erhoht die Korperschaftsteuer auf einbehaltene Gewinne und somit im gleichen Umfang den Indifferenzsteuersatz.

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SolZ 51,17 %) reduzierten Spitzensteuersatz weist darauf hin, dass ein steigender Anteil von Aktionaren in hohen Einkommensklassen die Einbehaltung von Gewinnen bzw. die Freisetzung unbenotigter finanzieller Mittel durch Aktienriickkaufe bevorzugen sollte. Mit dem Inkrafttreten des Halbeinkiinfteverfahrens im Jahr 2001 sank der Indifferenzsteuersatz auf Null. Jeder einkommensteuerzahlende Anteilseigner besitzt eine Praferenz ftir Kursgewinne respektive Aktienriickkaufe'^^, da Dividenden steuerlich benachteiligt sind. Bei inlandischen Kapitalgesellschaften unterlagen VerauBerungsgewinne und Dividendeneinkiinfte im Zeitraum 1968 bis 1976 grundsatzlich dem gleichen Korperschaftsteuersatz. Da jedoch die Steuerpflicht erst bei Realisierung der Kursgewinne entstand, reduzierte sich der Barwert der Steuerzahlung in Abhangigkeit von der Lange der Haltedauer. Falls die effektive Wirkung der Besteuerung von Kursgewinnen vemachlassigbar klein war, gelten die in Tabelle 2.1 fur den Zeitraum 1968 bis 2000 angegebenen Indifferenzsteuersatze auch fiir Kapitalgesellschaften. Im Zeitraum 1968 bis 1977 besaB die empfangende Kapitalgesellschaft eine Praferenz ftir Dividendenzahlungen, falls sie die sofortige Weiterausschuttung der erhaltenen Dividendeneinkiinfte plante. Kam allerdings ausschlieBlich eine Thesaurierung in Betracht, war die Einbehaltung der Gewinne bei der Aktiengeellschaft, wo sie erzielt wurden, zu bevorzugen. Die Berechtigung zur Teilnahme am Anrechnungsverfahren im Zuge der Korperschaftsteuerreform 1977 fuhrte zur Entlastung der Dividendeneinkiinfte inlandischer Kapitalgesellschaften, wahrend die Thesaurierungsbelastung stieg. Dieses fuhrte dazu, dass unabhangig von der weiteren Verwendung der Dividendeneinkiinfte keine steuerlich induzierte Praferenz fiir eine Gewinnthesaurierung (auf der vorgelagerten Stufe) bestand. Seit dem Veranlagungszeitraum 2001 werden Dividendeneinkiinfte und Gewinnthesaurierungen bei deutschen Kapitalgesellschaften als Anleger steuerlich gleich behandelt. Wie bereits in Abschnitt 2.3.1 erwahnt, richtet sich bei auslandischen Anteilseignem die steuerliche Gesamtbelastung von ausgeschiitteten und einbehaltenen Gewinnen deutscher Aktiengesellschaften sowohl nach den Vereinbarungen in den Doppelbesteuerungsabkommen als auch nach den auslandischen und deutschen Steuergesetzen. Da eine detaillierte Analyse dieser Gesetzestexte iiber das Ziel der vorliegenden Arbeit hinausgehen wiirde, konnen an dieser Stelle nur die Tendenzen der steuerlich induzierten Praferenzen angegeben werden. Unter der

Vgl. zum Steuervorteii von Aktienriickkaufen nach Einfuhrung des Halbeinkiinfteverfahrens Rogail (2001).

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Annahme, dass die effektive Steuerbelastung der VerauBerungsgewinne im Heimatland nahe Null war/^"^ gelten die in Tabelle 2.1 angegebenen Indifferenzsteuersatze der Zeitperioden 1968 bis 1976 und ab 2001 auch fUr auslandische Anteilseigner. Im Zeitraum von 1968 bis 1976 betrug die maximale Belastung 25 % Kapitalertragsteuer (mit Erganzungsabgabe 25,75 %) und lag somit unter dem Indifferenzsteuersatz. Sofem die Dividendeneinkiinfte auslandischer Anleger im Heimatland nicht zusatzlich stark belastet wurden, bevorzugten sie die Ausschiittung der Gewinne anstelle ihrer Einbehaltung. Dagegen besitzen seit der Einfuhrung des Halbeinkiinfteverfahrens alle auslandischen Anleger, auf deren Dividendeneinkiinften entweder eine definitive Kapitalertragsteuer oder ein Steuerabzug im Wohnsitzland lastet, eine Praferenz fiir die Thesaurierung der Gewinne. Im Zeitraum von 1977 bis 2000 gait fur auslandische Anteilseigner als Nichtanrechnungsberechtigte ein niedriger Indifferenzsteuersatz als fiir deutsche Privatanleger. Ob die Gewinnausschiittung gegeniiber der -einbehaltung dennoch steuerlich giinstiger war, hing von der Hohe des anzuwendenden Kapitalertragsteuersatzes und von der Besteuerung im Heimatland ab. AbschlieBend kann festgestellt werden, dass im betrachteten Zeitraum einige Anlegergruppen die Ausschuttung der Gewinne praferierten und andere die Thesaurierung bevorzugten. Im Zeitraum vor der Korperschaftsteuerreform 1977 zahlten insbesondere auslandische Aktionare sowie deutsche Privatanleger aus den unteren Einkommensklassen zum Dividenden bevorzugenden Klientel. Dagegen bildeten vor allem deutsche Privatanleger aus den mittleren und hohen Einkommensklassen das Klientel, das Gewinneinbehaltungen bevorzugte. Diese Anlegergruppe wechselte tendenziell nach der Korperschaftsteuerreform 1977 in das Klientel, das Dividenden praferierte. Eine Ausnahme davon stellten die Anteilseigner mit dem Spitzensatz der Einkommensteuer dar, die indifferent zwischen den Gewinnverwendungsaltemativen waren. Aufgrund der mehrmaligen Reduzierung des Korperschaftsteuersatzes fur einbehaltene Gewinne waren Thesaurierungen bei steuerpflichtigen Privataktionaren aus den hohen Einkommensklassen steuerlich gunstiger. Die Anwendung des Halbeinkunfteverfahrens bewirkte fiir alle deutschen und auslandischen steuerzahlenden Privatanleger eine Praferenz fiir Thesaurierungen. Inlandische Kapitalgesellschaften sind demgegenuber steuerlich indifferent beziiglich der Gewinnverwendungsaltemativen.

In anderen Landern entfallt auf reaiisierte Kursgewinne im Allgemeinen eine geringere steuerliche Belastung als auf Dividendeneinkiinfte. Vgl. Seiler (2000), S. 76.

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2.4

Rahmenbedingungen anderer Kapitalmarkte

2.4.1 Vereinigte Staaten von Amerika Das Gesellschaftsrecht ist in den Vereinigten Staaten von Amerika auf bundesstaatlicher Ebene geregelt und somit Bestandteil des Standortwettbewerbs. Eine Aktiengesellschaft („Public limited company") unterliegt den gesellschaftsrechtlichen Gesetzen des Bundesstaates, in dem sich ihr Sitz befindet. Die Mehrheit der Untemehmen hat ihren Standort in einem der drei Bundesstaaten: Delaware, New York oder Kalifomien. Zur Vereinheitlichung des US-amerikanischen Gesellschaftsrechts entwarf das „Committee on Corporate Laws" der „American Bar Association" verschiedene Mustergesetze, die Richtlinien fiir die einzelstaatliche Festlegung von Regeln darstellen. Eine Vielzahl der Bundesstaaten ^^^ folgt in wesentlichen Bestandteilen entweder dem „Model Business Corporation Act" (MBCA), z.B. Delaware und New York, oder seinem 1984 grundlegend tiberarbeiteten Nachfolger, dem „Revised Model Business Corporation Act" (RMBCA).^^^ Kalifomien ubemahm sowohl Regelungen des MBCA als auch des RMBCA. Der Hauptunterschied zwischen diesen beiden Regelungsmodellen liegt in der Aufhebung des Nennwertsystems im RMBCA. Dadurch fiel das, als „Legal capital" bezeichnete, zum Schutz der Glaubiger ausschiittungsgesperrte Kapitalpolster, das Equivalent zum gezeichneten Kapital deutscher Aktiengesellschaften ist, weg. Die Wirkungsweise des Legal capital im Rahmen des MBCA ist allerdings gering, da das Board of directors die Hohe willkiirlich herabsetzen kann. Neben diesen einzelstaatlichen Regelungen gelten zudem ftir borsennotierte Aktiengesellschaften die bundesweiten Wertpapiergesetze der Securities and Exchange Commission (SEC), der Securities Act of 1933 und der Securities Exchange Act of 1934. In diesen Gesetzestexten verpflichtet die US-Borsenaufsichtsbehorde die Untemehmen im Regelfall zur Bilanziemng nach den Generally Accepted Accounting Principles (US-GAAP). US-amerikanische JahresabschlUsse, Business reports, sollen vor allem Informationen iiber die wirtschaftliche Lage der Untemehmen bereitstellen. Dementsprechend sind die Rechnungslegungsvorschriften von der Gewahrleistung dieser Informationsiibermittlung in erheblichem Umfang gepragt. Der gesetzliche Glaubigerschutz spielt dagegen im Vergleich zum deutschen Kapitalmarkt eine untergeordnete Rolle. Die Kreditgeber erganzen den mangelhaften gesellschaftsrechtlichen Schutz vor schadigendem Kapitalentzug durch privatrechtliche

Vgl. Leuz/Deller/Stubenrath (1998), S. 113. Vgl. ausfuhrlich zur Entwicklung des US-amerikanischen Gesellschaftsrechtes Bauer (1995), S. 129-132.

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Vertrage. In so genannten Covenants legen sie MaBnahmen zur Kapitalerhaltung fest, um ihre Anspriiche zu sichem.^^^ Bin weiterer wichtiger Unterschied zur deutschen Rechnungslegung besteht darin, dass der in der Bilanz ausgewiesene Gewinn nicht dem verteilbarem Gewinn entsprechen muss. Die Aktionare US-amerikanischer Untemehmen besitzen keinen unmittelbaren Anspruch auf die teilweise bzw. vollstandige Ausschtittung des bilanziellen Gewinns. Die Kompetenz zur Festlegung von Dividenden liegt ausschlieBlich beim Board of directors. Trotz der rechtlichen Unabhangigkeit zwischen Ausschuttungsbemessung und Rechnungslegung wird das Board of directors die gegenwartige Gewinnhohe bei der Entscheidung berticksichtigen.'^^ Der Revised Model Business Corporation Act (RMBCA) enthalt zwei Ausschiittungsbeschrankungen, die aus dem MBCA ohne materielle Anderungen iibemommen wurden. Der „Equity insolvency test" verbietet lediglich die Ausschtittung, wenn das Untemehmen bereits zahlungsunfahig ist oder es durch den Abfluss der finanziellen Mittel wird. Ebenso wenig wirkt der „Balance sheet test" sanktionierend. Diese Begrenzungsregel halt eine Ausschtittung fiir unzulassig, wenn nach dieser die Verbindlichkeiten inklusive der Liquidationsanspriiche der Vorzugsaktionare die Summe aller Vermogensgegenstande iibersteigen wiirden. Insbesondere ermoglicht der „Balance sheet test" Ausschuttungen unrealisierter Wertsteigerungen, da Zuschreibungen bei Aktiva in vielen Fallen zulassig sind.'^^ Die Hohe der vierteljahrlich zahlbaren Dividenden liegt somit vor allem im Ermessen des Board of directors. *^^ Eine Haftung der Manager fiir unverhaltnismaBig hohe Ausschiittungen kann einzig aus der nachweislichen Verletzung von Sorgfalts- und Loyalitatspflichten resultieren.^^^ Die Vereinigten Staaten von Amerika verwenden ein klassisches Steuersystem. Die Gewinne werden auf der Untemehmensebene unabhangig von der Verwendung mit einem einheitlichen Steuersatz der „Federal corporate income tax" belastet. Die Hohe dieser Korperschaftsteuer richtet sich nach der Gewinnhohe und betragt seit 2002 maximal 35 %}^^ Wahrend vor dem

^ Die Glaubiger stellen beispielsweise Regeln fur die Rechnungslegung des Schuldners auf, die den Bilanzierungs- und Bewertungsvorschriften des HGB ahneln. Vgl. ausfiihrlich zu US-amerikanischen Kreditvertragen Alberth(1998). '^^ Vgl. Lintner (1956) und die anderen vorgestellten Studien in Abschnitt 2.5. '^^ Vgl. Leuz/Deller/Stubenrath (1998), S. 114. "^ Vgl. Wustemann (1996), S. 421-422. " Die Manager sind aufgrund der Business judgement rule weitestgehend vor gerichtlichen Prufungen geschutzt. Vgl. Bauer (1995), S. 239-241. Zusatzlich wird eine lokale Gewinnsteuer („State corporate income tax") in den einzelnen Bundesstaaten von durchschnittlich 6,5 % erhoben. Vgl. La Porta et al. (2000), S. 29.

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Tax Reform Act of 1986 nur die Halfte bzw. 40 % der realisierten langfristigen Kursgewinne der Einkommensbesteuerung mit dem Spitzensatz von 50 % bei Privataktionaren unterlag, waren Dividenden in gesamter Hohe steuerpflichtig. Diese steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen wurde durch den Tax Reform Act of 1986 im Jahr 1988 beseitigt.^^^ Der maximale Korperschaftsteuersatz betrug 39 %. Zusatzlich wurde sowohl auf Dividenden als auch auf realisierte Kursgewinne unabhangig von der Halteperiode Einkommensteuer (Ordinary income tax) von maximal 28 % erhoben. Ab 1991 entfiel emeut auf Dividenden eine geringfugig starkere Doppelbelastung als auf Kursgewinne, deren AusmaB aufgrund der Senkung des Steuersatzes flir Kursgewinne auf 20 % im Jahr 1997 weiter stieg. Seit 2001 betragt der Eingangssatz der progressiv gestaffelten Einkommensteuer 10 % und der Spitzensatz 39,1 %^^^. Durch die Verabschiedung des Jobs and Growth Tax Relief Reconciliation Act im Mai 2003 wurden die Steuersatze fiir Dividenden und Kursgewinne im Allgemeinen auf einheitlich 15 % festgesetzt. Fiir Privatanleger mit niedrigem Einkommen ermaBigt sich der Steuersatz auf 5 %}^^ Bei Untemehmen sind dagegen Dividendeneinkiinfte gegeniiber realisierten Kursgewinnen steuerlich vorteilhaft. Aufgrund eines Freibetrags flieBen aktuell nur 30 % der erhaltenen Dividenden in den zu versteuemden Gewinn.^^^ Erzielte Kursgewinne erhohen jedoch die Steuerbemessungsgrundlage um den gesamten Betrag. 2.4.2 GroBbritannien Die Rechnungslegung britischer Untemehmen wird von verschiedenen Quellen, z.B. dem Company law, dem Case law und den „Articles of Association of Limited Liability Companies" beeinflusst. Im Gegensatz zum US-amerikanischen Kapitalmarkt bildet bei britischen wie auch bei deutschen Untemehmen der Gewinn des Einzelabschlusses die rechtliche Gmndlage fiir die Dividendenzahlungen. Hierbei wird allerdings zwischen dem Accounting profit.

' Die historische Entwicklung der US-amerikanischen Steuergesetzgebung vor 1988 wird detailliert in Bay (1990), S. 123-125, dargestellt. Nach 1988 vgl. u.a. Blouin/Raedy/Shackelford (2004). ^ Der Economic Growth and Tax Relief Reconciliation Act of 2001 sieht eine Reduzierung des Spitzensatzes der Einkommensteuer auf 35 % bis 2006 vor. ' Vgl. u.a. Poterba (2004), S. 172-173. Die Anwendung des Steuersatzes fiir Dividenden von 15 % ist bis zum 31.12.2008 begrenzt. ' Der Dividendenfreibetrag wurde schrittweise von 85 % in 1986 auf 80 % in 1987 und auf 70 % ab 1988 gesenkt.

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der im Jahresabschluss steht, und dem Distributable profit^^^ unterschieden, da deren zugrunde liegenden Realisationsprinzipien voneinander abweichen. Der Distributable profit bestimmt gemaB Companies Act von 1985 (CA 1985) Section 263 (2) die obere Grenze fur Ausschtittungen jeglicher Art. Allerdings existiert keine einheitliche Auffassung darliber, welche Anpassungen vorgenommen werden mtissen, damit sich aus dem Accounting profit der Distributable profit ergibt. Grundsatzlich soil eine Herausrechung von alien nicht realisierten und daher nicht verteilbaren Betragen aus dem Accounting profit erfolgen.^^^ Ein Beispiel hierfur bildet der Gewinnbestandteil des Accounting profit, der durch Wahrungsumrechnungen entstanden ist.^^^ Britische Untemehmen sind jedoch generell nicht dazu verpflichtet, die Hohe des Distributable profit im Jahresabschluss zu veroffentlichen. Die fehlende Klarheit und Transparenz in der Berechnung des Distributable profit schmalert dennoch nicht die praktische Bedeutung.^^^ Zudem sind Ausschtittungen von Untemehmen mit groBem Streubesitz (Public companies) nur zulassig, wenn bestimmte Bilanzrelationen eingehalten werden. Nach CA 1985 Section 264 (1) bis (3) muss die Differenz zwischen der Summe der Vermogensgegenstande und der Summe der Verbindlichkeiten die Summe des ausschtittungsgesperrten Eigenkapitals, z.B. bestehend aus Called up share capital, Share premium account und Capital redemption reserve, ubersteigen bzw. weiterhin ubersteigen.^^' Die genannten gesetzlichen Ausschuttungsbeschrankungen werden durch privatrechtliche Vertrage mit den Glaubigem vervollstandigt. Der zusatzliche Einsatz von Covenants ist aber erheblich geringer als auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt. Das britische Steuersystem ist durch eine partielle Anrechnung der bereits auf Untemehmensebene geleisteten Steuer auf Dividenden bei der Ermittlung der individuellen Einkommensteuerschuld der Anteilseigner gekennzeichnet. Dieses Anrechnungssystem besteht im Wesentlichen seit April 1973.'^^ Da die Korperschaftsteuergutschrift niedriger als die Belastung

'^ Das Konzept des „Distributable profit" resultierte zu Beginn der 80er Jahre des vorigen Jahrhunderts aus der Umsetzung der 4. Europaischen Richtlinie in britisches Recht. Vgl. Leuz/Deller/Stubenrath (1998), S. 117. Im Gegensatz zu der deutschen Rechnungslegung mindert ein unrealisierter Verlust nicht zwangslaufig den verteilbaren Gewinn. Vgl. Keenan (1985), S. 97. '^ Vgl. Nobes(1982), S.94. ^° Vgl. Leuz/Deller/Stubenrath (1998), S. 118-119. ^' Vgl. Keenan (1985), S. 97. Siehe ausfuhrlich zur historischen Entwicklung des britischen Steuersystems und zur Funktionsweise des Anrechnungsverfahrens Poterba/Summers (1985), S. 246-249.

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der ausgeschiitteten Gewinne mit Korperschaftsteuer („Profit tax") ausfallt, wird die Doppelbelastung der Dividenden nicht vollstandig eliminiert. Fiir das Jahr 2002 betragt der einheitliche Koqjerschaftsteuersatz fur einbehaltene und ausgeschtittete Gewinne maximal 30 %. Der Finance Act 1999 reduzierte die Korperschaftsteuergutschrift fiir Anleger in hohen Einkommensklassen von 20 % auf 10 %. Zudem wurde der maximal anwendbare Steuersatz der Einkommensteuer auf Dividendeneinkiinfte auf 32,5 % festgesetzt. Er ist damit niedriger als der Spitzensatz der Einkommensteuer in Hohe von 40 %. Die auf erzielte Kursgewinne entfallende Steuerlast ist abhangig von der Halteperiode und von der Hohe des steuerpflichtigen Gesamteinkommens des Anlegers. Die obere Grenze bildet allerdings die Belastung mit dem Spitzensatz der Einkommensteuer. ^^^ Im Gegensatz zu dem im Zeitraum 1977 bis 2000 bestehendem deutschen Anrechnungsverfahren erhielten auch steuerbefreite Anteilseigner, wie Pensionsfonds/^"^ eine Korperschaftsteuergutschrift. Aufgrund der Steuererstattung hatte diese Anlegergruppe somit eine starke Praferenz fiir Dividendeneinkiinfte. Ab Juli 1997 waren steuerbefreite Anteilseigner von dem Erhalt der Steuergutschriftausgeschlossen.'^^

2.5

Dividendenverhalten der Unternehmen

Die bekanntesten Ergebnisse uber die Gewohnheiten von US-amerikanischen Managem bei der Festlegung der Dividende stammen von Lintner (1956). Die durchgeftihrte Umfrage bei Managem von 28 Unternehmen zeigt auf, dass die Entscheidungsvariable der Ausschiittungspolitik nicht die absolute Hohe der Dividende ist, sondem die Hohe der relativen Veranderung zur Dividende der Vorperiode. Manager beabsichtigen gegenuber der zeitlich schwankenden GewinngroBe eine Glattung der Dividendenhohe, da eine stabile oder wachsende Dividendenentwicklung nach ihrer Ansicht von den Aktionaren positiv beurteilt wird. Deshalb passen sie die Dividende ausschlieBlich an permanente Gewinnveranderungen an. In der Regel wird die Dividende nach einer positiven Gewinnverschiebung entsprechend einem vorgegebenen Anpassungsfaktor stufenweise so lange erhoht, bis sie die festgelegte Zielausschiittungsquote er-

'^^ Lasfer/Zenosos (2003) stellen die unterschiedliche Besteuerung von Dividenden und Kursgewinnen auf dem britischen Kapitalmarkt zwischen 1988 bis 2002 dar. Vgl. Lasfer/Zenosos (2003), S. 8-9. *^* Auf dem britischen Aktienmarkt stellen Pensionfonds eine bedeutende Anlegergruppe dar. Vgl. u.a. Bell/Jenkinson (2002), S. 1326-1327. *^^ Bereits im Oktober 1996 wurde eine andere Begunstigung der steuerbefreiten Anleger abgeschafft. Bis dahin erhielten Steuerbefreite auch bei der Durchfuhrung von bestimmten Aktienriickkaufprogrammen, den „Agency buybacks", eine teilweise Erstattung der auf Unternehmensebene geleisteten Korperschaftsteuer. Vgl. Rau/Vermaelen (2002), S. 259.

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reicht. Die verzogerte Anpassung der Ausschtittungsquote an die neue Gewinnsituation stellt sicher, dass die Dividende auch bei einer zwischenzeitlichen Gewinnminderung zumindest in konstanter Hohe weiterhin zahlbar ist. Manager besitzen vor allem eine Abneigung gegen Dividendenktirzungen, da sie in diesem Fall negative Reaktionen der Anteilseigner und somit Kurssenkungen erwarten. Zu einer Reduzierung der Dividende sehen sie sich allerdings veranlasst, wenn das Gewinnniveau dauerhaft sinkt. Auf Basis dieser qualitativen Aussagen stellt Lintner (1956) ein empirisch uberprufbares Modell zur Beschreibung des Dividendenverhaltens von Untemehmen auf. Im Rahmen des so genannten Lintner-Modells hangt die gegenwartige Dividende von der Dividende der Vorperiode und dem gegenwartigen Gewinn ab. Dabei gibt der Anpassungsfaktor den Einfluss der vorangegangenen Dividende und die Zielausschiittungsquote^^^ den Einfluss des gegenwartigen Gewinns an.^^^ Das urspriingliche Lintner-Modell und seine verschiedenen Modifikationen wurden in einer Vielzahl nachfolgender Studien empirisch getestet.'^^ Fama/Babiak (1968) untersuchen getrennt fur 392 US-amerikanische Untemehmen im Zeitraum 1946 bis 1964 die empirische Gultigkeit des Lintner-Modells. Die Resultate der Analyse dieser umfangreicheren Stichprobe sind zu den empirischen Befunden von Lintner (1956) Equivalent. ^^^ Die Zielausschiittungsquote betragt entsprechend den Schatzungen annahrend 50 %. Hohere Gewinne spiegeln sich nur zu einem Drittel in den gegenwartigen Ausschiittungen wieder. Zudem weisen Fama/Babiak (1968) darauf hin, dass der Erklarungsgehalt des Modells gemessen am BestimmtheitsmaB steigt, wenn der Gewinn der Vorperiode einbezogen wird. Bei einer Untersuchung des US-amerikanischen Kapitalmarkts im Zeitraum 1935 bis 2002 ermittelt Poterba (2004), dass langfristige, aber keine kurzfristigen Anderungen der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen einen Einfluss auf die Ausschuttungsquote haben. Innerhalb der letzten zehn Jahre bewirkte vor allem der Jobs and Growth Tax Relief Reconciliation Act of 2003 eine deutliche Reduzierung der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen bei US-amerikanischen Privatanlegem.

' Im Rahmen der unternehmensindividuellen Festlegung des Anpassungsfaktors und der Zielausschuttungsquote werden verschiedene Faktoren berucksichtigt, z.B. die Wachstums- und Gewinnaussichten des Unternehmens, die konjunkturell bedingten Schwankungen des Investitionsvolumens sowie die Branchendurchschnitte. Vgl. Lintner (1956), S. 104. Zur formalen Darstellung siehe Limner (1956), S. 109. Einen ausfuhrlichen Uberblick uber empirische Studien zum Lintner-Modell und zu Modifikationen gibt Konig(1990), S. 15-24. Ein weiterer Unterschied besteht darin, dass in Lintner (1956) mit Hilfe von aggregierten Daten geschatzt wird, wogegen Fama/Babiak (1968) das Modell fur jedes einzelne Untemehmen getrennt betrachten.

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Blouin/Raedy/Shackelford (2004) beobachten in den ersten sechs Monaten nach seinem Inkrafttreten am 28. Mai 2003 einen deutlichen Anstieg der regelmaBig gezahlten Dividenden sowie der Sonderdividenden. Interessanterweise erhohten insbesondere Untemehmen mit einer hohen Managementbeteiligung die Dividendenzahlung.^^^ Auf dem deutschen Kapitalmarkt wird die Realitatsnahe des Lintner-Modells von Konig (1990) und Behm/Zimmermann (1993) analysiert. Konig (1990) stellt fest, dass sowohl das Lintner-Modell als auch die darauf aufbauenden Modelle zur Beschreibung des Dividenden verhaltens der 129 einbezogenen Untemehmen im Zeitraum 1970 bis 1985 geeignet sind. Die BestimmtheitsmaBe betragen zwischen 61 % und 74 %.^^^ Eine Abhangigkeit des Erklarungsgehalts von der UntemehmensgroBe, dem Verschuldungsgrad und dem Streubesitzanteil kann er nicht finden.^^^ Die Ergebnisse von Behm/Zimmermann (1993) bezughch der empirischen Evidenz des Lintner-Modells sind widerspriichlich. Zwar weisen die Regressionen getrennt nach einzelnen Branchen ebenfalls statistisch signifikante Koeffizienten und relativ hohe BestimmtheitsmaBe (37 %-74 %) auf, jedoch liegen die auf Basis der Nettogewinne geschatzten branchenspezifischen Zielausschtittungsquoten in Hohe von 14 %-30 % deutlich unter den historischen Ausschuttungsquoten von 25 %-50 % des Zeitraums 1962 bis 1988.^^^ Weiterhin stellen die Autoren fest, dass die Korperschaftsteuerreform 1977 eine Reduzierung der Zielausschiittungsquote auf Basis der Nettogewinne bewirkt, wahrend sich die Zielausschiittungsquote auf Basis der Bruttogewinne nicht signifikant verandert. Dieses Ergebnis steht im Einklang mit dem von Haegert/Lehleiter (1985) aufgezeigten Einfluss der Korperschaftsteuerreform 1977 auf das Ausschiittungsverhalten deutscher Untemehmen. ^^'^ Goergen/Renneboog/Correia da Silva (2005) weisen darauf hin, dass das Auftreten eines negativen Jahresergebnisses neben den Erklarungsfaktoren des Lintner-Modells eine wichtige Rolle ftir die Festlegung der Dividendenhohe bei deutschen Untemehmen spielt. Deutsche Manager neigen haufiger als US-amerikanische dazu, die Dividende bei einem erzielten Verlust zu senken oder vollstandig ausfallen zu lassen. Allerdings nehmen 56 % der Unternehmen nach einer Dividendenauslassung im Zeitraum 1985 bis 1991 die Zahlung innerhalb

Vgl. auch Brown/LiangAVeisbenner (2004). Siehe Konig (1990), S. 32-33. Vgl. Konig (1990), S. 34-41. Vgl. Behm/Zimmermann (1993), S. 240. Vgl. Behm/Zimmermann (1993), S. 238-239, und Haegert/Lehleiter (1985), S. 919.

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von zwei Jahren emeut auf. Ebenso fuhren 76 % der Untemehmen nach einer Dividendenkurzung innerhalb von zwei Jahren eine Erhohung des Auszahlungsbetrags durch.^"^^ Diese im Vergleich zum US-amerikanischen Kapitalmarkt hohere Flexibilitat der deutschen Dividendenpolitik spricht nach Goergen et al. (2005) gegen den Einsatz der Dividende als Informationsinstrument im Rahmen der Signalhng-Theorie.^^^ Wahrend des Zeitraums 1926 bis 1999 finden Fama/French (2001) auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt eine sinkende Bereitschaft zur Zahlung von Dividenden bei borsennotierten Untemehmen. So fiel die relative Anzahl dividendenzahlender Untemehmen nach dem erreichten Maximum von 66,5 % im Jahr 1978 kontinuierlich auf das Minimum von 20,8 % im Jahr 1999.'^^ Fur diese Entwicklung geben sie verschiedene Ursachen an. Einerseits hat in den letzten Jahren die Anzahl an Neuemissionen enorm zugenommen. Untemehmen, die einen Initial Public Offering (IPO) durchfuhren, sind ublicherweise klein und besitzen auBerordentliche Wachstumsaussichten. Wahrend die IPO's am Ende der siebziger Jahre hohere durchschnittliche Gewinne als die Gesamtheit der notierten Untemehmen erzielten, sind ab 1982 die durchschnittlichen Gewinne von IPO-Untemehmen bedeutend niedriger.^^^ Somit weisen die aktuellen IPO-Untemehmen im Allgemeinen die kennzeichnenden Eigenschaften der Untemehmen auf, die typischerweise keine Dividenden zahlen (konnen). Ausschlittungen in Form von Dividenden entrichten vor allem Untemehmen mit hoher Marktkapitalisiemng, hohen Gewinnen und wenigen Investitionsmoglichkeiten. Andererseits verzichtet auch eine wachsende Anzahl von Untemehmen mit diesen Eigenschaften auf Dividenden. ^^^ Zusammenfassend stellen Fama/French (2001) fest, dass die Anzahl der Dividendenzahler liber alle Untemehmensgmppen hinweg gesunken ist. Die in den letzten Jahrzehnten stark an Bedeutung gewonnen habenden Aktienriickkaufe scheinen jedoch die beobachtete Abkehr von Dividenden nicht zu erklaren. Vielmehr fuhren uberwiegend dividendenzahlende Untemehmen zusatzlich auch Aktienriickkaufe durch.'"^^

Siehe Goergen et al. (2005), S. 392-393. '^^ Zusatzliche Informationen iiber das Dividendenverhalten deutscher Aktiengesellschaften im Zeitraum 1968 bis 2002 geben insbesondere die Tabelle 4.4 sowie die Tabellen A.l bis A.3 im Anhang dieser Arbeit. ' " Siehe Fama/French (2001), S. 6-7. •^^ In der Zeitperiode 1978-82 (1993-98) erzielten IPO-Untemehmen durchschnitdich $0,16 ($0,02) Gewinn pro Einheit des bilanziellen Eigenkapitals. Dagegen erwirtschaftete die Gesamtheit der borsennotierten Untemehmen durchschnitdich $0,14 ($0,11) Gewinn pro Einheit des bilanziellen Eigenkapitals. Vgl. Fama/ French (2001), S. 12-13. '^^ Vgl. Fama/French (2001), S. 26-28. •^^ Vgl. Fama/French (2001), S. 38-39.

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2 Rechtliche und institutionelle Grundlagen

Dieses Ergebnis steht im Einklang mit der Untersuchung von Grullon/Michaely (2002) ftir den US-amerikanischen Aktienmarkt, nach deren Erhebung 87,9 % des gesamten Ausschiittungsvolumens im Zeitraum 1972-2000 auf Untemehmen entfallen, die gleichzeitig Dividende zahlen. Die restlichen 12,1 % sind Untemehmen, die ausschliefilich Aktienriickkaufe durchfuhren/'*^ Allerdings ubertrifft nach Abbildung 2.1 ab 1999 das gesamte (angektindigte) Ruckkaufvolumen die Summe der gezahlten Dividenden. Ebenso spiegelt sich seit Ende der neunziger Jahre des vorherigen Jahrhunderts die Bedeutung von Aktienriickkaufen in der Anzahl der riickkaufenden Untemehmen wider. Abbildung 2.2 verdeutlicht diese Entwicklung.'"^^ Zur Gmppe der Aktienriickkaufer gehoren vor allem Untemehmen, die erstmals eine Ausschiittung nach 1972 vomahmen.^"^^ Die Beobachtungen von Blouin et al. (2004) und von Brown/LiangAVeisbenner (2004) weisen jedoch darauf hin, dass nach dem Inkrafttreten des Jobs and Growth Tax Relief Reconciliation Act of 2003 die Ruckkaufaktivitaten US-amerikanischer Untemehmen zuruckgingen.

Abbildung 2.1: Entwicklung von Dividendenzahlungen und Aktienriickkaufen auf dem USamerikanischen Kapitalmarkt im Zeitraum 1972 bis 2000

1972 1975 1978 1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 Year ~-«-~ ToUil Ptyout Ratio ••-»- Dividend Payout Ratio —•— Repurchase Payout Ratio

Quelle: Grullon/Michaely (2002), S. 1656.

Vgl. Grullon/Michaely (2002), S. 1659. Nach Kenntnis der Autorin existieren bisher keine vergleichbaren Darstellungen fUr den deutschen Kapitalmarkt. "*^ Vgl. GrullonMichaely (2002), S. 1660-1661.

2 Rechtliche und institutionelle Grundlagen

47

Abbildung 2.2: Verteilung US-amerikanischer Untemehmen anhand der genutzten Ausschuttungsinstrumente im Zeitraum 1972 bis 2000

1972 1975 1978 1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999

—•— Proportion of Finns that payout only with dividends —»— Proportion of firms that payout with dividends and repurchases — • - - Proportion of firms that payout only with repurchues

Quelle: GruUon/Michaely (2002), S. 1661. In Anlehnung an Lintner (1956) fuhrten Brav/Graham/Harvey/Michaely (2005) im ersten Halbjahr 2002 eine Befragungsstudie uber das Ausschiittungsverhalten bei 384 US-amerikanischen Untemehmen durch. Dabei werden neben den Faktoren, die der Dividendenentscheidung zugrunde liegen, ebenfalls die Rahmenbedingungen flir die Durchfuhrung von Aktienrlickkaufen ermittelt. Den wichtigsten Vorteil von Aktienriickkaufen gegentiber Dividenden sehen die befragten Manager in der flexiblen Einsetzbarkeit. Deshalb werden Aktienriickkaufe insbesondere genutzt, um temporar vorhandene groBe Bestande an unbenotigten Barmittel auszuschutten.'^"^ Im Gegensatz dazu wird die Dividendenentscheidung von dem Stabilitatsgrad der zukiinftigen Gewinne beeinflusst, da die Manager weiterhin die von Lintner (1956) dokumentierte Dividendenkontinuitat anstreben. Allerdings ist sie nicht mehr von einer festgelegten Zielausschiittungsquote abhangig. So beabsichtigen z.B. annahrend 40 % der befragten Manager, die Dividende pro Aktie konstant zu halten.^"^^ Wahrend Aktienriickkaufe regulare Dividenden bei dividendenzahlenden Untemehmen nicht ersetzen, gelten sie als Substitut fur Dividendenerhohungen.'^^ Brav et al. (2005) weisen daraufhin, dass die un-

So auch in Jagannathan/Stephens/Weisbach (2000), S. 374-375. Vgl. Brav et al. (2005), S. 501-502. ' Vgl. hierzu auch Grullon/Michaely (2002), S. 1665-1670.

48

2 Rechtliche und institutionelle Grundlagen

flexible Dividendenentscheidung einerseits und die flexibel durchfuhrbaren Aktienriickkaufe andererseits einen erheblichen Erklarungsbeitrag fiir die Dominanz der Riickkaufe leisten. Pellens/Gassen/Richard (2003) uberprufen, inwieweit die Erkenntnisse tiber das Ausschtittungsverhalten US-amerikanischer Untemehmen trotz der unterschiedlichen rechtlichen und institutionellen Rahmenbedingungen auch auf den deutschen Kapitalmarkt ubertragbar sind. Aufgrund von Befragungen deutscher Untemehmensvertreter stellen sie fest, dass Aktienriickkaufe im Rahmen der Ausschiittungspolitik eine wesentlich geringere Rolle spielen als auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt/"^^ Wichtige Einflussfaktoren auf die Dividendenentscheidung

sind

in

Ubereinstimmung

mit

US-amerikanischen

Studien

die

Marktkapitalisierung und die Ertragskraft. Weiterhin hangt die Dividende von dem rechtlich unbedeutenden Konzemtiberschuss, der Dividende der Vorperiode und dem frei verfugbaren Cash flow ab.

2.6

Zusammenfassung

Dieses Kapitel stellt wichtige Rahmenbedingungen von Ausschlittungsentscheidungen auf dem deutschen, auf dem US-amerikanischen und auf dem britischen Kapitalmarkt vor. Unterschiede zwischen diesen Kapitalmarkten bestehen u.a. in den Ausschiittungsregeln, in den vorhandenen Steuersystemen und in der Haufigkeit der im Kalenderjahr anfallenden Dividendenzahlungen. In alien drei Landem unterliegen Dividenden gegeniiber Kursgewinnen in der Regel einer hoheren steuerlichen Belastung bei Privatanlegem. Allerdings besitzt die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen auf dem deutschen Kapitalmarkt in der Regel ein wesentlich groBeres AusmaB als auf dem US-amerikanischen oder britischen Kapitalmarkt im betrachteten Zeitraum von 1968 bis 2002. Zudem wurde festgestellt, dass mitunter bedeutende Anderungen in den steuerlichen Belastungen von Dividendeneinkiinften und Kursgewinnen bei deutschen Privatanlegem und Kapitalgesellschaften sowie bei auslandischen Anlegem im Untersuchungszeitraum vorliegen. Ebenso steigt der abgeleitete Indifferenzsteuersatz, bei welchem der Anleger indifferent zwischen der Einbehaltung und Ausschiittung der Gewinne ist, mit der Einfuhrung des Korperschaftsteueranrechnungsverfahrens von 37,1 % auf 56 % und sinkt danach moderat auf 42,2 %. Aus dem Inkrafttreten des Halbeinkiinfteverfahrens resultiert ein Indifferenzsteuer-

Einige Manager stellen sogar die Funktionsweise von Aktienriickkaufen als Ausschuttungsinstrument in Frage. Vgl. Pellens/Gassen/Richard (2003), S. 317.

2 Rechtliche und institutionelle Grundlagen

49

satz von Null. Der Vergleich zwischen den steuerlichen Merkmalen der betrachteten Anleger und dem Indifferenzsteuersatz zeigt, dass innerhalb des Untersuchungszeitraums einige Anleger eine steuerlich induzierte Praferenz fur Dividendenausschiittungen besaBen, wahrend fur andere die Thesaurierung von Gewinnen vorteilhaft war. Empirische Untersuchungen fur den US-amerikanischen Kapitalmarkt weisen auf eine Zunahme der Intensitat von Ruckkaufaktivitaten vor allem in den neunziger Jahren des vergangenen Jahrhunderts hin. Demgegeniiber scheinen Aktienriickkaufe auf dem deutschen Kapitalmarkt bisher eine geringe Rolle zu spielen. Generell ist die Bedeutung von Aktienriickkaufen als Alternative zu Dividendenzahlungen im Rahmen von Ausschiittungsentscheidungen umstritten.'^«

In den nachfolgenden Ausfuhrungen bezieht sich der Terminus „Ausschuttungen" grundsatzlich nur noch auf Dividendenzahlungen.

51

3

Theoretische Erklarungsansatze

Den Ausgangspunkt dieses Kapitels bildet das von Miller und Modigliani (1961) unter stark vereinfachenden Annahmen abgeleitete Modell zur Irrelevanz der Dividendenpolitik fiir den Marktwert der Untemehmung (Abschnitt 3.1). Die im Anschluss daran vorgestellten Erklarungsansatze iiber den Einfluss von Dividenden auf den Marktwert und auf die Rendite des Eigenkapitals von Aktiengesellschaften beruhen insbesondere auf der Existenz von Steuem (Abschnitt 3.2). Da der Schwerpunkt der vorliegenden Arbeit auf der Erklarung des Zusammenhangs zwischen Aktienrenditen und Dividenden liegt, bildet die Erweiterung des Standard-CAPMs um die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen einen besonders wichtigen Teil dieser Diskussion (Abschnitt 3.2.2). Das Kapitel endet mit einem Uberblick iiber die wichtigsten altemativen Theorien bezuglich einer optimalen Dividendenpolitik (Abschnitt 3.3).

3.1

Das Miller-Modigliani-Modell

Die neoklassische Finanzierungstheorie wurde in erheblichen Umfang von den Arbeiten der beiden spateren Nobelpreistrager Merton Miller und Franco Modigliani gepragt. Nur wenige Jahre nach ihrem bahnbrechenden Aufsatz zur Irrelevanz der Kapitalstruktur fur den Unternehmenswert^ veroffentlichten sie im Jahre 1961 eine Untersuchung tiber den Einfluss der Dividendenpolitik bei einer rein eigenfinanzierten Untemehmung. Unter die Realitat stark vereinfachenden Annahmen analysieren sie die Auswirkung einer Veranderung der Dividendenpolitik auf den Marktwert dieser Untemehmung. Insbesondere unterstellen sie einen vollkommenen Kapitalmarkt, rationales Verhalten der Marktteilnehmer und vollstandige Sicherheit. Das Annahmebiindel „vollkommener Kapitalmarkt" beinhaltet ublicherweise, dass keine Transaktionskosten anfallen, alle Anleger den gleichen und kostenlosen Zugang zu alien relevanten Informationen iiber die Untemehmen besitzen und dass alle Handelsakteure Preisnehmer sind. Im Hinblick auf die Existenz von Steuem unterstellen sie, dass thesaurierte und ausgeschuttete Gewinne auf Untemehmensebene ebenso wie Dividenden und Kursgewinne auf Anlegerebene den gleichen Steuersatzen unterliegen.-^

Siehe Modigliani/Miller (1958) und die Verallgemeinerung von Stiglitz (1974). Vgl. hierzu Fama/Miller (1972), S. 21. Im Allgemeinen wird zusatzlich eine Nichtexistenz von Steuern jeglicher Art in das Annahmebundel aufgenommen. Vgl. u.a. CopelandAVeston/Shastri (2005), S. 353. Die Gleichbesteuerung der genannten Renditebestandteile hat zur Folge, dass sich steuerliche Aspekte nicht auf die von Miller/Modigliani (1961) abgeleiteten Ergebnisse auswirken.

52

3 Theoretische Erklarungsansatze

Miller/Modigliani (1961) zeigen, dass unter den genannten Annahmen und bei einem gegebenen Investitionsprogramm der Marktwert des Eigenkapitals unabhangig von der geplanten Dividendenpolitik der Untemehmung ist."^ Dieser wird ausschlieBlich von ihrer Investitionspolitik bestimmt. Eine wichtige Rolle im Modell von Miller/Modi gliani (1961) spielt, dass als Folge der Beschrankung auf eine rein eigenfinanzierte Untemehmung Neuinvestitionen nur durch thesaurierte Gewinne oder durch Aktienemissionen finanziert werden konnen. Ersatzinvestitionen werden dagegen durch „Finanzierung aus Abschreibungen" bestritten. In jeder Periode steht maximal die Differenz zwischen dem erwirtschafteten Gewinn und den fiir Investitionszwecke benotigten finanziellen Mitteln^ fiir Dividendenzahlungen zur Verfiigung. Ubersteigt in einer Periode das angestrebte Dividendenvolumen diesen Betrag, mtissen zusatzHche Finanzmittel am Kapitalmarkt aufgenommen werden. Hierfur bieten sich beispielsweise die Erhohung des Eigenkapitals durch die Ausgabe neuer Aktien und, bei Einbeziehung von Fremdfinanzierung in das Modell, die Kreditaufnahme an. In Deutschland erfolgt eine Eigenkapitalaufnahme haufig iiber eine ordentliche oder im Zug einer genehmigten Kapitalerhohung. Wahrend im Miller-Modigliani-Modell die neuen Aktien durch ein „General cash offer" ausgegeben werden, fuhren deutsche Untemehmen haufig Aktienemissionen auf Basis von „Right issues" durch. Die beiden Verfahren unterscheiden sich insbesondere dahingehend, dass beim letztgenannten die Altaktionare ein handelbares Bezugsrecht erhalten und die Aktien zu einem niedrigeren Preis als dem gegenwartigen Borsenkurs ausgegeben werden. Dieser Unterschied hat jedoch keine Auswirkung auf die weitere Argumentation.^ Da bei der Eigenkapitalerhohung^ die Anzahl der ausstehenden Aktien steigt, sinkt in den darauffolgenden Jahren der Anteil am Gewinn pro Aktie. Die Aktie verliert an Wert. Unter den getroffenen Annahmen fallt der Aktienkurs im Zeitpunkt der Ausschiittung genau um den Betrag der gezahlten Dividende. Die Gesamtrendite, die sich aus der Dividendenrendite und

Auf die Wiedergabe der formelmaBigen Ableitung dieser Aussage wird an dieser Stelle verzichtet, da sie in vielen Lehrbiichern der Finanzierungstheorie dargestellt und erlautert wird. Vgl. u.a. CopelandAVeston/ Shastri (2005), S. 646-649, RossAVesterfield/Jaffe (2005) S. 504-509, aber auch den Originalaufsatz von Miller/Modigliani (1961), S. 412-414. Die Differenz zwischen erzieltem Gewinn und Investitionsausgaben wird oft auch als „Free cash flow" bezeichnet. Vgl. u.a. Jensen (1986). Vgl. u.a. Hartmann-Wendels (1986), S. 13-15. Die Argumentation erfolgt bei Aufnahme eines Kredits analog. Aufgrund der unterstellten vollstandigen Sicherheit ist die geforderte Rendite der Fremd- und Eigenkapitalgeber gleich hoch. Vgl. Lease/John/Kalay/ Loewenstein/Sarig (2000), S. 37-42.

3 Theoretische Erklarungsansatze

53

der Kursrendite zusammensetzt, ist unabhangig von der Dividendenrendite.^ Aufgrund der Gleichwertigkeit von Dividenden und Kursgewinnen ftir den Anteilseigner hat die Ausschtittungspolitik keinen Einfluss auf den gegenwartigen Aktienkurs und die geforderte Aktienrendite. Solange die Dividendenpolitik keine Auswirkungen auf die Investitionspolitik des Unternehmens hat, besitzen Dividendenerhohungen und -senkungen keinen Einfluss auf die Vermogensposition der Anteilseigner. Auch ftir den Fall der Unsicherheit gilt nach Ansicht von Miller/Modigliani (1961) das Irrelevanztheorem.^ Demgegeniiber vertritt Gordon (1963) die Meinung, dass die Aktionare eine Zahlung von Dividenden der Investition dieser Barmittel in ein Projekt mit zukUnftigen unsicheren Auszahlungen vorziehen. Nach seiner Meinung diskontieren Aktionare Dividenden, die erst spater im Zeitverlauf anfallen, aufgrund der hoheren Unsicherheit mit einem hoheren Zinssatz.'^ Demnach sollten Aktiengesellschaften mit hohen Ausschtittungsquoten gegentiber solchen mit niedrigeren Ausschtittungsquoten hohere Marktwerte besitzen. Allerdings ist diese Argumentation bei einem vorab festgelegten Investitionsprogramm nicht schlussig. Wahrend bei einer intemen Finanzierung der Investitionsprojekte durch einbehaltene Gewinne die (Alt-)Aktionare die Unsicherheit d6r zukunftigen Ruckflusse tragen, verteilt sich diese nach gezahlter Dividende und gleichzeitig durchgefiihrter Kapitalerhohung auf „neue" und „alte" Aktionare. Da bei unterstellten homogenen Erwartungen beide Aktionarsgruppen die zukunftigen Investitionseinzahlungen gleich hoch bewerten, ist der Untemehmenswert unabhangig von der Dividendenpolitik.^' Das Irrelevanztheorem von Miller und Modigliani steht im Einklang mit dem Capital Asset Pricing Model (CAPM) nach Sharpe (1964), Lintner (1965) und Mossin (1966)'^ dem ebenfalls die Annahme eines vollkommen Kapitalmarktes und rationales Anlegerverhalten zugrunde liegen. Entsprechend dem CAPM hangt die erwartete Rendite einer Aktie oder eines Portefeuilles ausschlieBlich von der Marktrisikopramie ab. Die Starke des Zusammenhangs wird

In dem umgekehrten Fall, dass der angestrebte Dividendenbetrag niedriger als die vorhandenen Residualmittel ist, konnen Aktienriickkaufe durchgefuhrt werden. Dadurch steigt der Aktienkurs und demzufolge der realisierbare Kursgewinn. Siehe Miller/Modigliani (1961), S. 426-429. Einen impliziten Beweis dieser Aussage geben u.a. Litzenberger/van Home (1978). Vgl. Gordon (1963), S. 266-267. Vgl. auch Lease et al. (2000), S. 42-43. In den weiteren Ausfuhrungen wird das CAPM nach Sharpe (1964), Lintner (1965) und Mossin (1966) auch als Standard-CAPM bezeichnet.

54

3 Theoretische Erklarungsansatze

vom systematischen Risiko, dem so genannten Betafaktor, der Aktie oder des Portefeuilles bestimmt. Ftir den Anleger ist es dabei unerheblich, ob die Rendite durch Dividenden oder Kursgewinne erzielt wird.

3.2

Erklarungsmodelle auf Basis der auf Unternehmensebene und/oder auf Anlegerebene erhobenen Steuern

In Abweichung von der Annahme des Miller-Modigliani-Modells unterliegen thesaurierte und ausgeschtittete Gewinne auf Unternehmensebene ebenso wie Kursgewinne und Dividenden auf Anlegerebene auf realen Kapitalmarkten in der Regel unterschiedlichen steuerlichen Belastungen. Folglich stellt sich die Frage, ob die aufgezeigte Irrelevanz der Dividendenpolitik auch unter diesen Gegebenheiten gilt. Mit den Auswirkungen einer steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen auf den Marktwert des Eigenkapitals und auf die geforderte Aktienrendite beschaftigt sich dieser Abschnitt ausfiihrlich.

3.2.1 Optimale Finanzierungspolitik bei Existenz von Steuern Der Ausgangspunkt ftir das Modell von Litzenberger/van Home (1978), welches das MillerModigliani-Modell um die Moglichkeit der Fremdfinanzierung, unsichere Erwartungen und Steuern erweitert, ist das auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt damals und zur Zeit geltende klassische Korperschaftsteuersystem. Die Belastung einbehaltener und ausgeschiitteter Gewinne auf Unternehmensebene mit einem einheitlichen Korperschaftsteuersatz bewirkt gemeinsam mit der auf Anlegerebene erhobenen Einkommensteuer eine Doppelbesteuerung von Dividendenzahlungen. Dies fuhrt unter der Annahme, dass Kursgewinne auf Anlegerebene nicht der Besteuerung unterliegen, zu einer hoheren steuerlichen Belastung von Dividenden gegentiber Kursgewinnen und gegeniiber Zinsen. Bei Einhaltung des vorab festgelegten Investitionsprogramms wird eine Steigerung der Dividendenzahlungen, wobei der zusatzliche Betrag durch eine Aktienemission oder durch eine Fremdkapitalaufnahme bereit gestellt werden muss, eine Senkung des Untemehmenswerts verursachen. Ftir den Fall, dass die marginalen Steuersatze der meisten Anleger den Korperschaftsteuersatz unterschreiten, besitzt zudem die Fremdfinanzierung gegentiber der Eigenfinanzierung Steuervorteile.^^ Die Doppelbesteuerung von Dividenden kann durch die Anwendung eines Korperschaftsteueranrechnungsverfahrens, wie es auf dem deutschen Kapitalmarkt im Zeitraum 1977 bis 2000

^^ Zur formalen Herleitung siehe Litzenberger/van Home (1978), S. 740-744.

3 Theoretische Erklarungsansatze

55

bestand, beseitigt werden. Gleichzeitig entfallt mit der Anrechnung der bereits auf Untemehmensebene abgefuhrten Korperschaftsteuem auf Dividendenzahlungen im Rahmen der Ermittlung der anlegerindividuellen Einkommensteuerschuld deren steuerliche Benachteiligung gegentiber Zinsen. Diese Aussage geht allerdings implizit davon aus, dass Anleger steuerehrlich sind und demzufolge keine Steuem hinterziehen. Bay/Stehle (1990) gehen davon aus, dass die Einfuhrung des Anrechnungsverfahrens in Deutschland eine Steigung der Aufrichtigkeit der Anleger hinsichtlich der Angabe von Dividendeneinkiinften gegentiber Finanzamtem bewirkt hat. Dagegen vermuten sie ein erhebliches AusmaB der Steuerhinterziehung bei Zinseinkunften/"^ Dieses asymmetrische Verhalten der Anleger im Hinblick auf Steuerhinterziehungen kann eine steuerliche Praferenz fiir Zinszahlungen hervorrufen und somit die grundsatzliche Finanzierungsneutralitat des Korperschaftsteuersystems mit Vollanrechnung aufheben. Unter den steuerlichen Rahmenbedingungen eines vollstandigen Anrechnungsverfahrens zeigen Litzenberger/van Home (1978) formal, dass die Dividendenpolitik einer einzelnen Unternehmung keinen Einfluss auf ihren Marktwert ausubt, wenn der marginale Einkommensteuersatz des Grenzanlegers fur Dividenden (sdi) gleich dem Korperschaftsteuersatz fiir einbehaltene Gewinne (s^e) ist. Der Grenzanleger ist indifferent beziiglich Kursgewinnen und Dividenden.^^ Anleger mit marginalen Steuersatzen, die den Korperschaftsteuersatz unterschreiten, werden Aktien mit hohen Dividendenzahlungen starker als der Grenzanleger nachfragen, wahrend Anleger mit marginalen Steuersatzen Uber dem Korperschaftsteuersatz hauptsachlich Aktien von nicht oder gering dividendenzahlenden Untemehmen besitzen werden. Da jedoch die Anteilseignerstruktur an sich keinen Einfluss auf den Marktwert einer Untemehmung hat, ist dieser unabhangig von der Dividendenpolitik.^^ Allerdings besteht fiir die Gesamtheit der Untemehmen eine optimale Dividendenquote. Das Modell von Litzenberger/van Home (1978) stellt auch eine Erweitemng des von Miller (1977) entwickelten Gleichgewichtsmodells zur Irrelevanz der Kapitalstmktur fur den Untemehmenswert bei Existenz von Korperschaftsteuem auf Untemehmensebene und einem progressiv gestalteten Einkommensteuertarifs auf Anlegerebene dar. Den Ableitungen von

Siehe Lang/NohrbaB/Stahl (1997) zum geschatzten Umfang von Steuerhinterziehungen deutscher Haushalte im Jahr 1994. Bay/Stehle (1990) fuhren eine analoge Betrachtung unter besonderer Berucksichtigung der steuerlichen Gegebenheiten des deutschen Kapitalmarkts durch. Vgl. die Ausfuhrungen zu Steuerklientel-Effekten im Abschnitt 3.2.4.

56

3 Theoretische Erklarungsansatze

Miller (1977) liegt eine gegebene Dividendenpolitik und die Annahme zugrunde, dass Einkiinfte aus dem Aktienbesitz steuerfrei sind, wahrend die Zinseinktinfte aus dem Anleihebesitz der Einkommensteuer unterliegen.^^ Nach seinen Ausftihrungen entsteht ein Gleichgewicht, wenn der marginale Einkommensteuersatz des Grenzanlegers auf Zinsen dem einheitlichen Korperschaftsteuersatz auf einbehaltene und ausgeschiittete Gewinne entspricht. Demzufolge existiert zwar fur die Gesamtheit der Untemehmen ein optimaler Verschuldungsgrad, aber nicht fiir das einzelne Untemehmen. ^^ Dem Modell von Litzenberger/van Home (1978) konnte altemativ auch das in Deutschland vor 1977 geltende Korperschaftsteuersystem mit gespaltenem Tarif zugmnde gelegt werden, wobei auf thesaurierte Gewinne ein hoherer Steuersatz zur Anwendung kommt als auf ausgeschiittete Gewinne. Unter der Bedingung, dass Kursgewinne auf Anlegerebene weiterhin steuerfrei sind, wurde im Gleichgewicht fiir die optimale Dividendenpolitik gelten, dass die Differenz zwischen dem Korperschaftsteuersatz auf einbehaltene und auf ausgeschiittete Gewinne^^ gleich dem marginalen Einkommensteuersatz des Grenzanlegers ist. Allerdings kann das Modell die Existenz von Dividenden nicht erklaren, da bei Giiltigkeit dieses Steuersystems die Fremdfinanziemng stets vorteilhafter als die Eigenfinanziemng ist. Die Erweitemng des Modells von Litzenberger/van Home (1978) auf das im Jahr 2001 eingefiihrte Halbeinkiinfteverfahren wiirde eine optimale Dividende von null implizieren, so lange der Grenzanleger einen marginalen Steuersatz groBer null hat. Nicht benotigte finanzielle Mittel konnten theoretisch uber Aktienriickkaufe an die Anteilseigner transferiert werden. Falls die Untemehmen von dieser optimalen Dividendenstrategie abweichen, bestimmt der marginale Steuersatz des Grenzanlegers den Dividendenabschlag am Ausschiittungstag. Unter den steuerlichen Rahmenbedingungen des Halbeinkiinfteverfahrens gilt im Gleichgewicht ohne Dividenden fiir die optimale Fremdfinanziemngsquote, dass der marginale Einkommensteuersatz des Grenzanlegers (fiir Zinsen) gleich dem Korperschaftsteuersatz ist. Auf Anlegerebene sind Zinsen gegeniiber Dividenden ab einem Grenzsteuersatz von 40 % steuerlich benachteiligt.

'^ Die Steuerfreiheit der Einkiinfte aus dem Aktienbesitz ist jedoch keine notwendige Bedingung fur die Einstellung des Gleichgewichts. Allerdings muss ihre steuerliche Belastung wesentlich niedriger als bei Zinseinkunften ausfallen. Siehe Miller (1977), S. 270. '^ Vgl. Miller (1977), S. 268-271. "

Hierbei ist die jeweils effektive Belastung und nicht der gemilderte Korperschaftsteuersatz auf ausgeschiittete Gewinne in Hohe von 15 % im Zeitraum 1968 bis 1976 einzubeziehen. Siehe Abschnitt 2.3.1.

3 Theoretische Erklarungsansatze

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3.2.2 Erweitung des Standard-CAPMs 3.2.2.1 Das Steuer-CAPM von Brennan (1970) Durch die Einfuhrung eines Steuersystems mit unterschiedlichen Steuersatzen fur Kursgewinne und Dividenden sowie zusatzlich fur Zinsen wird die Portefeuillebildung der Anleger im Vergleich zum Standard-CAPM verandert. An die Stelle von Vorsteuerrenditen als Entscheidungsparameter fiir die Portefeuillezusammenstellung treten Nachsteuerrenditen. Dadurch verschieben sich die fiir die Anleger realisierbaren effizienten Rendite-Risiko-Kombinationen. Auf einem Kapitalmarkt ohne Steuem ist fiir alle Anleger die gleiche Menge an Portefeuilles effizient. Im Gegensatz dazu unterscheiden sich die verfiigbaren effizienten Portefeuilles einzelner Anleger bei einer differenzierten Besteuerung der Kapitaleinkiinfte.^ Die Irrelevanz der Renditebestandteile im Rahmen des Standard-CAPMs wird somit aufgehoben. Brennan (1970) erweitert das CAPM zu einem Kapitalmarktgleichgewichtsmodell, das die individuelle Einkommensteuerbelastung der Anleger einbezieht. Dazu unterstellt er einen aus / risikoaversen Anlegem bestehenden Kapitalmarkt, auf dem n risikobehaftete und ein risikoloses Wertpapier gehandelt werden. Der gegenwartige Preis des mit 0 bezeichneten risikolosen Wertpapiers ist auf eins gesetzt. Jeder Anleger / nutzt seine vorhandene Anfangsausstattung vollstandig, um zu Beginn der Periode aus den n+1 verfiigbaren Wertpapieren ein Portefeuille zu bilden, das nach dem Bemoulli-Entscheidungsprinzips seinen erwarteten Nutzen maximiert. Die individuellen von Neumann-Morgenstem-Nutzenfunktionen weisen einen monoton steigenden streng konkaven Verlauf auf und hangen vom Portefeuilleendwert^' nach Steuem am Ende der Periode ab. Die Portefeuilles werden analog zur Pramisse des Standard-CAPMs nur fur eine Periode gehalten. Das dem Modell zugrunde gelegte Steuersystem ist durch eine proportionale Besteuerung von Zinsen, Dividenden und Kursgewinnen charakterisiert. Die Dividenden- und Zinseinkiinfte des Anlegers / werden einheitlich mit dem marginalen Steuersatz s^^ belastet. Im Gegensatz dazu entfallt auf seine erzielten Kursgewinne der marginale Steuersatz s^.. Diese marginalen Steuersatze des Anlegers / konnen von den jeweils entsprechenden Steuersatzen anderer Anle-

Konig (1990) leitet Bedingungen fiir die Identitat der Menge effizienter Portefeuilles vor und nach Steuern auf dem deutschen Kapitalmarkt ab. Vgl. Konig (1990), S. 73-88. Wiese (2003) passt diese Bedingungen an die Gegebenheiten des aktuell geltenden Halbeinkiinfteverfahrens an. Der Begriff Portefeuilleendwert umfasst alle RuckflUsse des Anlegers aus dem gehaltenen Portefeuille, wie Zinsen, Dividenden und erzielte Verkaufserlose. Er entspricht somit dem Portefeuilleendvermogen.

58

3 Theoretische Erklarungsansatze

ger abweichen. Bei Unterstellung eines linearen Steuertarifs ist der marginale Steuersatz eines Anlegers / allerdings unabhangig von der Hohe des zu versteuemden Gesamteinkommens und entspricht somit dem Durchschnittssteuersatz. Die (weiteren) Annahmen des vollkommenen Kapitalmarktes, z.B. das Vorliegen einer symmetrische Informationsverteilung, bleiben vorerst erhalten. Zudem besitzen alle Anleger homogene Erwartungen bezuglich der Auspragungen der Endpreise der n Aktien. Die folgenden Ausfuhrungen stellen die von Brennan (1970) durchgefuhrten Schritte zur Ableitung eines Marktgleichgewichts bei Existenz von Einkommensteuem verkiirzt dar. Unter der Annahme, dass der Portefeuilleendwert bzw. die Portefeuillerendite nach Steuem normalverteilt ist,^^ hangt der erwartete Nutzen des Anlegers / einzig von dem Erwartungswert und der Varianz des Portefeuilleendwerts bzw. der Portefeuillerendite^^ nach Steuem ab. Demnach kann die Maximierung des erwarteten Nutzens des Anlegers / durch die Maximierung der nachstehenden Praferenzfunktion Ut abgebildet werden: U,=U,{E{V,),af)

V/=!,...,/,

wobei

U,: = ^ ^ > 0 und f/,/ =—7<0 / ^' a£(V;.) " da^

mit:

Eiy^) : erwarteter Endwert nach Steuem des Portefeuilles von Anleger / am Periodenende (jf

(3.1)

: Varianz des Portefeuilleendwerts nach Steuem von Anleger /.

Die angegebenen Praferenzfunktionen der Anleger sind abhangig vom Erwartungswert und der Varianz des Portefeuilleendwerts nach Steuem (am Ende der Periode). Der erwartete Nutzen wachst mit steigendem erwarteten Portefeuilleendwert bei gleichbleibender Varianz, wah-

^^ Die Alternative zur Annahme normalverteilter Portefeuilleendwerte und -renditen nach Steuern ist die Unterstellung quadratischer Nutzenfunktionen der Anleger. Die Kapitalmarkttheorie gibt generell der Normalverteilungsannahme den Vorzug, da quadratische Nutzenfunktionen unplausible Eigenschaften aufweisen, wie eine steipende absolute Risikoaversion. Zudem sinkt ab dem Scheitelpunkt der erwartete Nutzen bei steigenden E{V.)\xnd gleichbleibenden a]. Vgl. u.a. Elton/Gruber/Brown/Goetzmann (2003), S. 219-220. ^^ Der Portefeuilleendwert und die Portefeuillerendite stehen in einer eindeutigen Beziehung zueinander, da jeder Anleger eine bestimmte unveranderbare Anfangsausstattung besitzt, die er voilstandig am Kapitaimarkt investiert. ^'^ Fiir normalverteilte Portefeuilleendwerte nach Steuern, V., gilt, wenn t/\(V^)>0 (steigende Nutzenfunktion), dann a£:[(/,(\^)iyav; > 0 und wenn L^". (V|)<0 (konkav verlaufende Nutzenfunktion), dann dE[V,{V,)lldcT; < 0. Vgl. Rubinstein (1973), S. 613-615.

3 Theoretische Erklarungsansatze

59

rend er mit steigender Varianz bei einem gleichbleibendem erwarteten Portefeuilleendwert fallt. Der erwartete Portefeuilleendwert nach Steuem des Anlegers /, E(V.), bestimmt sich aus der Summe der erwarteten Einzelriickflusse:

EiV^ )=X [Ei^j) -{Ei^j) - Pj )^,, + d^ (1 - 5,, )]x, + [^ -

fe-1).J^o,

(3.2)

V / = 1,...,/ mit:

Ei/Tj): erwarteter Preis von Aktiey (/ = 1, ..., n) am Periodenende Pj

: Anschaffungspreis von Aktiey (j = 1, ..., n)

dj

: deterministische (End-)Dividende von Aktiey (j = 1, ..., n)

Xj-

: Anzahl der Aktiey (j = 1, ..., n) im Portefeuille von Anlegers / ( / = ! , . . . , / )

q

: deterministischer Endpreis des risikolosen Wertpapiers 0

JCQ,

: Anzahl des risikolosen Wertpapiers 0 im Portefeuille von Anleger / (/ = 1, ..., /)

und die Varianz des Portefeuilleendwerts nach Steuem aus:

'^'=ZI^**.**,(l-^J' 7=1

mit:

(3.3)

k=\

CTji^ : Kovarianz zwischen Aktiey und k(j = 1, ..., n; k = I, ..., n).

Die Varianz des Portefeuilleertrags wird entsprechend der Gleichung (3.3) nicht durch die aktienspezifischen Dividendenrenditen beeinflusst, da diese annahmegemaB bereits bei der Portefeuillebildung zu Beginn der Periode bekannt ist. Die Anleger besitzen zu Beginn der Periode ein Portefeuille als Anfangsausstattung, das jeweils aus einer bestimmten Kombinationen der n+1 Wertpapiere besteht. Bei der zur Erreichung der angestrebten Portefeuillezusammensetzung notwendigen Umschichtung durch Handel auf dem Kapitalmarkt unterliegt jeder der / Anleger seiner Budgetrestriktion:

ZP;kv-4)+k-4)=0

(3.4)

60 mit:

3 Theoretische Erklarungsansatze ^°

: Anfangsausstattung von Anleger / (/ = 1,..., /) mit der Aktiej (j = 1,..., n)

XQ.

: Anfangsausstattung von Anleger / (/ = 1,..., /) mit dem risikolosen Wertpapier 0.

Die Anleger unterliegen keinen Beschrankungen bei der Durchfuhrung von Leerverkaufen, die durch negative Werte von Xj^ und XQ^ gekennzeichnet sind. Aus der Maximierung der Praferenzfunktion (3.1) des Anleger / unter Einhaltung der Budgetrestriktion (3.4) als Nebenbedingung ergibt sich mit Hilfe des Lagrange-Ansatzes seine optimale Portefeuillezusanmiensetzung:

k=l

U ~ ^ai )

yj=l...,n. Zur Vereinfachung definiere:

(3.5) w, =

—. 2 U,,

Der Term w. ist ein MaB fur die (globale) Risikotoleranz des Anlegers / im Gleichgewicht^^ und hangt von der individuellen Grenzrate der Substitution zwischen dem Erwartungswert und der Varianz des Portefeuilleertrags ab. Die aus den n Gleichungen in (3.5) resultierende Zusammensetzung des Gleichgewichtsportefeuilles des Anlegers / wird wesentlich von seiner Risikotoleranz w. sowie seinen marginalen Steuersatzen 5^, und s^. beeinflusst. Die Einstellung eines Marktgleichgewichts erfordert zum einen, dass alle Anleger ihre optimalen Portefeuilles halten. Zum anderen muss die gesamte Nachfrage dem gesamten Angebot der Wertpapiere entsprechen. Der Markt ist fur jedes der n+1 Wertpapiere geraumt, wenn die nachfolgende Bedingung erfUllt ist:

^^ Die Risikotoleranz entspricht dem Kehrwert der absoluten Risikoaversion nach der Definition von Pratt (1964) und Arrow (1971). Vgl. u.a. Cass/Stiglitz (1970).

3 Theoretische Erklarungsansatze

61

Z^;< = Z4=^;

(3.6)

Vj = 0, ...,«/' Formal fiihrt die Addition der individuellen Gleichgewichte (3.5)^^ unter Beriicksichtigung von (3.6) zum Marktgleichgewicht:

htT^* xt = [E(7r^)+d^-qp]- 5,[E(7r,)-p,]V7 = 0

wobei

h=

S,[d^-p,{q-l)]

(3.7)

n.

t^ii-s,.r

S=h

'd-^.r

S.=/i

i^a-s„y

Die Steuerparameter S^ und S^ stellen gewichtete Mittelwerte der marginalen Steuersatze 5^, und 5^, der / am Markt handelnden Anleger dar. Als Gewichte dienen dabei die Verhaltnisse der anlegerindividuellen Risikotoleranz w. zur durchschnittlichen Risikotoleranz des Marktes. Unter der Bedingung, dass die Nutzenfunktionen der Anleger die Eigenschaften einer sinkenden absoluten Risikoaversion und einer nicht steigenden relativen Risikoaversion abbilden, werden die Steuerparameter starker von den Grenzsteuersatzen der Anleger mit hoherem Vermogen beeinflusst.^^ Nach einigen Umformungen und der Definition neuer Variablen resultiert aus (3.7) die bekanntere Darstellungsform des Marktgleichgewichts:^^ (3.8)

Eine der angegebenen Gleichungen ist redundant, da die Nachfrage nach dem Wertpapier n zwangslaufig dem Angebot entspricht, wenn fur alle anderen gehandelten Wertpapiere der Markt geraumt ist und die Anleger ihre Budgets vollstandig investiert haben. Vgl. Brennan (1970), S. 422. Vgl. Konig(1990),S. 101. Vgl. u.a. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 185. Vgl. Brennan (1970), S. 422-423.

62

3 Theoretische Erklarungsansatze n

wobei

r,= ^

^ ^ \ r,=q-U

1-^, mit:

r=^

n

, S=-^

' Pj

E{rj) : erwartete Rendite der Aktiey (j = 1,..., n) Kj.

: risikoloser Zinssatz

fij

: Betafaktor der Aktiey (j = 1,..., n)

E(r^) : erwartete Rendite des marktwertgewichteten Marktportefeuilles S^

: (deterministische) Dividendenrendite des marktwertgewichteten Marktportefeuilles

Sj

: (deterministische) Dividendenrendite der Aktiey (j = I,..., n).

Die in Gleichung (3.8) angegebene Erweiterung des Standard-CAPM wird im Folgenden als Steuer-CAPM bezeichnet. Der Betafaktor ist analog zum Standard-CAPM definiert als das Verhaltnis der Kovarianz zwischen der Rendite vor Steuem der Aktie j und der Rendite vor Steuem des Marktportefeuilles zur Varianz des Marktportefeuilles. Zusatzlich zu dem Betafaktor tritt im Rahmen des Steuer-CAPM die aktienspezifische Dividendenrendite als Bestimmungsfaktor fur die erwartete Aktienrendite vor Steuem auf.^^ Der Einfluss der Dividendenrendite auf die erwartete Rendite hangt von der in dem Parameter S abgebildeten Einkommensteuerstruktur des Kapitalmarkts ab. Fiir den Fall, dass Kursgewinne bei alien Anlegem einer niedrigeren Besteuerung unterliegen als Dividendeneinkunfte oder dass zumindest S^KS^ gilt, wird mit steigender Dividendenrendite eine hohere Vorsteuerrendite der Aktie gefordert. Aufgrund der Unbeobachtbarkeit der individuellen Risikotoleranzen der Anleger bietet sich vor allem eine empirische Beantwortung der Frage nach der Hohe von S an. Die im Steuer-CAPM verwendete Marktrisikopramie ergibt sich aus der Differenz der um steuerliche Effekte angepassten erwarteten Rendite des Marktportefeuilles vor Steuem und

^^ Das Steuer-CAPM gilt ebenso wie das Standard-CAPM aus der Perspektive diversifizierter Anleger sowohl fiir Portefeuilles als auch fUr einzelne Aktien.

3 Theoretische Erklarungsansatze

63

dem steuerlich bereinigten risikolosen Zins. Sie entspricht demnach einer Marktrisikopramie nach Steuem, deren Hohe ebenfalls von den marginalen Steuersatzen s^^ und s^. der / Anleger abhangt.

3.2.2.2 Andere Versionen des Steuer-CAPMs Die Anderung einzelner Aspekte des unterstellten Steuersystems oder der zugrunde liegenden Annahmen bewirkt Modifikationen der Modellgleichung (3.8). Litzenberger/Ramaswamy (1979) gehen von der angenommenen proportionalen Besteuerung auf einen progress!v verlaufenden Steuertarif^' Uber. Zudem unterliegen Kursgewinne in der betrachteten Periode keiner steuerlichen Belastung (^^,=0). Wie bereits erwahnt, bedeutet diese Annahme keine wesentliche Einschrankung, da der effektive Steuersatz fur Kursgewinne aufgrund des Zeiteffekts in der Regel erheblich geringer ausfallt als der gesetzlich festgelegte. Der durchschnittliche Steuersatz fiir Dividenden (und Zinsen) wird als eine kontinuierliche nicht fallende Funktion g(Yi) des gesamten zu versteuemden Einkommens 7, abgebildet. Demzufolge bestimmt sich der marginale Einkommensteuersatz aus:^

s,.=^,.+Y.8\y,) wobei

s,.=g{Y.),

mit:

s^-

V / = l , ...,/,

giO)=0, g\Y.)=0

fur l ^ < 0 , g\Y^)>0

(3.9) fur Y.>0,

: durchschnittlicher Einkommensteuersatz fur Dividenden des Anlegers / ( / = ! , . . . , / ) ,

Y.

: zu versteuemdes Einkommen des Anlegers / ( / = ! , . . . , / ) .

Zusatzlich fuhren Litzenberger/Ramaswamy (1979) zwei

Kreditaufnahmebeschrankungen

ein. In der ersten einkommensbezogenen Kreditbegrenzung legen sie fest, dass die Zinsverpflichtungen die gesamten Dividendeneinktinfte des Anlegers nicht iibersteigen dUrfen. Gleichzeitig wird dadurch die steuerliche Abzugsfahigkeit der Zinsen beschrankt. Innerhalb des Modellrahmens von Brennan (1970) bewirken Zinszahlungen aus Kreditvertragen eine Steuererstattung, wenn sie groBer als die Dividendenbetrage des Anlegers / sind. Aus dieser

Singer (1979), FuBnote 4, weist darauf hin, dass bei Anwendung einer nichtlinearen Besteuerungsfunktion das Endvermogen (hier: Portefeuilleendwert) der Anleger nach Steuern nicht normalverteilt ist. Demnach mussen fur die Ableitung des Steuer-CAPM quadratische Nutzenfunktionen der Anleger unterstellt werden. ^^ Vgl. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 167.

64

3 Theoretische Erklarungsansatze

Kreditbeschrankung kann trotz der Steuerfreiheit von Kursgewinnen eine Praferenz einzelner Anleger fur Dividenden resultieren, da hohere Dividendeneinkiinfte die Verschuldungskapazitat erweitem. Die zweite Kreditrestriktion bezieht sich auf das Vermogen der Anleger. So richtet sich das maximal aufnehmbare Kreditvolumen des Anlegers / nach dem Marktwert seines Aktienportefeuilles. Sein Nettovermogen muss mindestens einem festgelegten Anteil 0 des Marktwerts der von ihm gehaltenen Aktien entsprechen. Falls beide Kreditbeschrankungen bindend sind, lei ten Litzenberger/Ramaswamy (1979) in Anlehnung an die Vorgehensweise von Brennan (1970) folgende Version des Steuer-CAPM ab:^^ Eirj)-rf=a + b/3j+c[dj-r^)

(3.10)

yj = 1,..., n, wobei

a=0 h*y^w. ^'/r , h*=\ Vw,

b=EirJ-cS^-rf{l-c)-a, * ' 1=1

mit:

f ^

I / / I



: festgelegter Anteil am Portefeuillewert im Rahmen der vermogensbezogenen Kreditrestriktion (0 < 0< 1),

/,.

: Lagrange-Multiplikator fiir die einkommensbezogene Kreditrestriktion des Anlegers / (/ = 1,..., 7),

/2,

: Lagrange-Multiplikator fiir die vermogensbezogene Kreditrestriktion des Anlegers / (/ = 1,..., 7).

Der Term a besteht aus dem Produkt zwischen dem gegebenen Anteil 0 und dem gewichteten Durchschnitt der anlegerindividuellen Verhaltnisse der Schattenpreise 12, dieser Kreditrestriktion zum erwarteten Grenznutzen hinsichtlich der Durchschnittsrendite nach Steuem. Als Gewichte dienen dabei die Verhaltnisse der individuellen Risikotoleranzen der Anleger / zur Risikotoleranz des Marktes. Er gibt die tJberrendite eines Portefeuilles mit einem Betafaktor von Null (Zero-Beta-Portefeuille), dessen Dividendenrendite dem risikolosen Zinssatz

Vgl. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 169.

3 Theoretische Erklarungsansatze

65

entspricht, im Vergleich zum risikolosen Zinssatz an.^"^ Bei bindender vermogensbezogener Kreditrestriktion fiir einige Anleger und ^ > 0 ubertrifft die Rendite dieses Zero-Beta-Portefeuilles den risikolosen Zinssatz. Die erwartete Marktrisikopramie nach Steuem spiegelt sich in b wieder, die auf einem Kapitalmarkt mit risikoaversen Anlegem positiv ist. Der Faktor c ist zum einen abhangig von dem gewichteten Durchschnitt der marginalen Steuersatze der Anleger fiir Dividenden und Zinsen. Zum anderen wird er von dem gewichteten Durchschnitt der Verhaltnisse der individuellen Schattenpreise /j, der einkommensbezogenen Kreditbeschrankung zu den individuellen erwarteten Grenznutzen hinsichtlich der Durchschnittsrendite nach Steuem bestimmt:

c=h*i^.^,-h*iK%

•

(3.11)

Anleger, fiir welche die Kreditbeschrankung nicht bindend ist (/j, = 0), konnen aufgrund der steuerlichen Benachteiligung von Dividenden dem Kursgewinn bevorzugenden Klientel zugeordnet werden. Das Dividenden praferierende Klientel umfasst demgegenUber diejenigen Anleger, die ihr Kreditvolumen iiber die Erhohung der Dividendeneinkiinfte ausweiten mochten. Dabei losen die hoheren Dividendeneinkiinfte bei ihnen keine steuerlichen Wirkungen aus. Je nachdem, welches Klientel iiberwiegt, ist c positiv oder negativ. Im Folgenden soil davon ausgegangen werden, dass die Untemehmensleitung ihre Dividendenpolitik entsprechend den Anlegerpraferenzen verandem kann. Aller^^ Falls das Kursgewinn bevorzugende Klientel das starkere Gewicht besitzt und somit c> 0 ist, konnen Untemehmen die Aktienkurse erhohen, wenn sie ihre Dividendenausschiittungen reduzieren wiirden. Allerdings fiihren Dividendensenkungen zur Begrenzung der Kreditaufnahmefahigkeiten einiger Anleger, die aus diesem Grund in das dividendenbevorzugende Klientel wechseln. Als Folge wird der Faktor c sinken und moglicherweise sogar einen negativen Wert annehmen. Tritt dieses ein, wurden wiederum Dividendenerhohungen der Untemehmen steigen-

FUr ein Portefeuille z mit j3. =0 und S^ = r^ gilt: a = E(r,) - r^ . Die von der Unternehmensfuhrung vorgenommene Anpassung an die Dividendenwunsche der Anleger wird als „Supply effect" bezeichnet. Vgl. Black/Scholes (1974), S. 2.

66

3 Theoretische Erklarungsansatze

de Aktienkurse hervorrufen. Bin Gleichgewicht stellt sich auf dem Kapitalmarkt ein, wenn c = 0 ist. Dividenden tiben dann keinen Einfluss auf die erwarteten Aktienrenditen aus.^^ Unter der zusatzlichen Annahme, dass die vermogensbezogene Kreditrestriktion nicht bindend ist (/2, =0), wird aus dem Kapitalmarktgleichgewichtsmodell (3.10) das StandardCAPM. Somit werden Aktien trotz der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen entsprechend dem Standard-CAPM bewertet. Dagegen ist (3.10) Equivalent zu (3.8), wenn keine der Kreditrestriktionen die Anleger in ihrem Verhalten beschrankt (/j. = 0 bzw. a = 0 und /2, = 0)^^ und Kursgewinne keiner Besteuerung unterliegen. Der einzige technische Unterschied besteht in der Abbildung des marginalen Steuersatzes s^.. Wahrend im Modellrahmen von Brennan (1970) der marginale Steuersatz des Anlegers / seinem Durchschnittssteuersatz entspricht, ist er fur positive steuerpflichtige Einkommen bei Litzenberger/Ramaswamy (1979) stets groBer. Konig (1990) passt das Steuer-CAPM an das auf dem deutschen Kapitalmarkt im Zeitraum zwischen 1977 und 2000 geltende Korperschaftsteueranrechnungsverfahren an. Sein in Anlehnung an Litzenberger/Ramaswamy (1979) entwickeltes Gleichgewichtsmodell basiert auf einer progressiven Einkommensbesteuerung und der Steuerfreiheit von Kursgewinnen.^^ Unter der Annahme unbeschrankter Kreditaufnahmemoglichkeiten^^ erhalt er: Efr^J=r,(l-5:) + ; ^ ^ . ( £ f r J - ( 5 : - 5 , ) j , - r , ( l - 5 ; ) ) + (5;-5,)(^^.

(3.12)

V; = l,...,n,

wobei

S^=h T^^i^di ^S,=h'

mit:

5^,

^W.(l-5,.)5,.

: Korperschaftsteuergutschrift des Anlegers / (/ = 1,..., /).

Nach Litzenberger/Ramaswamy (1979), FuBnote 2, stellt sich dieser Gleichgewichtszustand jedoch nicht zwangslaufig ein. Unter bestimmten Bedingungen kann c dauerhaft von null abweichen. Vgl. hierzu ausfuhrlich Konig (1990), S. 131-134. Vgl. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 172-173. Wie bereits in Abschnitt 2.3 erwahnt, entfallt in Deutschland auf Kursgewinne, die nach Ablauf der Frist des § 23 Abs. 1 Satz 1 Nr. 2 EStG von sechs bzw. ab 1999 von zwolf Monaten realisiert werden, keine Steuerlast. Die Ableitung der Modellvariante bei beschrankten Kreditaufnahmemoglichkeiten findet sich in Konig (1990), S. 109-119.

67

3 Theoretische Erklarungsansatze

Der Steuerparameter 5^ umfasst die anrechenbaren Korperschaftsteuerbetrage der / Anleger, die als Anteil an der aktienspezifischen Dividende gemessen werden. Innerhalb dieses Steuersystems hangt der Einfluss der Dividendenrendite auf die geforderte Rendite vor Steuem von 5* und 5^ ab. Die Differenz zwischen 5"* und 5^ gibt den gewichteten Durchschnitt der anlegerindividuellen Steuerzahlungen auf Dividenden an, die nach der Beriicksichtigung der Korperschaftsteuergutschrift in Hohe von 5^. noch anfalien:

s:-s,=h'

=K

Z^^-^rf,

Zw,(l-.

(3.13)

Z^'((i+^^'K"^^.)

Fiir den Fall, dass alle Anleger eine gleich hohe Korperschaftsteuergutschrift erhalten und dass ihre individuellen marginalen Einkommensteuersatze den Korperschaftsteuertarif fUr ausgeschuttete Gewinne von 36 % (ab 1994: 30 %) iibersteigen, ubt die Dividendenrendite eine positive Wirkung auf die geforderte Aktienrendite aus. Wei sen demgegeniiber alle Anleger Einkommensteuersatze unter 36 % bzw. 30 % auf, ist die Differenz zwischen S^ und 5^ negativ, und die Anleger erhalten eine Steuererstattung. Folglich fallt mit steigender Dividendenrendite die geforderte Aktienrendite. Der renditebeeinflussende Effekt der Dividende verschwindet, wenn die marginalen Einkommensteuersatze aller Anleger 36 % bzw. 30 % be40

tragen. Die erwarteten Vorsteuerrenditen und die Dividendenrenditen in Gleichung (3.12) beinhalten die Dividendenzahlungen nach Korperschaftsteuer."^' Altemativ konnen die Bruttodividenden, d.h. vor Abzug der Korperschaftsteuer, in die Berechnung der erwarteten Aktien- und Dividendenrendite einbezogen werden. Hierbei stellt die Gleichung (3.8) unter bestimmten Bedingungen ebenfalls das relevante Steuer-CAPM fur das Anrechnungsverfahren dar. Gleichung (3.12) ist aquivalent zu (3.8), wenn Kursgewinne keiner Besteuerung unterliegen und die

Vgl. Konig(1990),S. 107-108. Diese Definition folgt der Vorgehensweise von Brennan (1970), S. 423-424.

68

3 Theoretische Erklarungsansatze

Korperschaftsteuergutschrift fur alle Anleger gleich hoch ist."^^ Dieses trifft fur alle unbeschrankt Einkommen- oder Korperschaftsteuerpflichtigen zu. Seit der Einftihrung des Halbeinkiinfteverfahrens in der Bundesrepublik Deutschland wird als Ausgleich fur den Wegfall der Korperschaftsteuergutschrift nur auf die Halfte der Dividendeneinkiinfte Einkommensteuer erhoben. Da Zinseinkunfte jedoch in voller Hohe einkommensteuerpflichtig sind, weicht die Steuerlast auf Zinsen von der auf Dividenden ab. Der marginale Steuersatz fiir Dividenden s^. betragt die Halfte des marginalen Steuersatzes fiir Zinsen s^.. Wiese (2004) modifiziert unter Berucksichtigung einer differenzierten proportionalen Besteuerung von Zinsen, Dividenden und Kursgewinnen sowie ohne Kreditaufnahmebeschrankungen die Gleichung (3.8) zu:"^^ E(7j )= r, (l - sr )+j3j {E(7„ ) - S^S„ -r, (l - S^ ))+S^S,

(3.14)

V; = !,...,«, wobei

CW •^1

_^z~^g ~

' '

mit: 5, = h

'-'"=5. 1-5

Die unterschiedliche steuerliche Belastung von Zinsen und Dividenden spiegelt sich in den zwei Steuerparametem S^ und 5^ wider. Zusammenfassend kann festgestellt werden, dass die dargestellten Versionen des SteuerCAPMs die gleiche Grundstruktur besitzen. Unterschiede zeigen sich vor allem in der Definition und Einbeziehung der Steuerparameter, die dem risikolosen Zinssatz, der Dividendenrendite des Marktportefeuilles und der Dividendenrendite der Aktie bzw. des Portefeuilles j zugeordnet werden. Die Hohe dieser Steuerparameter und somit u.a. die Starke des Einflusses der Dividenden auf die geforderten Renditen ist unbekannt. Da die individuellen Risikotoleranzen der Anleger w, nicht der Beobachtung unterliegen, bieten sich insbesondere empirische Untersuchungen zur Beantwortung der Frage nach dem Einfluss der Dividenden auf die

^^ Siehe Anhang A.l. '^^ Vgl. Wiese (2004), S. 7-10. Im Gegensatz zu der von Konig abgeleiteten Version des Steuer-CAPMs in Gleichung (3.12) beriicksichtigt Wiese (2004) die Besteuerung von Kursgewinnen.

3 Theoretische Erklarungsansatze

69

Hohe von Aktienrenditen an. Die diesbezuglichen empirischen Resultate der vorliegenden Arbeit werden im Kapitel ftinf vorgestellt. 3.2.3 Preisbildung am Ausschiittungstag der Dividende Die folgenden Ausfuhrungen verlassen den theoretischen Rahmen der Bewertungsgleichgewichtsmodelle und betrachten den Zusammenhang zwischen Dividenden und Aktienrenditen aus einem anderen Blickwinkel. Wahrend sich der vorangegangene Abschnitt 3.2.2 mit dem Einfluss der Dividende auf die durchschnittliche Aktienrendite beschaftigte, steht an dieser Stelle die Aktienkursreaktion am Ausschiittungstag der Dividende im Mittelpunkt der Uberlegungen. Dabei werden Risikoaspekte aufgrund des angenommenen risikoneutralen Verhaltens der Marktteilnehmer vemachlassigt. Als bedeutende Vertreter dieser Herangehensweise zeigen Elton/Gruber (1970), dass die Bildung des Aktienpreises am Tag der Dividendenzahlung von den marginalen Steuersatzen des Grenzanlegers abhangt. Hierbei untersuchen sie die materiellen Einflusse einer Terminierung angestrebter Aktienverkaufe.'^'^ Einem verkaufswilligen rationalen Anleger, der eine Aktie j besitzt, stehen zwei Handlungsaltemativen zur Verfugung. Er kann seine Aktie entweder am Tag, an welchem sie letztmalig inklusive des Dividendenanspruchs gehandelt wird, oder am darauffolgenden Tag, dem so genannten Extag, verkaufen. Falls er sich fur den Verkauf am Extag entscheidet, erhalt er neben dem Kurs der Aktie j den Dividendenbetrag. Verkauft er dagegen bereits am Tag vor der Ausschlittung, am so genannten Cumtag, verliert er den Dividendenanspruch. Allerdings sollte der erzielbare Verkaufspreis der Aktie j hoher ausfallen. Der Anleger bevorzugt diejenige Alternative, die mit dem hoheren Gesamtgewinn nach Steuem verbunden ist. Die Hohe der Nettogewinne hangt zwangslaufig von den marginalen Steuersatzen des Anlegers fiir Dividenden und Kursgewinne ab. Der Anleger ist indifferent zwischen beiden Handlungsmoglichkeiten, wenn gilt: Pjcum-S,[Pjcum-Pja)=Pje.-S,[Pje.-Pjahdj{l-S,)

mit:

(3.15)

p ^^^^ : Kurs einer Aktie; am Cumtag

Die Argumentation kann fiir die Kaufentscheidungen der Anleger analog gefuhrt werden. Siehe hierzu Bay (1990), S. 51-52.

70

3 Theoretische Erklarungsansatze p j^^

: Kurs einer AktieyamExtag

p^^

: Kurs bei Anschaffung von Aktie;.

Bei Vemachlassigung von Transaktionskosten zeigt die linke Seite der Gleichung (3.15) den Gesamtgewinn nach Steuem beim Verkauf der Aktie j am Cumtag und die rechte Seite beim Verkauf am Extag an."^^ Wahrend bei beiden Handlungsaltemativen die realisierten Kursgewinne mit dem relevanten Steuersatz s^ zu belasten sind, kommt zusatzlich fiir die Dividende der Steuersatz s^ beim Verkauf am Extag zur Anwendung. Da die vorhandene Unsicherheit iiber die Hohe des Kurses am Extag keine Beriicksichtigung in der Bewertungsgleichung findet, werden implizit risikoneutrale Anleger unterstellt."^^ Durch Umformung von Gleichung (3.15) entfallt der Anschaffungspreis der Aktie;, und fiir das Verhaltnis des Kursunterschieds zwischen dem Cum- und Extag zur Dividende ergibt sich: Pjcum-Pje. Jzl±

V ; = l , ...,«.

(3.16)

Somit bedingt die Indifferenz des Anlegers bezuglich der Terminierung seiner Verkaufsentscheidung, dass das Verhaltnis des Kursabschlags zur Dividende durch die individuellen marginalen Steuersatze bestimmt wird. Falls die Dividendeneinkiinfte einer hoheren (niedrigeren) steuerlichen Belastung als die realisierten Kursgewinne unterliegen, ist das Verhaltnis der Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag zur Dividende, das im Folgenden auch als Pramie bezeichnet wird, niedriger (hoher) als eins. D.h. der Kurs der Aktie fallt um einen im Vergleich zur Dividende niedrigeren (hoheren) Betrag. Bei keiner oder einer identischen Besteuerung von Dividenden und Kursgewinnen entspricht dagegen der Kursabschlag genau dem ausgeschtitteten Dividendenbetrag. In diesem Fall beurteilt der Anleger Dividenden und Kursgewinne als gleichwertig. Gleichung (3.16) steht demzufolge bei einer Pramie von eins im Einklang mit dem Miller-Modigliani-Modell."^^

Boyd/Jagannathan (1994), S. 718, erweitern Gleichung (3.15) um Diskontierungssatze, die Zeit- und Risikoaspekte abbiiden. Ihre Gleichung (1) ist identisch zu Gleichung (3.15), wenn die Diskontierungssatze auf eins gesetzt werden. Ebenso werden Anleger die Unsicherheit iiber den Extagskurs nicht in die am Cumtag zu treffende Entscheidung einbeziehen, wenn sie dieses Risiko durch Diversifikation beseitigen konnen. Vgl. Lease et al. (2000), S.57. Vgl. Miller/Modigliani (1961), S. 413.

3 Theoretische Erklarungsansatze

71

Mit Hilfe der Gleichung (3.16) kann fiir jeden kauf- und verkaufswilligen Anleger in Abhangigkeit seiner marginalen Steuersatze der Extagskurs bestimmt werden, bei welchem er indifferent bezuglich der zeitlichen Festlegung der Auftragsausfuhrung ist. Ein Marktgleichgewicht liegt vor, wenn es dem Grenzanleger gleichgiiltig ist, ob er die Aktien am Cum- oder Extag kauft bzw. verkauft. Dementsprechend wird der Gleichgewichtspreis der Aktie j am Extag von den marginalen Steuersatzen der kaufenden und verkaufenden Grenzleger festgelegt. In der am Kapitalmarkt beobachtbaren Pramie spiegelt sich die relative Bewertung der Dividende gegeniiber dem Kursgewinn des Grenzanlegers wider."^^ Die Pramie nach Gleichung (3.16) kann mit Hilfe von Umformungen als Rendite ausgedriickt werden:"^

Pjcum

Pjcum

1"^,

: ^ , ^ ' l-s.

V;=l,...,n.

Dabei folgt aus einer Pramie der Aktie j von kleiner (groBer) eins eine Rendite von groBer (kleiner) Null. Ebenso ist eine Pramie von eins gleichbedeutend mit einer Rendite von Null. Das modifizierte Vorgehen von Eades/Hess/Kim (1984) im Rahmen der Analyse von Steuerwirkungen basiert ebenfalls auf Renditen von Aktien. Den Ausgangspunkt ihrer Betrachtungen bildet die Gesamtrendite nach Steuem der Aktie y am Ausschiittungstag r, die definiert ist als:

^;=^^^^(i-J+^(i-^J Pjt-\

mit:

Pjt-i

Kj' : Gesamtrendite der Aktie; nach Steuem am Extag t.

Vgl. Elton/Gruber (1970), S. 69-70. Vgl. Bay(1990), S. 52.

(3.18)

72

3 Theoretische Erklarungsansatze

Der erste Summand dieser Gleichung stellt die Kursrendite nach Steuem des Grenzanlegers am Extag t dar. Die Kursrendite ist die Kursveranderung zwischen dem Ex tag t und dem Cumtag t-l bezogen auf den Cumkurs. Der zweite Summand gibt die Hohe der mit dem marginalen Steuersatz des Grenzanlegers s^ belasteten Dividendenrendite an. Nach der Bildung des Erwartungswerts und einigen Umformungen stellt sich die erwartete Rendite nach Steuem der Aktiey am Extag t folgendermaBen dar:

E{r;) = E(rj,){\-sJ-^{s,-s^)

V; = !,...,«,

(3.19)

Pjt-i

wobei

E{r.^) = Pn-X

Unter der Annahme, dass die erwartete tagliche Gesamtrendite nach Steuem fiir jeden Tag konstant ist, resultiert aus Gleichung (3.19): V;=l,...,«,

E(r,) = ni + njSj,

(3.20)

wobei Pjt-l

Demnach besteht ausschlieBlich an Extagen ein Einfluss der differenzierten Besteuemng von Dividenden und Kursgewinnen auf die erwartete Aktienrendite, da nur an diesen Handelstagen die Dividendenrendite von null abweicht. Bei einer starkeren Besteuemng von Dividendeneinktinften fordem die Anleger am Ausschiittungstag eine hohere Vorsteuerrendite, um die hohere Steuerlast auszugleichen. Dies spiegelt sich in einem positiven Wert von y^^ wider.^^ Ein Vergleich der Gleichungen (3.17) und (3.20) zeigt, dass bei beiden Modellen der Einfluss der Dividende auf die Rendite der Aktie am Ausschiittungstag von den marginalen Steuersatzen des Grenzanlegers abhangt. Im Gegensatz dazu wird die Renditewirkung der Dividende bei Zugmndelegung der Bewertungsmodelle des Abschnitts 3.2.2 durch die anlegerindividuellen Risikotoleranzen und marginalen Steuersatze aller Anleger bestimmt. Allerdings bestehen zwischen den Untersuchungsansatzen von Elton/Gmber (1970) und Eades/Hess/ Kim (1984) auch einige Unterschiede. So wird in Gleichung (3.20) die Unsicherheit tiber die

^° Vgl. Eades/Hess/Kim (1984), S. 5-6.

3 Theoretische Erklarungsansatze

73

tatsachliche Hohe des Kurses und der Rendite am Extag abgebildet, indem beide GroBen als Zufallsvariablen dargestellt sind. Zudem weisen entsprechend Gleichung (3.20) alle Aktien unabhangig davon, ob eine Dividende ausgeschiittet wird oder nicht, eine erwartete tagliche Rendite vor Steuem in Hohe von YQ^ auf. Diese Rendite wird im Modell von Elton/Gruber (1970) vemachlassigt.^^ Elton/Gruber (1970) unterstellen somit implizit, dass keine Investition des bereits am Cumtag erzielten Betrags nach Steuem bis zum Extag erfolgt. Demgegenuber wird dieser Betrag bei Eades/Hess/Kim (1984) in eine Altemativanlage investiert und realisiert eine durchschnittliche Rendite von y^j. 3.2.4 Anlageverhalten und Handelsstrategien Die in diesem Abschnitt vorgestellten Erklarungsansatze beriicksichtigen ebenfalls die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen. Dennoch gelangen sie zu dem Ergebnis, dass die Dividendenpolitik irrelevant fiir den Marktwert des Eigenkapitals einer Untemehmung und fUr die Aktienrendite ist. Bereits Miller/Modigliani (1961) weisen darauf bin, dass von alien potenziell vorliegenden Marktunvollkommenheiten insbesondere die differenzierte Besteuerung von Dividenden und Kursgewinnen eine Praferenz der Anleger fiir einen dieser Renditebestandteile hervorrufen kann. Da jedoch die relative steuerliche Belastung der Kursgewinne im Vergleich zur Dividende bei den Anlegergruppen unterschiedlich stark ausfallt, weichen auch die anlegerindividuellen Praferenzen voneinander ab. Demnach konnen Anleger entsprechend ihrer steuerlichen Rahmenbedingungen einzelnen „Steuerklienteln" zugeordnet werden, die sich wiederum durch unterschiedliche Dividendenanspriiche auszeichnen.^^ Entsprechend der Steuerklientel-Hypothese richten sich die Untemehmensleitungen bei der Gestaltung der Dividendenpolitik nach den Anlegerwunschen.^^ Der Kapitalmarkt befindet sich dann im Gleichgewicht, wenn die gesamte Dividendennachfrage mit dem gesamten Dividendenangebot tibereinstimmt. In diesem Zustand erfullt einerseits jede untemehmensindividuelle Dividendenpolitik die Forderung eines Steuerklientel. Andererseits halt jeder Anleger unabhangig von sonstigen Einflussfaktoren Aktien von der Untemehmung, deren Ge-

Anhaiig A.2 zeigt die Aquivalenz der Modelle von Elton/Gruber (1970) und Eades/Hess/Kim (1984), wenn beide die worn Cumtag zum Extag erzielbare Alternativrendite einbeziehen. ^^ Vgl. Miller/Modigliani (1961), S. 431-432. Die Wirkung des Supply effects im Rahmen des Modells von Litzenberger/Ramaswamy (1979) wurde im Abschnitt 3.2.2.2 dargestellt.

74

3 Theoretische Erklarungsansatze

winnaufteilung zwischen Dividenden und Kursgewinnen seiner Praferenz entspricht bzw. dieser am ahnlichsten ist. Somit kann keine Untemehmung durch eine marginale Veranderung der Dividendenpolitik ihren Aktienkurs positiv beeinflussen. Eine Verschiebung des Dividendenniveaus wurde durch den Wechsel des Steuerklientel kostenpflichtige Umschichtungen bewirken. Demnach konnte diese Neuordnung der Aktionarsstruktur kurzfristig zu negativen Aktienkursbewegungen fuhren.^"^ Obwohl aufgrund der Bildung von Steuerklienteln die Dividendenentscheidung einer einzelnen Untemehmung irrelevant fiir ihre Bewertung ist, existiert fiir die Untemehmen als Gesamtheit ein optimales Dividendenniveau, das von den steueriichen Gegebenheiten aller Anleger bestimmt wird.^^ Hierin besteht ein wesentUcher Unterschied zum Miller-Modighani-Modell bei vollkommenem Kapitalmarkt. Litzenberger/Ramaswamy (1980) zeigen im Rahmen des Steuer-CAPMs, dass sich unter der Annahme eingeschrankter Leerverkaufsmoghchkeiten Steuerkhenteln bilden. Anleger mit stark belasteten Dividendeneinkunften werden unter Beriicksichtigung von Diversifikationsaspekten vorwiegend Aktien mit niedrigen Dividende-Kurs-Verhaltnissen und Anleger mit gering belasteten Dividendeneinkunften vorwiegend Aktien mit hohen Dividende-Kurs-Verhaltnissen halten. Da das steuerlich orientierte Anlageverhalten eine Segmentierung des Aktienmarkts verursacht, kann sich fiir jede Aktiengruppe ein separates Gleichgewicht bilden, dass durch ein eigenes Steuer-CAPM („Steuerklientel-CAPM") beschrieben werden kann. Besitzen Anleger, die Aktien mit niedrigen Dividende-Kurs-Verhaltnissen nachfragen, hohe marginale Einkommensteuersatze, werden sie eine hohere Vorsteuerrendite fordem als Anleger mit gering belasteten Dividendeneinkunften, die Aktien mit hohen Dividende-Kurs-Verhaltnissen nachfragen. Als Folge sollte der Steuerparameter S in Gleichung (3.8) fiir die zuerst genannte Aktiengruppe hohere Werte als fiir die zuletzt genannte aufweisen. Demzufolge fallt die Renditewirkung mit steigender Dividendenrendite. Ebenso spiegeln sich Steuerklientel-Effekte in der Preis- und Renditebildung am Ausschiittungstag der Dividende wider. Die Existenz von Klienteln fiihrt dazu, dass die Pramie in Gleichung (3.16) eine steigende Funktion der Dividendenrendite ist.^^ Ein weiteres Argument fur die Irrelevanz der Dividendenpolitik bei differenzierter Besteuerung der Renditebestandteile geben Miller/Scholes (1978). Sie weisen darauf hin, dass die

^^ Vgl. u.a. Elton/Gruber (1970), S. 68. ^^ Vgl. u.a. Bay (1990), S. 25. ^^ Vgl. Elton/Gruber (1970), S. 71-72.

3 Theoretische Erklarungsansatze

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Belastung erhaltener Dividendenbetrage mit personlicher Einkommensteuer durch gewisse legale Handlungen vermeidbar sei. Da Dividendeneinkiinfte im Rahmen der personlichen Einkommensfeststellung um gezahlte Kreditzinsen gemindert werden, fiihren steigende Zinsverpflichtungen zu sinkenden Steuem. Bei unterstellter Steuerfreiheit der Kursgewinne muss der Anleger fiir die vollstandige Neutral!sierung der Steuerlast ein so hohes Kreditvolumen aufnehmen, dass die dadurch hervorgerufenen Zinszahlungen dem Dividendeneinkommen entsprechen. Die Investition des geliehenen Betrags in eine steuerfreie Anlageform, z.B. in eine Lebensversicherung,^^ schlieBt die vorgeschlagene Steuervermeidungsstrategie ab.^^ Auch ohne genaue Kenntnis der verschiedenen steuerlichen Regelungen kann davon ausgegangenen werden, dass diese und ahnliche Strategien fiir zahlreiche Kapitalmarkte vorliegen. Da die Anleger in der Lage sind, die Dividendenbesteuerung kostenlos zu umgehen, wird kein Renditeausgleich fiir unterschiedliche Gestaltungen der Dividendenpolitik gefordert. Demzufolge konnen Steuem im Rahmen der Aktienbewertung unberiicksichtigt bleiben.^^ DeAngelo/Masulis (1980) beurteilen die Existenz von Moglichkeiten zur Vermeidung oder Senkung der auf Dividenden entfallenden Steuem als eine notwendige, aber nicht hinreichende Bedingung fiir das zu beobachtende Dividendenaufkommen. Erst bei Existenz von Steuerfreibetragen besteht eine positive Nachfrage nach Dividenden. Sofem keine steuerlichen Freibetrage fUr Dividenden existieren, ubersteigt beim klassischen Korperschaftsteuersystem die gesamte Dividendenbelastung die auf Anleihen entfallenden Steuem,^^ Demzufolge sollte kein rationaler Anleger Dividenden nachfragen.^' Durch den Verkauf dividendenzahlender Aktien am Cumtag und den emeuten Kauf am Extag lassen sich Dividendeneinkiinfte und damit ihre Besteuerung ebenfalls vermeiden. Diese Handelsstrategie ist besonders fiir diejenigen Anleger vorteilhaft, deren Dividendeneinkiinfte einer starkeren Besteuerung unterliegen als die realisierten Kursgewinne. Sie wird auch als Dividendenstripping bezeichnet.^^ Einen Anreiz, Aktien am Ausschuttungstag zu halten, haben dagegen vor allem Anleger, die steuerlich indifferent zwischen Dividenden und Kursge-

In Deutschland sind Betrage aus Lebensversicherungen, die nach dem 31.12.2004 abgeschlossen wurden, grundsatzlich einkommensteuerpflichtig. Siehe zur alternativen Verwendung des aufgenommenen Kreditbetrags Miller/Scholes (1978), S. 344-346. Vertreter dieser Erklarungshypothese sind u.a. Kalay (1982), Miller/Scholes (1982). In der Literatur wird sie u.a. als „Tax irrelevance view" (Poterba/Summers, 1985), „New view" (Zodrow, 1991) bezeichnet. Vgl. zur formalen Herleitung DeAngelo/Masulis (1980), S. 461-464. Da sich die Zielstellung der vorliegenden Arbeit nicht auf die Begriindung der Existenz von Dividenden erstreckt, wird diese Problematik nicht ausfuhrlicher betrachtet. Eine detaillierte Erklarung des Begriffs und der verschiedenen Formen gibt Seller (2000), S. 80-84.

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3 Theoretische Erklarungsansatze

winnen sind oder Dividenden bevorzugen. Seit 1999 resultieren fiir deutsche Privatanleger, die ein langfristiges Engagement in bestimmten Aktien beabsichtigen, aus der wiederholten Umsetzung dieser Verkauf-Kauf-Strategie keine Steuervorteile bei jahrlichen Dividendenzahlungen. Auf erzielte VerauBerungsgewinne innerhalb der Spekulationsfrist von einem Jahr wird namlich der gleiche Einkommensteuersatz wie fiir Dividenden angewendet. Jedoch konnen sich langfristige Privatanleger, die einen Verkauf ihrer Aktien unabhangig von der Dividendenzahlung planen, und kurzfristige Anleger als mogliche Handlungspartner vor dem Ausschiittungstag gegentiberstehen. Im Zeitraum 1977 bis 2001 war Dividendenstripping insbesondere zwischen deutschen (unbeschrankt steuerpflichtigen) Privatanlegem und Nichtanrechnungsberechtigten, wie auslandischen Anteilseignem, steuerlich vorteilhaft. Die Anteilseigner, die nicht zur Teilnahme am Korperschaftsteueranrechnungsverfahren berechtigt waren, verkauften vor dem Extag ihre Aktien an unbeschrankt steuerpflichtige Inlander, die zusatzlich zum Dividendenbetrag eine Korperschaftsteuergutschrift erhielten. Nach dem Extag erfolgte dann der Ruckerwerb der Aktien. Da dieses angestrebte Zusammenspiel beider Parteien Absprachen erforderte, gelang die erfolgreiche Umsetzung dieser Strategie vor allem institutionellen Anlegem unter organisatorischer Mitwirkung von Kreditinstituten.^^ Im Jahr 1994 trat § 50c Abs. 10 EStG a.F. zur Einschrankung des Dividendenstrippings in Kraft, der eine Mindesthaltedauer von 10 Tagen fiir borsennotierte Aktien bei Kauf von einem Nichtanrechnungsberechtigten verlangte. Bei Unterschreitung dieser Frist blieb die aus der Dividendenzahlung resultierende Kurssenkung beim Erwerber steuerlich unberiicksichtigt. Mit der Einfuhrung des Halbeinkiinfteverfahrens und der definitiven Korperschaftsteuerbelastung wurden die Gewinnmoglichkeiten des Dividendenstrippings reduziert und der § 50c Abs. 10 EStG a.F. aufgehoben.^"^ Falls Aktienkaufe und -verkaufe keine Transaktionskosten hervorrufen, sollten diese temporaren Umschichtungen zu einem Kursabschlag am Extag ftihren, der genau dem Dividendenbetrag entspricht. Die in Gleichung (3.16) angegebene Pramie ware demzufolge eins und die Rendite null. Obwohl Transaktionskosten im Entscheidungskalktil langfristiger Anleger im Sinne von Elton/Gruber (1970) keine Rolle spielen, da sie ohnehin anfalien, mtissen sie von kurzfristigen Handelsakteuren beriicksichtigt werden. In der bevorstehenden Dividendenzahlung liegt fiir kurzfristig agierende Anleger erst der Anlass, eine bestimmte Handelsstrategie

^^ Vgl. Stremplat (1999), S. 72-73. Die durch das Stripping-Geschaft hervorgerufenen Zahlungsstrome der auslandischen und deutschen Anteilseigner werden ebenfalls in Stremplat (1999), S. 75-77, dargestellt. ^

Vgl. Lishaut (2000), S. 190-192.

3 Theoretische Erklarungsansatze

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durchzufuhren. Fur risikoneutrale Anleger, die steuerlich indifferent zwischen Dividenden und Kursgewinnen sind (Sg = Sd =s), liegen realisierbare Gewinne nach Transaktionskosten bei Aktiey vor, wenn gilt:^^

il-s){\d^-{p^^^^-E{p^J\-Tp^^^^-TE{p^j)>0

(3.21)

\dj-{pj,.^-Eipjj)\>2Tp^ V ; = 1, ...,n,

wobei

p •=

' mit:

T

— ,

2 : Transaktionskostensatz relativ zum Kurswert.

Falls der erwartete Kursrtickgang die Dividende ubersteigt, konnen bestehende Gewinnpotenziale mit Hilfe von Aktienleerverkaufen ausgeschopft werden. Da die Durchfiihrung von Leerverkaufen in Deutschland zumindest fiir Privatanleger mit organisatorischen Schwierigkeiten verbunden ist, wird in den nachfolgenden Ausfuhrungen nur der Fall betrachtet, dass die Dividende den erwarteten Kursrtickgang iibersteigt. Ubersteigt die Differenz zwischen dem Dividendenbetrag und dem erwarteten Kursriickgang die anfallenden Transaktionskosten, konnen Gewinne durch den Aktienkauf am Cumtag und dem Verkauf am Ex tag erzielt werden. Demnach bestehen keine Gewinnmoglichkeiten auf dem deutschen Kapitalmarkt, wenn das Verhaltnis des erwarteten Kursabschlags zur Dividende die nachstehende Bedingung erfiillt:

^_2^P±
v ; = 1,..., n''

(3.22)

Die anfallenden Transaktionskosten bewirken nach Gleichung (3.22) im Gleichgewicht eine von eins abweichende Pramie.^^ Je niedriger die Transaktionskosten des Grenzanlegers sind, desto starker fallt der Kurs im Vergleich zur Dividende. Diese auf dem kurzfristigen Handel

Vgl. Kalay(1982),S. 1060-1062. Vgl. Kalay (1982), S. 1062, sowie speziell fUr den deutschen Kapitalmarkt Bay (1990), S. 55-56. Vgl. Lakonishok/Vermaelen (1983), S. 1162, zur Stabilitat des Gleichgewichts bei stattfindendem Aktienhandel urn den Ausschiittungstag.

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3 Theoretische Erklarungsansatze

beruhende Begriindung fiir die Hohe des Dividendenabschlags wird im Folgenden analog zu Bay (1990) als Transaktionshypothese bezeichnet.^^ Gleichung (3.22) steht im Widerspruch zum Preisbildungsmodell von Elton/Gruber (1970), wonach sich in der Pramienhohe die relative Bewertung von Dividenden im Vergleich zu Kursgewinnen des Grenzanlegers widerspiegelt. Da Anleger ihre individuellen steuerlichen Merkmale in die Aktienbewertung am Extag einbeziehen, haben steuerliche Aspekte keinen Einfluss auf die Festlegung des Zeitpunkts von Aktienkaufen bzw. -verkaufen. Im weiteren Verlauf der vorliegenden Arbeit wird diese Erklarungsrichtung als Steuerhypothese bezeich-

Demgegeniiber geht Kalay (1982) davon aus, dass die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen Handel um den Extag auslost. Allen/Michaely (2001) unterscheiden in diesem Zusammenhang zwischen einem statischen und einem dynamischen Erklarungsansatz/^ Wahrend im Modell von Elton/Gruber (1970) langfristige Investoren als preisbildende Grenzanleger am Ausschtittungstag agieren, nehmen diese Position nach Kalay (1982) kurzfristig orientierte Marktteilnehmer ein7' Die Beeinflussung der Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag durch kurzfristig orientierte Akteure verhindert Riickschlusse auf die marginalen Steuersatze des Grenzanlegers. Noch eine weitere empirische Beobachtung steht sowohl mit der Steuerhypothese als auch mit der Transaktionshypothese im Einklang. Bei einer angenommenen Abhangigkeit der Transaktionskostenhohe vom Kurswert ist der durch die Handelsstrategie realisierte Gewinn bei Aktien mit hohem Dividenden-Kurs-Verhaltnis hoher als bei Aktien mit niedrigem DividendenKurs-Verhaltnis. Die in Gleichung (3.22) angegebene Mindesthohe der Pramie fiir fehlende Gewinnerzielungsmoglichkeiten wachst dementsprechend mit steigender Dividendenrendite und nahert sich eins. Damit impliziert die Transaktionshypothese das gleiche empirische Kursverhalten wie die Existenz von Steuerklienteln.^^

^^ Als Synonym wird in der Literatur u.a. auch der Begriff „Short-term trading hypothesis" verwendet. Vgl. LakonishokA^ermaelen (1983). ^^ Weitere in der Literatur verwendete Begriffe sind „Traditional view" (vgl. Poterba/Summers, 1985) und „Long-term trading hypothesis" (vgl. Michaely, 1991). ^° Vgl. AllenMichaely (2001), S. 20-21. ^' Vgl. Abschnitt 4.2 zur empirischen Evidenz beider Erklarungshypothesen. ^^ Vgl. Miller/Scholes (1982), S. 1140.

3 Theoretische Erklarungsansatze 3.3

79

Weitere Erklarungsmodelle

Dieser Abschnitt gibt einen kurzen Uberblick^^ iiber bedeutende altemativ zur Steuerhypothese diskutierte Erklarungsansatze bezuglich eines Einflusses der Dividendenhohe auf den Marktwert von Aktien.^"^ 3.3.1 Signalling-Modelle Bei Signalling-Ansatzen wird insbesondere die Annahme einer symmetrischen Informationsverteilung zwischen Managem und Anteilseignem einer Untemehmung aufgehoben, die dem Irrelevanztheorem von Miller/Modigliani (1961) zugrunde liegt. Den Managem stehen in der Regel bessere Informationen iiber die zukiinftigen Cash flows und Untemehmensgewinne zur Verfugung als den Anteilseignem oder anderen Kapitalmarktteilnehmem. Die, in dem hier betrachten Zusammenhang relevanten, Signalling-Ansatze basieren meist auf der Pramisse, dass Manager mit Hilfe von Dividendenanderungen Informationen iiber zukiinftige Gewinne des Untemehmens an die Anteilseigner Ubermitteln konnen. Diese Annahme stimmt mit der Beobachtung von Lintner (1956) fur den US-amerikanischen Kapitalmarkt Uberein, dass vor allem Verandemngen in den langfristigen Gewinnaussichten zu einer Anderung der Dividendenzahlung fuhren. Damit das Signal glaubhaft ist, muss es mit „Kosten" verbunden sein, die verhindem, dass absichtlich falsche Signale gesendet werden. Die von Bhattacharya (1979), Miller/Rock (1985) und JohnAVilliams (1985) abgeleiteten Gleichgewichtsmodelle zur optimalen Dividendenhohe unterscheiden sich hinsichtlich der unterstellten Signalkosten und der zugmnde liegenden Annahmen. In dem Modell von Bhattacharya (1979) verpflichten sich die Manager im Zeitpunkt t = 0 zur Zahlung eines bestimmten Dividendenbetrags in t=l. Die Untemehmen, die ein falsches Signal senden, miissen unter den gegebenen Annahmen in r = 1 Fremdkapital aufnehmen. Die damit verbundenen Kosten stellen die Signalkosten dar. Nach dem Modell von Miller/Rock (1985) liegen die erforderlichen Kosten fiir die Unterscheidung zwischen Untemehmen mit guten und schlechten

^^ Aufgrund der Vielzahl der theoretischen und empirischen Studien iiber Signalling- und Agency-Modelle kann in diesem Abschnitt nur auf einzelne Teilaspekte hingewiesen werden. Eine ausfuhrliche (Jbersicht zur empirischen Evidenz geben u.a. Allen/Michaely (2001), S. 50-79, und Lease et al. (2000), S. 73-118. Ein weiterer in der Literatur diskutierter Erklarungsansatz basiert auf der Abweichung des Anlegerverhaltens von dem untersteilten „rationalen Verhalten". Vgl. hierzu u.a. Shefrin/Statman (1984), Miller (1986), und BakerAVurgler (2004).

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3 Theoretische Erklarungsansatze

Gewinnaussichten in der Abweichung von der optimalen Investitionspolitik, die aus der Zahlung der hoheren Dividende resultiert. In dem um Steuem erweiterten Gleichgewichtsmodell von JohnAVilliams (1985) bildet die hohere Steuerbelastung der Dividende im Vergleich zu Kursgewinnen die Signalkosten. Somit kann dieses Modell im Gegensatz zu den Modellen von Bhattacharya (1979) und Miller/Rock (1985) erklaren, warum Dividenden und nicht Aktienriickkaufe fiir die tJbermittlung von Informationen genutzt werden. Signalling-Modelle konnen insbesondere die u.a. von Pettit (1972) auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt^^ beobachteten Kursreaktionen auf Ankiindigungen von Dividendenanderungen erklaren^^ Dagegen deuten die empirischen Resultate von Benartzi/Michaely/ Thaler (1997) darauf bin, dass zwischen Dividendenanderungen und zukiinftigen Gewinnen keine Abhangigkeiten bestehen. Vielmehr scheinen Dividendenerhohungen auf in der Vergangenheit erzielte hohe Gewinne hinzuweisen.^'' Weitere Zweifel an der empirischen Gultigkeit der Signalling-Theorie ruft die Untersuchung von Grullon/Michaely/Swaminathan (2002) hervor. Sie weisen darauf hin, dass eine Dividendenerhohung auch die Reduzierung des systematischen Risikos der Aktie signaHsieren kann. Entsprechend ihrer Argumentation kann der tJbergang von dem Stadium eines Wachstumsuntemehmens zu einem „gereiften" Untemehmen nicht nur mit einem Sinken der InvestitionsmogUchkeiten verbunden sein, sondem auch mit einem Absinken des Risikos. Demzufolge hangt die Kursreaktion am Ankiindigungstag der Dividende davon ab, welcher der beiden gegensatzlichen Effekte, die verringerte ProfitabiUtat Oder das gesunkene Risiko, nach der Beurteilung der Anleger uberwiegt. LeuzAVustemann (2003) vermuten, dass auf dem deutschen Kapitalmarkt aufgrund der konzentrierten Eigentumerstruktur und des bedeutenden Markteinflusses von Banken Informationen vorwiegend uber private Kommunikationswege ubermittelt werden. Demzufolge spielen Signalling-Modelle vermutlich auf dem deutschen Kapitalmarkt keine wesentliche Rolle. Diese Vermutung wird durch die von Goergen et al. (2005) beobachtete hohere Flexibilitat der Dividendenpolitik deutscher Untemehmen im Vergleich zu US-amerikanischen Unternehmen bekraftigt.

^^ Fiir den deutschen Kapitalmarkt vgl. u.a. Amihud/Murgia (1997) und Gerke/Oerke/Sentner (1997). ^^ Vgl. u.a. Healy/Palepu (1988) und Nissim/Ziv (2001). ''^ Vgl. auch DeAngelo/DeAngelo/Skinner (1996).

3 Theoretische Erklarungsansatze

81

3.3.2 Agency-Modelle Eine alternative Erklarung fiir die beobachteten Ankiindigungseffekte von Dividendenanderungen geben die so genannten Agency-Modelle. Sie beruhen auf der Annahme, dass einerseits zwischen Eigenkapital- und Fremdkapitalgeber''^ sowie andererseits zwischen Eigenkapitalgeber und Manager Interessengegensatze vorliegen konnen (Prinzipal-Agenten-Problematik). Da auf realen Kapitalmarkten die Handlungen von Managem nicht vollstandig von den Anteilseignem beobachtbar und somit nicht vollstandig sanktionierbar sind, entstehen Agency-Kosten, die einen negativen Einfluss auf den Untemehmenswert haben. Den theoretischen Ansatzen von Easterbrook (1984) und von Jensen (1986) liegt die Annahme zugrunde, dass eine Reduzierung der dem Management zur Verfugung stehenden Cash flows die Agency-Kosten senkt. Nach der Argumentation von Easterbrook (1984) werden Manager aufgrund der verringerten Liquiditat gezwungen sein, am Kapitalmarkt benotigte finanzielle Mittel aufzunehmen.'^^ Durch die Inanspruchnahme des Kapitalmarkts unterliegt die (vergangene und aktuelle) Investitionstatigkeit des Untemehmens der Prtifung und Einschatzung von potenziellen Eigen- oder Fremdkapitalgebem. Die Ubertragung der Uberwachung des Managements („Monitoring") an den extemen Kapitalmarkt kann auf dieses disziplinierend wirken und somit die Agency-Kosten senken.^^ In aquivalenter Weise argumentiert Jensen (1986), dass finanzielle Mittel, fiir die keine Investitionsprojekte mit einem positiven Kapitalwert vorliegen, an die Anteilseigner ausgeschiittet werden sollten. Die Reduzierung dieser als „Free cash flows" bezeichneten finanziellen Mittel kann die „Uberinvestitionen" des Untemehmens^^ verringem und somit eine Erhohung des Marktwerts bewirken. Empirische Evidenz fiir diese Hypothese auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt liefert die Untersuchung von Lang/Litzenberger (1989).^^ Sie stellen fest, dass Ankundigungen einer Dividendenerhohung bei Untemehmen mit einem Tobins q von kleiner Eins, das sie als Indiz fur eine vorliegende Uberinvestitionen interpretieren, deutlich starkere Kurssteigerungen auslosen als bei Untemehmen mit einem Tobins q von groBer Eins. Die Erklamngsansatze von Easterbrook (1984) und Jensen (1986) konnen die Existenz von Dividenden nicht begrunden, da auch die Durchfuhrung von Aktienriickkaufen oder die Stei-

^^ Vgl. u.a. Handjinicolaou/Kalay (1984). ^^ Vgl. auch Rozeff( 1982). ^^ Ausfuhrlich in Easterbrook (1984), S. 652-654. ^' Vgl. hierzu Jensen/Meckling (1976). ^^ Fiir den deutschen Kapitalmarkt vgl. u.a. Kaserer/RoosAVenger (2003).

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3 Theoretische Erklarungsansatze

gerung der Zinsbelastung durch eine Erhohung der Verschuldung die Liquiditat der Unternehmen reduzieren wiirde.^^ Eine Erklarung fur die Existenz von Dividenden auf dem USamerikanische Kapitalmarkt bietet das Modell von Allen/BemardoAVelch (2000) an. Sie zeigen, dass Untemehmen durch die Dividendenzahlungen versuchen, die Aufmerksamkeit von institutionellen Anlegem (z.B. Pensionsfonds) zu erlangen, bei denen Dividenden einer niedrigeren Besteuerung unterliegen als Kursgewinne. Da institutionelle Anleger in der Regel bessere Kontroll- und tJberwachungsmoglichkeiten als Privatanleger besitzen, konnen sie die Qualitat des Managements besser einschatzen. In den vergangenen fiinf Jahren wurden insbesondere Agency-Beziehungen zwischen Kleinund GroBaktionaren in die empirischen Untersuchungen einbezogen.^"^ Dabei wird unterstellt, dass GroBaktionare zu Ungunsten der Kleinaktionare die Verwendung von finanziellen Mitteln zu ihrem Vorteil („private benefits") beeinflussen konnen. Der Interessenkonflikt zwischen Klein- und GroBaktionaren ist aufgrund der konzentrierten Eigentumerstruktur vor allem ftir den deutschen Kapitalmarkt von Bedeutung. Gugler/Yurtoglu (2003) ermitteln fiir diesen im Zeitraum 1992 bis 1998, dass die Renditeeffekte bei Ankiindigungen von Dividendenanderungen bei Untemehmen mit einem GroBaktionar, der mehr als 50 % der Aktien besitzt, im Vergleich zu anderen Untemehmen deutlich starker sind.

^^ Vgl. hierzu und zu weiteren Problemen Allen/Michaely (2001), S. 61-63. ^"^ Vgl. u.a. La Porta et al. (2000).

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4

Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

Nur auf Basis empirischer Untersuchungen konnen Schlussfolgerungen hinsichtlich der Relevanz angebotener Erklarungshypothesen iiber den Einfluss von Dividenden auf Aktienrenditen gezogen werden. Dieses Kapitel stellt empirische Resultate bereits durchgefuhrter Uberprijfungen der steuerbasierten Erklarungsansatze vor.^ Das zur Erklarung durchschnittlicher Aktienrenditen entwickelte Steuer-CAPM wird dabei ebenso wie das Modell von Elton/Gruber (1970) zur Erklarung des Rendite verbal tens am Ausschiittungstag der Dividende im Folgenden kurz als Steuerhypothese bezeichnet. Da sich bisherige Studien entweder mit der Analyse der Beziehungen zwischen durchschnittlichen Aktienrenditen und Dividendenrenditen entsprechend des Steuer-CAPMs oder mit der Analyse des Dividendenabschlags am Ausschiittungstag beschaftigen, werden die Ergebnisse beider Untersuchungsansatze getrennt voneinander prasentiert. Ein Schwerpunkt der nachfolgenden Betrachtungen liegt auf der Fragestellung, inwieweit die aufgezeigten, zum Teil widerspriichlichen Ergebnisse von den angewandten Untersuchungsmethoden abhangen.

4.1

Empirische Uberpriifung des Steuer-CAPMs

4.1.1 Wichtige Aspekte im Rahmen der empirischen Uberpriifbarkeit des SteuerCAPMs Die Transformation des einperiodischen Steuer-CAPMs in (3.8)^ zu einem mehrperiodischen Regressionsmodell erfordert einerseits gleichartige Annahmen wie die Schatzung des Standard-CAPMs.^ So miissen die Renditen der n Aktien und des Marktportefeuilles bzw. ihre Uberrenditen in Bezug auf den risikolosen Zinssatz im Zeitveriauf identisch und unabhangig voneinander multivariat normalverteilt sein. Da der risikolose Zinssatz im Zeitablauf betrachtlich variiert, werden in neueren Studien meist Uberrenditen als zu erklarende Variable festgelegt. Zudem miissen Annahmen iiber die zeitliche Stabilitat der zu analysierenden Beziehung

Frankfurter/Wood (2002) geben einen ausfuhrlichen Uberblick uber die empirischen Resultate verschiedener Studien zur Dividendenpolilik. Die Bemerkungen dieses Abschnitts beziehen sich beispielhaft auf die in Gleichung (3.8) angegebene Version des Steuer-CAPMs. Sie gelten analog fur empirische Uberpriifungen der modifizierten Versionen in (3.10), (3.12) und (3.14). Kritisch zur empirischen Uberpriifbarkeit des Standard-CAPMs auBern sich u.a. Roll (1977) und Roll/ Ross (1994).

84

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

zwischen den Aktienrenditen und den Erklarungsvariablen getroffen werden."^ Anderseits sind aufgrund der speziellen Struktur des Steuer-CAPMs zusatzliche Annahmen bezuglich der einbezogenen aktienspezifischen Dividendenrenditen notwendig. Problematisch sind insbesondere die im Steuer-CAPM unterstellten sicheren Erwartungen im Hinblick auf die Dividendenhohe der einzelnen Aktien. Eine deterministische Dividende bzw. Dividendenrendite in samtlichen Zeitperioden impliziert im Prinzip prognostizierbare zuktinftige Aktienkurse und demzufolge risikolose Renditen.^ Deshalb werden in Mehrperiodenmodellen^ die deterministischen Dividendenrenditen durch erwartete Dividendenrenditen ersetzt. Da die erwarteten Dividendenrenditen allerdings nicht bekannt sind, miissen sie auf Basis von angekiindigten oder in der Vergangenheit gezahlten Dividenden geschatzt werden. Einen bedeutenden Einfluss auf den Schatzwert fUr die Dividendenrendite iibt der unterstellte Anlagehorizont der Anleger aus. Miller/Scholes (1982) unterscheiden zwischen kurzfristig und langfristig erwarteten Dividendenrenditen 8j^. Bei der Berechnung der kurzfristigen Dividendenrendite wird die fiir die Periode t erwartete Dividende in das Verhaltnis zum Aktienendkurs der Vorperiode t-l gesetzt. Dabei betragt das Zeitintervall in der Regel einen Monat. Kurzfristige Dividendenrenditen weichen nur in denjenigen Perioden von null ab, in denen die Aktie j tatsachlich Dividenden ausschtittet. Als langfristige Dividendenrendite bezeichnen sie dagegen den Quotienten aus der Dividendensumme des vorangegangenen Kalenderjahres oder der vorangegangenen zwolf Monate zum Endkurs der Aktien des Vorjahres. Bei Nutzung langfristiger Dividendenrenditen wird fiir jede Periode, z.B. fiir jeden Monat des Kalenderjahres, der gleiche aktienspezifische Betrag verwendet. Aufgrund der vierteljahrlichen Dividendenausschiittungen sollten kurzfristige Dividendenrenditen US-amerikanischer Aktien niedrigere Durchschnittswerte aufweisen als langfristige Dividendenrenditen. Im Gegensatz dazu sollten auf dem deutschen Kapitalmarkt beide Definitionen zu vergleichbaren Durchschnittswerten fiihren. Indes bewirkt der bei langfristiger Definition vorgenommene Ansatz einer konstanten Dividendenrendite fiir jede Aktie innerhalb eines Kalenderjahres sowohl auf dem deutschen als auch auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt eine hohere Variabilitat der einbezogenen Dividendenrenditen in den

Fama/MacBeth (1973) unterstelien z.B., dass die in den einzelnen Monaten t vorliegenden Koeffizienten einer stabilen Verteilung entstammen. Vgi. ausfuhrlich zum Dividendendiskontierungsmodell u.a. in Gordon/Shapiro (1956) und Gordon (1959). Vgl. Fama (1977) allgemein zur tJbertragung von Aussagen eines Einperiodenmodells auf ein Mehrperiodenmodell.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

85

einzelnen Monaten, da die Anzahl der Aktien mit einer Dividendenrendite von null geringer ausfallt^ Die Zugrundelegung einer langfristigen Definition der Dividendenrendite geht davon aus, dass der Anlagehorizont der Investoren ein Kalenderjahr betragt. Deshalb wird die renditeerklarende Wirkung der Dividende Uber das gesamte Jahr bestimmt, also sowohl fiir die Dividendenmonate der jeweiligen Aktie als auch fiir die sonstigen Monate. Dagegen unterstellt die alleinige Betrachtung von Renditeeffekten in Ausschiittungsmonaten bei Verwendung kurzfristiger Dividendenrenditen einen monatlichen Anlagehorizont.^ Im Modellrahmen des Standard-CAPMs wie auch des Steuer-CAPMs wird keine Festlegung tiber die Lange des Anlagehorizonts (jahrlich, monatlich, wochentlich) getroffen, fiir welches die Modellgleichung gilt. Prinzipiell sollten beide Gleichgewichtsmodelle, wenn die ihnen zugrunde liegenden Annahmen so wie die erforderlichen Bedingungen fiir die generelle empirische Uberprufbarkeit erfullt sind, unabhangig von der Lange des Anlagehorizonts in der Lage sein, die durchschnittlichen Renditen von Aktien zu beschreiben. Da eine beobachtete renditebeeinflussende Wirkung der Dividendenrendite gegen die Hypothese spricht, dass der Betafaktor der einzige bewertungsrelevante Faktor ist, bildet das Standard-CAPM implizit die Nullhypothese bei empirischen Tests des Steuer-CAPMs. Dies schlieBt jedoch nicht aus, dass bei einem bestimmten unterstellten Anlagehorizont das Steuer-CAPM zur Abbildung des Renditeverhaltens geeignet ist, wahrend bei Zugrundelegung eines anderen Anlagehorizonts die empirische Evidenz starker fiir das Standard-CAPM^ spricht. Demzufolge beziehen sich Aussagen uber die empirische Giiltigkeit der Modelle ausschlieBlich auf den jeweils betrachten Anlagehorizont. Die bisher durchgefiihrten Analysen des Steuer-CAPMs basieren in der Regel auf monatlichen Renditen. Dabei werden in Abhangigkeit von der genutzten Definition der Dividendenrendite iiberwiegend monatliche oder jahrliche Anlagehorizonte unterstellt. Der Einfluss der Dividendenrendite auf die risikoangepasste Aktienrendite wird im Rahmen des Steuer-CAPMs in Gleichung (3.8) von der Hohe des komplexen Steuerparameters S bestimmt. Um Aussagen uber die Vereinbarkeit des Schatzwerts von S mit den steuerlichen Ge-

Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 178, fuhren u.a. an, dass die Effizienz der (OLS-)Schatzung eines Koeffizienten positiv von der Variabilitat der Erklarungsvariablen abhangt. Vgl. Miller/Scholes (1982), S. 1122-1123. So finden u.a. Handa/KothariAVasley (1993) bei Zugrundelegung monatlicher Renditeintervaile keine Hinweise auf die empirische GUltigkeit des Standard-CAPMs. Demgegenuber steht das Verhalten jahrlicher Aktienrenditen im Einklang mit dem Standard-CAPM. Mogliche Ursachen fiir diese Beobachtung geben Kothari/Shanken(1999),S. 53-55.

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4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

gebenheiten des Kapitalmarktes treffen zu konnen, sind vereinfachende Annahmen bezuglich der anlegerindividuellen Risikotoleranzen w. sowie der anlegerindividuellen Grenzsteuersatze fiir Dividenden s^. und Kursgewinne 5^, erforderlich.^^ Mogliche Annahmen konnen sein: (1) Sowohl Kursgewinne als auch Dividenden werden bei alien Anlegem mit identischen marginalen Steuersatzen in Hohe von Sg und s^ belastet. Als Folge ist der Steuerparameter S gleich der Differenz zwischen dem marginalen Steuersatz fiir Dividenden und dem marginalen Steuersatz ftir Kursgewinne dividiert durch eins minus dem marginalen Steuersatz fiir Kursgewinne:^^

S=-

l-s„

Unterliegen zusatzlich Kursgewinne keiner Besteuerung oder ist die effektive Steuerlast aufgrund einer langen Anlagedauer null, so entspricht S der Hohe des marginalen Steuersatzes fiir Dividenden s^.

(2) Alle Anleger besitzen eine identische Risikotoleranz und auf Kursgewinne entfallt effektiv keine Steuerlast. So gibt S den ungewichteten Mittelwert der marginalen Steuersatze fur Dividenden aller auf dem Kapitalmarkt handelnden Anleger an: c

1 v^ ^

12

i=i

Obwohl die beiden altemativen Annahmen die Realitat nur sehr ungeniigend widerspiegeln diirften, bilden sie erst die Grundlage fiir eine empirische Quantifizierung der steuerlich induzierten Renditewirkungen. Die Beobachtung, dass sich die in der Hohe des Schatzwerts S abgebildeten impliziten Steuersatze fiir Dividenden und Kursgewinne innerhalb der Bandbreite der gesetzlich festgelegten Steuersatze befinden, kann als Hinweis auf eine steuerliche Ursache des Einflusses von Dividenden auf Aktienrenditen interpretiert werden.

'^ Bei einem progressiv verlaufenden Einkommensteuertarif hangt die Hohe des relevanten Grenzsteuersatzes bei den Anlegern von der Hohe ihrer Bemessungsgrundlagen ab. •' Vgl. Wiese (2004), S. 18-19. '^ Siehe zur formalen Herleitung Anhang A. 3.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

87

4.1.2 Renditebeeinflussende Wirkung der Dividendenrendite Black/Scholes (1974) analysieren in einer der ersten empirischen Studien zum Einfluss von Dividendenrenditen auf durchschnittliche Aktienrenditen den US-amerikanischen Kapitalmarkt im Zeitraum von 1936 bis 1966. Dabei legen sie ihren Untersuchungen nicht das Steuer-CAPM nach Brennan (1970), sondem das folgende modifizierte Modell zugrunde:

Eir^)=ro+{EirJ-n)j3^.^r,^^^-^.

(4.1)

V; = l, ...,«. Anstelle des risikolosen Zinssatzes beziehen sie aufgrund der Ergebnisse von Black/Jensen/Scholes (1972) die Rendite des Zero-Beta-Portefeuilles, die durch den Parameter y^ abgebildet wird, in das Gleichgewichtsmodell ein. Die durchschnittliche Rendite des Zero-BetaPortefeuilles ubersteigt den risikolosen Zinssatz und ist annahmegemaB unabhangig von der Rendite des Marktportefeuilles. Black/Jensen/Scholes (1972) weisen darauf hin, dass das Zero-Beta-CAPM nach Black (1972) besser als das Standard-CAPM geeignet ist, die beobachteten Renditedifferenzen von Aktien zu erklaren. Der Einfluss der Dividendenpolitik auf die erwartete Aktienrendite spiegelt sich in y^ wider. Zur Bestimmung von y^ und y^ nutzen Black/Scholes (1974) keine Querschnittsregressionen, sondem ein dreistufiges Schatzverfahren unter Beriicksichtigung der Fahigkeit, dass die Koeffizienten als Renditen von Portefeuilles mit bestimmten Eigenschaften interpretierbar sind. So gibt yQ die erwartete Rendite eines Portefeuilles mit einem Betafaktor von null und einer Dividendenrendite an, die gleich der Dividendenrendite des Marktportefeuilles ist.*^ Formal gilt:

E{?^)=Y,X^E(?^)

= y^±X^^{E(rJ-y,)±X^j3^^y±X^^^

= ro^

'^ Vgl. auch Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 176.

(4.2)

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4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

wenn

X ^ ; = 1 ' Z ^ / j =0 "nd ^ X / , =
mit:

Xj

: relativerPortefeuilleanteil der Aktiey.

In Analogic zur Gleichung (4.2) misst y^ die erwartete Rendite eines Hedge-Portefeuilles ebenfalls mit einem Betafaktor von null und einer Dividendenrendite, die der Dividendenrendite des Marktportefeuilles entspricht.^'^ Zudem miissen die konstruierten Portefeuilles fiir eine effiziente Schatzung die kleinstmoglichen Varianzen aufweisen.^^ Folglich bestimmen sich die Gewichte der Aktien in den zu bildenden Portefeuilles in Abhangigkeit von ihren individuellen Betafaktoren, Dividendenrenditen und Varianzen sowie Kovarianzen. Da keine dieser GroBen bekannt ist, miissen sie auf der ersten Stufe geschatzt oder berechnet werden. Black/Scholes (1974) verwenden eine langfristige Dividendenrendite, die dem Quotienten aus der Summe der gezahlten Quartalsdividenden des Vorjahres zum Endkurs des Vorjahres entspricht. Die Schatzungen der Betafaktoren sowie der Varianzen und Kovarianzen erfolgt auf Basis des Marktmodells in einem funfjahrigen Zeitraum, der vor dem Zeitpunkt der Portefeuillezusammenstellung endet. Auf der zweiten Stufe bilden sie 25 gleichgewichtete Portefeuilles nach abhangiger Sortierung, wobei sie die Aktien zuerst nach der Hohe der Dividendenrendite in funf Portefeuilles einteilen. Innerhalb jedes Portefeuilles werden die Aktien wiederum entsprechend ihres Betafaktors fiinf Subportefeuilles zugeordnet. Portefeuilles besitzen gegeniiber Einzelwerten den Vorteil, dass sie innerhalb der Schatzperiode stabilere Eigenschaften aufweisen. Auf der dritten Stufe wird die Schatzmethode der ersten Stufe auf Basis der 25 Portefeuilles wiederholt. Die geschatzten portefeuillespezifischen Betafaktoren, Dividendenrenditen, Varianzen und Kovarianzen legen die Zusammensetzung der zwei endgiiltigen Portefeuilles und somit auch y^ und yQ fest. Das Portefeuille zur Bestimmung von j^j besteht tendenziell aus /ong-Positionen (positive Gewichte) in Portefeuilles mit hohen Dividendenrenditen und aus ^/lorr-Positionen (negative Gewichte) in Portefeuilles mit niedrigen Dividendenrenditen.^^ Der monatliche Schatzwert fur

"* Bei einem Hedge-Portefeuille betragt die Summe der Portefeuilleanteile der einbezogenen Aktien null, X X^ = 0, d.h. der Investitionsbetrag des Anlegers ist null. '^ Vgl. Black/Scholes (1974), S. 9-11. '^ Vgl. Black/Scholes (1974), S. 13-14.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

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y^ im Zeitraum 1936 bis 1966 ist mit 0,09 % zwar positiv, aber statistisch nicht signifikant von null verse hi eden.^'^ Daraus folgem Blaek/Seholes (1974), dass Aktien mit hohen Dividendenrenditen durehsehnittlieh keine hoheren risikoangepassten Vorsteuerrenditen erzielen als Aktien mit niedrigeren Dividendenrenditen. Allerdings ist der Parameter y^ mit 0,6 % im gesamten Untersuchungszeitraum zum Niveau von 1 % statistisch signifikant.'^ Hierin sehen sie eine Bekraftigung des empirischen Befundes von Black/Jensen/Scholes (1972), dass Aktien mit hohen Betafaktoren niedrigere Renditen erzielen, als vom Standard-CAPM prognostiziert, wahrend Aktien mit niedrigen Betafaktoren hohere Renditen aufweisen. Dieses Renditeverhalten wird durch das Zero-Beta-CAPM abgebildet. Zu einem anderen Ergebnis bezuglich der renditebeeinflussenden Wirkung von Dividenden auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt gelangen Litzenberger/Ramaswamy (1979). Sie fiihren ftir jeden Monat t des Zeitraums 1936 bis 1977 eine Querschnittsregression auf Basis des nachfolgenden Regressionsmodells durch:

^t - rtt =ro^h Pjt + Yi fc - 'vJ+u^,,

(4.3)

V;=: 1, ...,n,t= 1, ..., r, mit:

w^,

: Residuum der Aktieyim Monat r.

Die ungewichteten Mittelwerte der monatlich geschatzten Koeffizienten y^, fj und y^ stellen nach Fama/MacBeth (1973) unter der Annahme, dass die Koeffizienten wahrend des gesamten Untersuchungszeitraums identisch und unabhangig voneinander verteilt sind, den Jewells besten Schatzer dar.'^ Gleichung (4.3) steht unter der Bedingung, dass y^ statistisch nicht signifikant von null abweicht, im Einklang mit der Version des Steuer-CAPMs nach Gleichung (3.8). Bei positiven y^ stellt es dagegen eine empirisch uberpriifbare Version des in Gleichung (3.10) angegebenen Modells bei beschrankter Kreditaufnahme dar.

Rosenberg/Marathe (1975) weisen darauf hin, dass die Vorgehensweise von Black/Scholes (1974) zur Bestimmung der Parameter aquivalent zu einer OLS-Schatzung ist. Vgl. Rosenberg/Marathe (1975), S. 146. Falls konkretisierende Angaben fehlen, bedeutet der Ausdruck „statistisch signifikant" in den weiteren Ausfuhrungen, dass der Parameterwert auf einem Niveau von 5 % signifikant von null verschieden ist. Diese Untersuchungsmethode wird ebenfalls in der vorliegenden Arbeit verwendet und deshalb ausfuhrlich in Abschnitt 5.2.1 erlautert.

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4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

Die Bestimmung der in Gleichung (4.3) verwendeten Betafaktoren der Aktien erfolgt durch Schatzung des Marktmodells in 60 Monate umfassenden Zeitperioden. Damit zum einen keine tautologischen Beziehungen zwischen den Renditen ?^, und den geschatzten Betafaktoren Pj^ im Monat t bestehen und zum anderen der Querschnittsregression des Monats t ausschlieBlich offentlich bekannte Informationen zugrunde liegen, endet die Schatzperiode jeweils mit dem Vormonat t-\}^ Durch die Verwendung der geschatzten statt der wahren (unbekannten) Betafaktoren wird das so genannte „Fehler-in-den-Variablen"-Problem hervorgerufen, d.h. die Einbeziehung der mit Schatzfehlem behafteten Betafaktoren p.^ als unabhangige Variable im Regressionsmodell verursacht verzerrte Schatzwerte.^^ Litzenberger/Ramaswamy (1979) nutzen ein selbst entwickeltes Korrekturverfahren zur Beseitigung der durch das „Fehler-in-den-Variablen"-Problem ausgelosten Verzerrungen.^^ Alternative Moglichkeiten bestehen in der Bildung von Portefeuilles^^ und in der Aufnahme von Instrumentalvariablen''. Im Gegensatz zu Black/Scholes (1974) verwenden Litzenberger/Ramaswamy (1979) eine kurzfristige Definition der erwarteten Dividendenrendite. Dabei gehen sie wie folgt vor: Die Dividendenrendite einer Aktie y, Sj^, betragt fiir den Monat t null, indem sie entweder keine Dividende oder eine Sonderdividende ohne spatestens im Vormonat erfolgte Ankiindigung zahlt:
Bei Zahlung einer regularen Quartalsdividende oder einer Sonderdividende von Aktie j im Monat r, deren Hohe in einem vorangegangenen Monat angekiindigt wurde, entspricht S^^ dem Quotienten aus der angektindigten Dividende d^^ und dem Endkurs des Vormonats

Pjt-X

Die Einbeziehung der aus der Schatzperiode r-60 bis t-\ stammenden Betafaktoren in die Querschnittsregression des Monats t erfordert die Existenz zeitinvarianter Betafaktoren. Dieses ist gleichbedeutend mit der Unterstellung stabiier multivariat (normal-)verteilter Renditen. Zu den Auswirkungen des ,J^ehler-in-den-Variablen"-Probiem siehe z.B. Levi (1973) und Chan/Chen (1988). 22

Siehe hierzu Abschnitt 5.2.1 und die kritischen Anmerkungen von Capiteili (1989), S. 88-89.

^^ Vgl. Black/Jensen/Scholes (1972), S. 93. ^^ Vgl. Stehle (1976), S. 59-62.

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Falls keine Dividendenankundigung vor Monat t stattfand, aber in diesem die Zahlung einer regularen Dividende erfolgte, wird unabhangig von der tatsachlichen Hohe der um KapitalmaBnahmen bereinigte, zuletzt ausgeschiittete Dividendenbetrag verwendet, sofem er in den vorangegangenen zwolf Monaten ausgeschtittet wurde:

.^,3 Diesem Vorgehen liegt implizit die Annahme zugrunde, dass die Anleger an jedem Monatsende wissen, welches Untemehmen im nachsten Monat Dividenden ausschiitten wird.^^ Gleichzeitig wird unterstellt, dass die Anleger auch dann eine Dividende in Hohe des zuletzt gezahlten Betrags erwarten, obwohl sie moglicherweise fiir drei Quartale ausfiel. Der mit Hilfe der Fama-MacBeth-Methode geschatzte Koeffizient der Dividendenrendite y^ betragt abhangig vom durchgefuhrten Schatzverfahren^^ zwischen 0,23 und 0,24. Da er in alien drei Fallen zu einem Niveau von unter 1 % statistisch signifikant ist, ubt die Dividendenrendite in Ausschtittungsmonaten einen wesentlichen Einfluss auf die Aktienrendite aus. Demnach leistet die Dividendenrendite einen im Vergleich zum Standard-CAPM zusatzlichen Erklarungsbeitrag fiir Aktienrenditen.^^ Zweifei an der Giiltigkeit der Hypothese, dass der aufgezeigte Zusammenhang zwischen Dividenden und Aktienrenditen auf die differenzierte steuerliche Behandlung von Dividenden und Kursgewinnen zuriickzufuhren ist, ruft der ermittelte Koeffizient der Dividendenrendite in Hohe von 0,10 in den nachfolgenden Nichtausschiittungsmonaten hervor. Bei Existenz von steuerbasierten Kurseffekten sollte nur in den Ausschtittungsmonaten eine Abhangigkeit der Aktienrendite von der Dividendenrendite vorliegen, die zudem im Einklang mit den steuerhchen Rahmenbedingungen steht. Allerdings widerspricht die deutlich gesunkene Starke des

Vgl. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 182. Litzenberger/Ramaswamy (1979) bestimmen die Werte von y^, y^, und y^ der Gleichung (4.3) erstens mit Hilfe von „Ordinary least square" (OLS)-Schatzungen, zweitens aufgrund der Heteroskedastie der Residuen auf Basis von „Generalized least square" (GLS)-Schatzungen sowie drittens unter zusatzlicher Berucksichtigung des „Fehler-in-den-Variablen"-Problems durch „Maximum Likelihood"-Schatzungen. Da der aktienspezifische Betafaktor bei einem f, von null den einzigen bewertungsrelevanten Faktor darstellt, bildet das Standard-CAPM implizit die Nullhypothese des Signifikanztests. Aufgrund der Konzentration der vorliegenden Arbeit auf die Renditewirkung der Dividendenrendite wird in der Regel auf die Angabe von f, und von y^ verzichtet.

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renditebeeinflussenden Effekts in den Monaten ohne Dividenden ebenfalls der Vermutung, dass andere mit der Dividendenrendite korrelierte Variablen die empirisch aufgezeigten Zusammenhange bewirken.^^ Im Gegensatz zu diesen Resultaten schatzt Hess (1983) mit Hilfe der „Seemingly unrelated regressions"-Methode sowohl fiir den Ausschiittungsmonat t als auch fur die zwei darauf folgenden Monate einen Dividendeneffekt in annahemd gleicher Hohe.^^ Weiterhin stellen Litzenberger/Ramaswamy (1979) einen nichtlinearen Zusammenhang zwischen der Aktienrendite und der Dividendenrendite auf Basis des folgenden Regressionsmodells fest:

V7 = l,...,«, r = l , . . . , r , der im Einklang mit den in Abschnitt 3.2,4 erlauterten Steuerklientel-Effekten steht. Der geschatzte negative Parameterwert y^ deutet gemeinsam mit dem geschatzten positiven Parameterwert ftir y^ darauf bin, dass mit steigender Dividendenrendite der Einfluss auf die Aktienrendite abnimmt.^^ Dieses Ergebnis wird von Litzenberger/Ramaswamy (1980) auf der Grundlage von Portefeuilles bekraftigt, wobei die Aktienzuordnung nach der Hohe der Dividendenrendite erfolgt. Innerhalb der fiinf gebildeten Portefeuilles schatzen sie den Einfluss der Dividendenrendite auf die Aktienrendite separat. Dabei stellen sie fest, dass die renditeerklarende Wirkung der Dividendenrendite bei Aktien mit hohen Dividende-Kurs-Verhaltnissen geringer ausfallt als bei Aktien mit niedrigen Dividende-Kurs-Verhaltnissen."^^ Kalay/Michaely (2000) halten die Untersuchungsmethode von Litzenberger/Ramaswamy (1980) fiir nicht geeignet, die Hypothese der Steuerklientelbildung empirisch zu tiberprtifen.^^ Sie weisen darauf bin, dass dieses Verfahren falschlicherweise eine nichtlineare Bezie-

Vgl. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 187-188. Seine Schatzungen basieren auf 30 US-amerikanischen Aktien, die im Untersuchungszeitraum von 19511980 regelmaBig eine Quartalsdividende zahiten und diese vor dem Monat t ankundigten. Siehe Hess (1983), S. 549-553. Vgl. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 188-189. Vgi. Litzenberger/Ramaswamy (1980), S. 480. Vgl. Kalay/Michaely (2000), S. 72.

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hung zwischen derrisikoangepasstenAktienrendite und der Dividendenrendite abbilden kann, wenn gar keine Abhangigkeiten zwischen beiden GroBen vorUegen. Abbildung 4.1 veranschauHcht ihren Einwand vereinfacht. Trotz fehlender Interdependenzen bewirkt die Zuordnung der Einzelwerte in die Aktiengruppen I bis V, dass die risikoangepassten Renditen der Aktien in Portefeuille I scheinbar starker von der Dividendenrendite abhangen als die Renditen der Aktien in Portefeuille V. Somit liefert eine auf Basis dieser Untersuchungsmethode aufgezeigte negative Beziehung zwischen der Dividendenrendite und ihrem geschatzten Koeffizienten keine empirische Evidenz fur Steuerklientel-Effekte.

Abbildung 4.1: Risikoangepasste Aktienrendite als Funktion der Dividendenrendite fiir fiinf gebildete Portefeuilles

Quelle: Kalay/Michaely (2000), S. 70 Nach Ansicht von Miller/Scholes (1982) sind die empirischen Befunde von Litzenberger/Ramaswamy (1979) auf Ankiindigungseffekte von Dividenden oder Dividendenauslassungen zuriickzufuhren. Im Zeitraum 1940 bis 1978 fanden bei 30-40 % der untersuchten Aktien die Dividendenankiindigung und -ausschuttung im selben Kalendermonat statt. Wie bereits dargestellt, setzen Litzenberger/Ramaswamy (1979) fur diese Aktien eine von null abweichende Dividendenrendite fiir den Exmonat t an. Fallt jedoch ohne Anklindigung die Dividende in dem sonst ublichen Monat t aus, setzen sie die erwartete Dividendenrendite auf Null. Nach der Argumentation von Miller/Scholes (1982) zeigt sich im Monat t eine positive Beziehung zwischen der Dividenden- und Aktienrendite, da Ankiindigungen unerwarteter Dividendener-

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hdhungen mit Kurssteigerungen und unerwarteter Dividendenausfalle im Gegensatz dazu mit Kurssenkungen verbunden sind.^^ Sowohl beim Ausschluss von Aktien, die ihre Dividenden nicht spatestens im Monat t-\ ankundigten, als auch bei Verwendung von langfristigen Dividendenrenditen schatzen Miller/ Scholes (1982) einen positiven, aber nicht statistisch signifikanten Koeffizient der Dividendenrendite. Aus diesen empirischen Befunden folgem sie im Einklang mit Black/Scholes (1974), dass sich die differenzierte Besteuerung von Dividenden und Kursgewinnen nicht adaquat in der Vorsteuerrendite von Aktien widerspiegelt. Im kurzfristigen Handel zwischen unterschiedlich besteuerten Anlegem um den Ausschiittungstag sehen sie eine mogliche Ursache ftir den zu gering ausfallenden Zusammenhang zwischen Dividenden und Aktienrendi-

Im Gegensatz dazu erhalten Elton/Gruber/Rentzler (1983) mit einer nahezu identischen Stichprobe auf Basis von Portefeuilledaten einen statistisch signifikanten Einfluss der Dividendenrendite des Vorjahres auf die jahrliche Portefeuillerendite. Die Gruppierung der Aktien in 20 Portefeuilles erfolgt entsprechend der im Vorjahr realisierten Dividendenrendite. Dabei werden alle Aktien, die eine Dividendenrendite von null aufweisen, zu einem Portefeuille zusammengefasst. Diese Vorgehensweise ermoglicht, dass nicht dividendenzahlende Aktien separat analysierbar sind.^^ Bereits Blume (1980) zeigt auf, dass Aktien ohne Dividenden durchschnittlich hohere risikoangepasste Renditen erzielen als Aktien mit Dividenden. Die Ausnahme hiervon bilden die Aktien mit den hochsten Dividendenrenditen, deren Rendite hoher als die Rendite der Aktien ohne Dividenden ausfallt.^^ Demnach scheint ein nichtlinearer u-fdrmiger Zusammenhang zwischen risikoangepassten Aktienrenditen und Dividendenrenditen vorzuliegen, der nicht mit steuerlich bedingten Auswirkungen im Einklang steht.^^ Elton/Gruber/Rentzler (1983) schatzen bei getrennter Beriicksichtigung des Renditeeinflusses nicht dividendenzahlender Aktien durch eine Dummy-Variable einen Koeffizienten der Divi-

" Vgl. Miller/Scholes (1982), S. 1124-1126. ^^ So auch Kalay (1982). ^^ Da die nicht dividendenzahlenden Aktien in einigen Zeitabschnitten sehr zahlreich sind, wurde eine gleichmaBige Aufteilung aller Aktien nach der Dividendenrendite auf Portefeuilles identischer Anzahl dazu fiihren, dass mehrere Portefeuilles aus Aktien ohne Dividendenzahlungen bestehen. So gehen beispielsweise Black/ Scholes (1974) vor. Vgl. Elton/Gruber/Rentzler (1983), S. 137. ^^ Hierzu auch Litzenberger/Ramaswamy (1980), S. 481-482. "

Vgl. Blume (1980), S. 572-573.

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dendenrendite von 0,79 (t-Wert: 9,60). Bei einheitlicher Einbeziehung aller Portefeuilles fallt die renditeerklarende Wirkung der Dividendenrendite mit 0,34 zwar niedriger aus, ist aber mit dem t-Wert von 2,04 weiterhin statistisch signifikant. Hieraus folgem sie, dass neben der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen noch weitere, bisher unbekannte Faktoren einen Dividendeneffekt hervorrufen konnten. Die von Miller/Scholes (1982) angefiihrte Kritik an der Einbeziehung kurzfristiger Dividendenrenditen ist flir Analysen von Dividendeneffekten auf dem schweizerischen und deutschen Kapitalmarkt nicht relevant. Auf beiden Kapitalmarkten werden in der Regel nur einmal pro Kalenderjahr Dividenden gezahlt, deren Ankiindigung mindestens 4-6 Wochen vor dem Ausschiittungstag erfolgt.^^ Basierend auf insgesamt 228 an der Ziiricher Wertpapierborse notierte Aktien im Zeitraum 1977 bis 1985 verwendet Capitelli (1989) im Wesentlichen die gleiche Untersuchungsmethodik wie Litzenberger/Ramaswamy (1979). Die erwartete Dividendenrendite fiir den Monat t, in dem die Dividende des abgelaufenen Geschaftsjahres ausgeschiittet wird, berechnet sich aus dem Verhaltnis des angekiindigten Betrags zum Endkurs des Vormonats t-1. Fiir die anderen Monate ist sie null. Bei Zugrundelegung des Regressionsmodells (4.3) erhalt er ftir y^ einen Parameterwert von 0,26 mit einem t-Wert von 4,11. Dieser positive Einfluss der Dividendenrendite auf die Aktienrendite ist im Gegensatz zu den erwahnten Resultaten von Litzenberger/Ramaswamy (1979) ausschlieBlich auf die Ausschiittungsmonate beschrankt. Ebenfalls stark an die Vorgehensweise von Litzenberger/Ramaswamy (1979) lehnt sich die empirische Untersuchung von Konig (1990) fiir den deutschen Kapitalmarkt an. Seinen Schatzungen liegen Renditen und Dividendenzahlungen zugrunde, die keine Korperschaftsteuergutschriften berucksichtigen. Er ermittelt auf dem deutschen Kapitalmarkt fiir die gesamte Untersuchungsperiode von 1959 bis 1986 mit Hilfe einer Maximum-Likelihood-Schatzung einen statistisch hochsignifikanten Koeffizienten der Dividendenrendite von 0,22."^^ Die mit der Umsetzung der Korperschaftsteuerreform 1977 einhergehende Verringerung des geschatzten Dividendenkoeffizienten von 0,26 auf 0,09 stellt ein weiteres Indiz fiir die empirische Relevanz des Steuer-CAPMs dar. Unter den Annahmen, dass auf Kursgewinne keine Steuerlast

Vgl. Capitelli (1989), S. 8-9, und Abschnitt 2.2. Das von Kdnig (1990) unterstellte Regressionsmodell weicht leicht von der Gleichung (4.3) dahingehend ab, dass der risikolose Zinssatz r^, nicht von der Dividendenrendite S^, abgezogen wird. Dieses besitzt allerdings nur Auswirkungen auf die Konstante. Vgl. Konig (1990), S. 142.

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entfallt und alle Anleger den gleichen Grenzsteuersatz besitzen, wird dieser von Konig (1990) vor 1977 auf 26,35 % und nach 1977 auf 41,82 % geschatzt."^^ Wahrend Konig (1990) keine Hinweise auf ein steuerlich induziertes Anlageverhalten der Investoren auf dem deutschen Kapitalmarkt findet, identifiziert Capitelli (1989) mit Hilfe des Regressionsmodells (4.4) derartige Steuerklientel-Effekte auf dem schweizerischen Aktienmarkt. Nicht im Einklang mit den Vorhersagen der Steuerhypothese stehen die Ergebnisse von Morgan/Thomas (1998) fiir den britischen Kapitalmarkt. Im Gegensatz zur deutschen Ausgestaltung des Anrechnungsverfahrens erhielten in GroBbritannien auch steuerbefreite Anleger, wie z.B. Pensionsfonds, eine Korperschaftsteuergutschrift im Untersuchungszeitraum 1975 bis 1993. Da diese teilweise Erstattung"^^ der bereits auf Untemehmensebene abgefiihrten Steuem auf ausgeschuttete Gewinne bei steuerbefreiten Anlegem wie eine negative Besteuerung von Dividendeneinkunften wirkt, waren diese im Vergleich zu Kursgewinnen mit einem Steuervorteil verbunden. Unter der Bedingung, dass sich der bedeutende Markteinfluss von Pensionsfonds"^^ in der Aktienbewertung widerspiegelt, sollte eine negative Beziehung zwischen Aktienrenditen und Dividendenrenditen auf dem britischen Kapitalmarkt vorliegen. Aktien mit hohen Dividende-Kurs-Verhaltnissen sollten daher niedrigere risikoangepasste Renditen erzielen als Aktien mit niedrigen Dividende-Kurs-Verhaltnissen. Entgegen dieser Hypothese, aber in Ubereinstimmung mit den Ergebnissen US-amerikanischer Untersuchungen, schatzen Morgan/Thomas (1998) auf Basis eines Paneldatenmodells einen monatlichen Koeffizienten der Dividendenrendite von 0,07 (t-Wert: 5,20). Weiterhin stellen sie fest, dass das Renditeverhalten mit Ausnahme von nicht dividendenzahlenden Aktien, das separat aufgefangen wird, kein saisonales Muster aufweist."^^ Kalay/Michaely (2000) beschaftigen sich intensiv mit der Frage, ob Dividendenrenditen einen Erklarungsbeitrag fur Renditeunterschiede von Aktien im Querschnitt oder im Zeitverlauf leisten. Sie argumentieren, dass bei kurzfristiger Definition der Dividendenrendite ein beobachteter positiver Einfluss auf zwei potenzielle Sachverhalte zuruckgefuhrt werden kann. Erstens konnen systematisch voneinander abweichende Renditen von Aktien, die innerhalb des Monats t keine oder unterschiedlich hohe Dividenden zahlen, ein derartiges Resultat be-

^ Siehe Konig (1990), S. 169. "*' In GroBbritannien wurde im Untersuchungszeitraum 1975 bis 1995 nicht die voile, sondern nur ein Teilbetrag der auf ausgeschiitteten Gewinnen iastenden Korperschaftsteuer auf die personliche Steuerschuld der Anleger angerechnet. Vgl. Abschnitt 2.4.2. ^^ Vgl. u.a. Poterba/Summers (1984), S. 1401-1402, sowie Rau/Vermaelen (2002), S. 259 und 280. ^^ Vgl. MorganH-homas (1998), S. 416-417.

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wirken. Diese vor allem im Ausschiittungsmonat bestehenden Abhangigkeiten der Aktienrendite von der Hohe der Dividendenrendite bezeichnen sie als Querschnittseffekte. Zweitens konnen Renditedifferenzen zwischen im Monat t ausschiittenden und nichtausschiittenden Aktien einen statistisch signifikanten positiven Dividendenkoeffizienten hervorrufen.'^'^ Dementsprechend definieren Kalay/Michaely (2000) als Zeiteffekt von Dividenden, dass Aktien in Ausschiittungsmonaten im Vergleich zu anderen Monaten hohere risikoangepasste Renditen erzielen, die jedoch unabhangig von der Hohe der Dividendenrendite sind. Bei Zahlung von Quartalsdividenden, wie bei US-amerikanischen Untemehmen ublich, gehort eine ausschtittende Aktiey in der Regel in acht Monaten des Kalenderjahres zu der nicht dividendenzahlenden Aktiengruppe und in vier zu der dividendenzahlenden Aktiengruppe. Bin zeitlich kurzfristiger Renditeanstieg gleichen AusmaBes bei alien ausschiittenden Aktien um den Extag der Dividende stimmt nicht mit den Implikationen des Steuer-CAPMs iiberein. Zur Abbildung der zeitlichen Einfltisse legen Kalay/Michaely (2000) ihren empirischen Uberpriifungen nicht nur monatliche, sondem auch wochentliche und vierteljahrliche Renditeintervalle zugrunde. FUr die Analyse der monatlichen Renditen Ubemehmen sie die Vorgehensweise von Litzenberger/Ramaswamy (1979) und erhalten im Zeitraum 1940 bis 1986 ebenfalls einen statistisch signifikanten Schatzwert ftir }^2 ^ori 0,21 im Regressionsmodell (4.3). Als erwartete wochentliche Dividendenrendite fiir die Ausschiittungswoche t wird die tatsachlich in t gezahlte Dividende dividiert durch den Endkurs der Vorwoche t-l verwendet."^^ FUr diejenigen Wochen, in denen Aktiey keine Dividende zahlt, ist Sj^ demnach gleich null. Unter Ausschluss von Aktien, die entweder erst in der Ausschiittungswoche den Dividendenbetrag ankundigen oder die Dividende streichen, betragt der geschatzte Dividendenkoeffizient 0,16 mit

Um die renditebeeinflussende Wirkung der Dividende im Querschnitt der Aktien von einem im Zeitablauf bestehenden Effekt unterscheiden zu konnen, beschranken Kalay/Michaely (2000) die Querschnittsregressionen auf Aktien, die in der selben Woche t ausschutten."^^ Auf Basis eines diesbezuglich begrenzten Stichprobenumfangs schatzen sie einen negativen.

^'^ Vgl. hierzu auch Miller/Scholes (1982), S. 1123. Bei 96,6 % der einbezogenen Aktien findet die Ankiindigung und Ausschiittung der Dividende nicht in der gleichen Woche statt. Demzufolge sollten keine Ankundigungseffekte die ermittelten Ergebnisse beeinflussen. Siehe Kalay/Michaely (2000), S. 61. ^^ Siehe Kalay/Michaely (2000), S. 63. Durch die erhebliche Reduzierung des Stichprobenumfangs sinkt die Effizienz der Schatzungen betrachtlich. Vgl. u.a. Miller/Scholes (1982), S. 1123.

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aber nicht signifikant von null verschiedenen Koeffizienten der Dividendenrendite. Ebenso finden sie keine renditebeeinflussende Wirkung der Dividendenrendite bei Einbeziehung samtlicher Stichprobenaktien und bei Zugrundelegung eines vierteljahrlichen Renditeintervalls. Aufgrund der Ergebnisse der zahlreich durchgefiihrten Regressionsanalysen Ziehen Kalay/Michaely (2000) die Schlussfolgerung, dass das Steuer-CAPM von Brennan (1970) nicht in der Lage ist, das tatsachliche Renditeverhalten von Aktien zu beschreiben."^^ Jedoch scheint die Dividendenzahlung eine Erhohung der Rendite innerhalb weniger Tage um den Ausschtittungstag zu bewirken. Nach Ansicht von Kalay/Michaely (2000) geht die bei Unterstellung eines monatlichen Anlagehorizonts aufgezeigte Dividendenwirkung auf das Renditeverhalten der Aktien in der Ausschiittungswoche zuruck."^^ In den voneinander abweichenden Resultaten von Litzenberger/Ramaswamy (1979) und von Black/Scholes (1974) sehen sie eine Bekraftigung dieser Vermutung. Einige Teilergebnisse von Kalay/Michaely (2000) deuten dennoch auch auf eine steuerlich bedingte Ursache hin. So verschwindet die monatliche Renditedifferenz zwischen ausschuttenden und nicht ausschuttenden Aktien nach dem Tax Reform Act of 1986, der die starkere steuerliche Belastung von Dividenden im Vergleich zu Kursgewinnen reduziert. Moglicherweise bestehen komplexe Zusammenhange zwischen dem Renditeverhalten von Aktien und Steuem, die durch bisherige Theorien nicht erklarbar sind. Altemativ konnen Untemehmenseigenschaften abbildende Variablen, die nicht in den Regressionsmodellen enthaltenen sind, aber eine hohe Korrelation zur Dividendenrendite aufweisen, die beobachtete Wirkung der Dividendenrendite auslosen.^^

^^ Vgl. Kalay/Michaely (2000), S. 73. '^^ Siehe hierzu die im Abschnitt 4.2 vorgestellten Untersuchungen des Dividendenabschlages am Ausschiittungstag. ^° Vgl. Kalay/Michaely (2000), S. 73.

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4.1.3 Beziehungen zwischen den Renditeeffekten von Dividenden und anderer Variablen Die im vorangegangenen Abschnitt aufgezeigten Ergebnisse deuten darauf bin, dass neben der differenzierten Besteuerung von Dividenden und Kursgewinnen weitere Grtinde fUr einen Dividendeneffekt vorbegen konnen. Desbalb sollen an dieser Stelle mogbcbe Beziebungen zwiscben der Dividendenrendite und anderen Variablen mit bereits aufgezeigter Renditewirkung genauer betracbtet werden. Die bisber vorgestellten Untersucbungen nebmen ausgebend von der konkreten Spezifizierung des Steuer-CAPMs in (3.8) die Risikoanpassung der Aktienrenditen auf Basis des Betafaktors des Standard-CAPMs vor. Als Folge untersucben sie gleicbzeitig mit dem Renditeeinfluss der Dividendenrendite die empiriscbe Giiltigkeit des Betafaktors als einziges bewertungsrelevantes RisikomaB. Aufgrund der miteinander verbundenen Hypotbesen^' konnen die ermittelten statistiscb signifikanten Dividendenkoeffizienten sowobl auf die Berticksicbtigung marginaler Anlegersteuersatze in den Aktienrenditen als aucb auf eine feblerbafte Risikoanpassung^^ bindeuten. Die empiriscbe Kapitalmarktforscbung deckte insbesondere in den siebziger und acbtziger Jabren des letzten Jabrbunderts scbeinbar systematiscbe Abweicbungen zwiscben den tatsacblicben Renditen und den vom Standard-CAPM prognostizierten Renditen auf. Zu den bekanntesten Variablen, die zusatzlicb zum Betafaktor des Standard-CAPMs eine renditebeeinflussende Wirkung besitzen, geboren die Marktkapitalisierung der Aktien (Size), das BucbwertMarktwert-Verbaltnis und das Kurs-Gewinn-Verbaltnis.^^ Diese so genannten Anomaiien kommen insbesondere als alternative Erklarungsbypotbesen fur die empiriscb aufgezeigten Dividendeneffekte in Frage, falls zwiscben den jeweiligen Untemebmenscbarakteristika und der Dividendenrendite Abbangigkeiten besteben.

Hierbei ist anzumerken, dass jeder Test eines Bewertungsmodells, z.B. des CAPMs oder des Steuer-CAPMs, wiederum mit dem Test der Hypothese informationseffizienter Kapitalmarkte verbunden ist („Joint hypothesis"). Demnach kann aus bestehenden Abweichungen zwischen realisierten und erwarteten Aktienrenditen nicht zwangslaufig gefolgert werden, dass das Bewertungsmodell fehlspezifiziert ist. Ebenso konnten die Renditeabweichungen durch Informationsineffizienzen ausgelost werden. Vgl. Fama (1991), S. 1575-1576. Miller/Scholes (1982), S. 1132-1133, nutzen beispielsweise als weitere Risikovariable in den Querschnittsregressionen den inversen Aktienkurs vom Vormonatsende. Dabei stellen sie fest, dass diese Variable im Vergleich zum Betafaktor einen starkeren Renditeeinfluss ausiibt. Zu den beobachteten Renditeeffekten jeder genannten Anomalievariable existiert eine umfangreiche Literaturbasis. Vgl. u.a. Banz (1981) zum Size-Effekt, Rosenberg/Reid/Lanstein (1984) zum Buchwert-MarktwertEffekt und Basu (1977) zum Kurs-Gewinn-Effekt.

100

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

Keim (1985) stellt eine negative Korrelation zwischen positiven Dividendenrenditen und der Marktkapitalisierung der US-amerikanischer Aktien im Zeitraum 1931 bis 1978 fest.^"^ So besitzen groBe Aktiengesellschaften tendenziell eine kleinere bis mittlere Dividendenrendite. Demgegeniiber zahlen uberdurchschnittlich viele Aktiengesellschaften, die gemessen an ihrer Marktkapitalisierung zu den 20 % kleinsten Untemehmen gehoren, relativ hohe Dividenden Oder uberhaupt keine Dividenden.^^ Da Aktien mit einer niedrigen bzw. hohen Marktkapitalisierung hohere bzw. niedrigere Renditen erzielen als vom CAPM prognostiziert, kann sich in dem von Blume (1980) beobachteten u-formigen Zusammenhang zwischen der risikoangepassten Aktienrendite und der Dividendenrendite ein Size-Effekt widerspiegeln. Analog zu den Wirkungen des Size-Effekts^^ stellt Keim (1985) fest, dass vor allem das Portefeuille der nicht dividendenzahlenden Aktien im Januar eine erheblich hohere Rendite als in den restlichen Kalendermonaten erzielt.^^ Ebenso ist die u-formige Beziehung zwischen den Portefeuillerenditen und den Dividendenrenditen im Wesentlichen auf den Monat Januar beschrankt.^^ Monatlich schwankende Renditedifferenzen zwischen Aktien mit hohen und niedrigen Dividendenrenditen sind nicht mit der Steuerhypothese vereinbar. AuBerdem ubersteigt der Dividendeneffekt im Januar deutlich das MaB, welches auf die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen zuriickgefiihrt werden kann. Allerdings konnen nach Keim (1985) der Size- und der Januareffekt die renditebeeinflussende Wirkung der Dividendenrendite nicht vollstandig erklaren. Trotz der separaten Beriicksichtigungen des Januar- und des Size-Effekts durch Dummy-Variablen ist der geschatzte Koeffizient der Dividendenrendite von 0,17 mit einem t-Wert von 3,74 hochsignifikant.^^ Dieses Resultat fiir den US-amerikanischen Kapitalmarkt wird von Christie (1990) bekraftigt. Mit der Absicht, das Renditeverhalten von Aktien mit gleichen Marktwerten, aber unterschiedlichen Dividendenrenditen zu Uberpriifen, bildet er Portefeuilles. Dabei teilt er die Stichprobenaktien zuerst nach der Hohe des Marktwertes in zehn Portefeuilles ein. Im An-

^'^ Stehle (1997), S. 244-245, erhalt fur die anhand der Marktkapitalisierung gebildeten neun Portefeuilles von Aktien des Frankfurter amtlichen Handels im Zeitraum 1954 bis 1990 eine mit steigender Marktkapitalisierung steigende durchschnittliche Dividendenrendite. Das Portefeuille mit dem hochsten Marktwert hat eine durchschnittliche Bruttodividendenrendite von 4,55 % und das Portefeuille mit dem kleinsten Marktwert von 3,37 %. Vgl. auch Bay (1990), S. H I . ^^ Vgl. Keim (1985), S. 478-479. ^^ Siehe Keim (1983) zur Saisonalitat des Size-Effekts. "

So auch Morgan/Thomas (1998), S. 417, fur den britischen Kapitalmarkt.

^^ Vgl. Keim (1985), S. 479-481. ^^ Der geschatzte Koeffizient der Dividendenrendite fur Januar betragt 0,724 (t-Wert: 4,50). Vgl. Keim (1985), S. 486.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

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schiuss werden die Aktien innerhalb jedes Size-Portefeuilles nach ihrer Dividendenrendite sortiert und funf Subportefeuilles zugeordnet. Als erwartete Rendite einer Aktie ; dient die gleichgewichtete Durchschnittsrendite der im jeweiligen Size-Portefeuille enthaltenen Aktien^^. Er stellt fur den Zeitraum 1946 bis 1985 fest, dass die Renditen von Portefeuilles ahnlicher Marktkapitalisierungen mit wachsender Dividendenrendite steigen. Insbesondere ermittelt er im Einklang mit der Steuerhypothese fur Aktien ohne Dividenden die niedrigsten Durchschnittsrenditen. Die von Blume (1980) und Keim (1985) aufgezeigte u-formige Beziehung zwischen der Aktien- und Dividendenrendite wird hauptsachlich von auBergewohnlich hohen Renditen der Aktien ohne Dividenden wahrend und nach der Weltwirtschaftskrise in den dreiBiger Jahren des vorherigen Jahrhunderts hervorgerufen. Wahrend Aktien ohne Dividenden gegeniiber dividendenzahlenden Aktien gleicher Marktkapitalisierung im Zeitraum 1931-1978 eine monatliche Uberrendite von 0,36% erzielten, realisierten sie im Zeitraum 1946 bis 1985 eine stark reduzierte tJberrendite von -0,2 %.^' Der von Christie (1990) aufgezeigte positive Zusammenhang zwischen Aktienrenditen und Dividendenrenditen scheint jedoch keine steuerliche Ursache zu besitzen, da er insbesondere auf Aktien mit bestimmten Charakteristika zuriickgeht. So werden die negativen Renditen der nicht dividendenzahlenden Aktien uberwiegend von IPO-Untemehmen in den ersten vier Jahren ihrer Borsennotierung und von Untemehmen im ersten Jahr nach einer Dividendenauslassung realisiert. Dagegen erzielen Aktien in den ersten vier Jahren nach einer Dividendenaufnahme positive tJberrenditen. Christie (1990) fiihrt diese Ergebnisse auf so genannte Dividendenerwartungseffekte („Dividend expectation effects") zuriick. Demnach erwarten Anleger sowohl fur Borsenneulinge als auch fur Aktiengesellschaften, die Dividendenausschuttungen in der Vergangenheit einstellten, in den nachfolgenden Jahren keine Dividendenzahlungen. Erst im weiteren Zeitverlauf steigt die Wahrscheinlichkeit zur (emeuten) Zahlung von Dividenden und damit die Rendite. Ebenso sind die Anleger erst aufgrund wiederholter regelmaBiger Dividendenzahlungen von einer stabilen Dividendenpolitik des Untemehmens tiberzeugt.^^ Eine Modifikation im Rahmen der Risikobereinigung von Aktienrenditen nehmen Chen/ Grundy/Stambaugh (1990) vor. Neben dem Standard-CAPM verwenden sie zur Schatzung ri-

Die Aktien, die sich im gleichen Dividendenrendite-Portefeuille befinden wie die Aktie j , werden bei der Durchschnittsbildung nicht beriicksichtigt. Vgl. Christie (1990), S. 102. Vgl. Christie (1990), S. 110-112. Vgl. Christie (1990), S. 116-121.

102

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

sikobereinigter Aktienrenditen ein Zweifaktorenmodell, das sowohl die Marktrisikopramie als auch die Renditedifferenz zwischen einem „Junk bond"-Portefeuille und einem Portefeuille langfristiger US-amerikanischer Staatsanleihen enthalt. Dieser zweite Risikofaktor soil Veranderungen im geforderten risikobedingten Renditeaufschlag abbilden. Die durchgefuhrten Untersuchungen basieren auf Aktiengruppen, die entsprechend der unabhangigen Portefeuillebildung simultan nach der Hohe der Marktkapitalisierung und nach der Dividendenrendite gebildet wurden. Die aktienspezifischen Dividendenrenditen berechnen sich aus der Dividendensumme des vorangegangenen Kalenderjahres dividiert durch den Kurs zu Beginn des vorangegangenen Kalenderjahres. Da die empirische Uberpriifung eines linearen Zusammenhangs zwischen risikoangepassten Renditen und positiven Dividendenrenditen im Mittelpunkt der Betrachtungen steht, schlieBen Chen/Grundy/Stambaugh (1990) Aktien ohne Dividenden von den Analysen aus. Sie zeigen auf, dass der mit Hilfe eines nichtlinearen „Seemingly unrelated regressions"-Verfahrens (SUR) geschatzte Dividendenkoeffizient von der zugrunde liegenden Risikobereinigung abhangt. Wahrend dieser bei Unterstellung des Standard-CAPMs im Untersuchungszeitraum von 1943 bis 1978 statistisch signifikant positiv ist, weicht er auf Basis des Zweifaktorenmodells statistisch nicht signifikant von Null ab. Demnach scheint die Kurswirkung der Dividendenrendite Veranderungen im Risiko der Aktienrenditen aufzufangen. Diese Vermutung wird mit Hilfe der ebenfalls durchgefuhrten Fama-MacBeth-Methode bekraftigt. Obwohl dieses Schatzverfahren monatlich schwankende Risikofaktoren und Risikopramien zulasst und folglich bestehende Korrelationen zur Dividendenrendite mildem sollte, verandem sich die Schatzwerte und ihre Signifikanz nicht wesentlich. Naranjo/Nimalendran/Ryngaert (1998) fuhren die empirischen Befunde von Chen/Grundy/ Stambaugh (1990) vor allem auf den Ausschluss nicht dividendenzahlender Aktien zuriick. Die Basis ihrer Untersuchungen bilden alle Aktien der New York Stock Exchange (NYSE) im Zeitraum von Juli 1963 bis Dezember 1994. Um Verzerrungen der Ergebnisse zu vermeiden, wird die Stichprobe um diejenigen Aktien bereinigt, die weniger als ein Jahr notieren, einen Kurs von unter $ 2 aufweisen oder Bonusdividenden zahlen.^^ Ein weiterer Unterschied zu Chen/Grundy/Stambaugh (1990) besteht in der Anwendung des Dreifaktorenmodells von Fama/French (1993) zur Risikoanpassung der zu analysierenden Portefeuillerenditen. Die Zuordnung der Aktien in elf Portefeuilles erfolgt nach der Hohe der Dividendenrendite, wobei

^^ Fur Details siehe Naranjo/Nimalendran/Ryngaert (1998), S. 2032-2034.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

103

ein Portefeuille alle nicht dividendenzahlenden Aktien aufnimmt. Die fur die Portefeuillebildung und fur die SUR-Regressionen benotigte Dividendenrendite der Aktie; fur den Monat t entspricht dabei der letzten vor Ende des Monats r-1 angekundigten Quartalsdividende dj multipliziert mit vier und dividiert durch den Kurs am Ende des Monats p^,_j: 4d.

Der geschatzte Einfluss der jahrlichen Dividendenrenditen auf die monatlichen risikoangepassten Renditen der elf gleichgewichteten Portefeuilles betragt 1,61 (t-Wert: 3,152).^^* Dies impliziert, dass eine Aktie mit einer Dividendenrendite von 5 % im Vergleich zu einer aquivalenten Aktie ohne Dividendenzahlungen eine ca. 8 % hohiere Rendite erzielt. Da dieser Renditeunterschied erheblich hoher ausfallt, als mit der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen vereinbar ist, miissen andere oder zumindest weitere Ursachen vorliegen.^^ Hierfur spricht auch, dass die renditebeeinflussende Wirkung von Dividenden am starksten bei Aktien mit kleinen Marktwerten auftritt. Bei Aktien mit relativ groBen Marktwerten ist dagegen kein Dividendeneffekt feststellbar. Die von Naranjo/Nimalendran/Ryngaert (1998) durchgefUhrten weiteren Untersuchungen erbringen zusatzliche Evidenz gegen die Steuerhypothese. Tabelle 4.1 gibt einen tjberblick tiber die Vorgehensweise und Ergebnisse empirischer Studien zum Einfluss von Dividenden auf durchschnittliche Aktienrenditen. Dabei beschrankt sich die Darstellung auf Untersuchungen, die eine wesentliche Bedeutung fiir das weitere Vorgehen der vorliegenden Arbeit aufweisen.^^

Bei Zugrundelegung von Portefeuilles, die auf Basis einer unabhangigen Sortierung nach der Dividendenrendite und nach der Marktkapitalisierung gebildet wurden, verandern sich die Ergebnisse nicht wesentlich. ^^ Vgl. Naranjo/Nimalendran/Ryngaert (1998), S. 2042-2043. Siehe zu ahnlichen Ergebnissen fur den britischen Kapitalmarkt Poterba/Summers (1984), S. 1411. ^^ Eine ahnliche Ubersicht ist z.B. in Konig (1990), S. 139, enthalten.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

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4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen 4.2

105

Empirische Uberpriifung des Kursverhaltens von Aktien am Ausschiittungstag

Nachdem im vorangegangenen Abschnitt die widerspriichlichen empirischen Befunde im Hinblick auf den Einfluss der Dividendenrendite auf die Durchschnittsrenditen von Aktien aufgezeigt wurden, richtet sich der Blickwinkel nun auf das Kursverhalten am Ausschiittungstag der Dividende. Wahrend weitestgehend Einigkeit dartiber besteht, dass der Kurs am Extag nicht um den vollen Dividendenbetrag fallt, herrscht erhebliche Diskrepanz zwischen den diesbezuglich angebotenen Erklarungshypothesen. Als mogliche Ursachen des beobachteten Kurs- und Renditeverhaltens wurden bisher insbesondere die Wirkungen von Steuem, von kurzfristigen Handelstatigkeiten der Anleger und von Gegebenheiten der Marktmikrostruktur empirisch iiberprtift. 4.2.1

Steuereffekte

Campbell/Beranek (1955) veroffentlichten die erste wissenschaftliche Untersuchung zur Entwicklung des Aktienkurses am Ausschiittungstag von Dividenden. In ihre Analyse beziehen sie ausschlieBlich Dividendenzahlungen ein, die einem Vielfachen der damaligen kleinsten Notierungseinheit von US$0,125 entsprachen, um eine Ubereinstimmung zwischen dem Kursriickgang und dem Dividendenbetrag theoretisch zu ermoglichen. Sie zeigen fiir 399 Beobachtungen in den Zeitraumen von Oktober 1949 bis April 1950 und von Oktober bis Dezember 1953, dass die Kurse von Aktien durchschnittlich um 90 % der Dividendenbetrage fallen. Dieser im Vergleich zur Dividende geringere Kursriickgang kompensierte das AusmaB der starkeren steuerlichen Belastung von Dividenden gegeniiber Kursgewinnen zu jener Zeit jedoch nicht vol 1 standig.^'' Die empirische Uberprufung von Elton/Gruber (1970) steht deutlicher im Einklang mit der Hypothese, dass die Kursbildung am Ausschiittungstag von den marginalen Steuersatzen des Grenzanlegers fur Dividenden und Kursgewinne abhangt. Sie schatzen fiir den US-amerikanischen Kapitalmarkt im Zeitraum von April 1966 bis Marz 1967 ein durchschnittliches Verhaltnis der aktienindividuellen Kursdifferenzen zwischen Cumtag und Extag zum ausgeschiitteten Dividendenbetrag der Aktien (Pramie) von 0,7868, wobei sie die Kursbewegung am Extag mit Hilfe des Index der NYSE bereinigen. Eine Korrektur des Extagskurses scheint erfor-

Aus der Einbeziehung der steuerlichen Benachteiligung von Dividendeneinkunften in die Kursbildung am Extag sollte eine Pramie von 0,65 bis 0,75 resultieren. Vgl. Campbell/Beranek (1955), S. 429.

106

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

derlich, da sich neben der Dividende zum einen neu bekannt gewordene Informationen im Aktienkurs des Extags widerspiegeln konnen.^^ Zum anderen ist die erwartete tagliche Aktienrendite unabhangig von der Dividende positiv. Die von Elton/Gruber (1970) verwendete Bereinigungsmethode korrigiert die Extagsrendite um die allgemeinen Informationen, die sich in der Marktrendite widerspiegeln. Damit wird unterstellt, dass die erwartete Rendite der Aktie am Ausschiittungstag gleich der Marktrendite ist.^^ Folglich bleiben untemehmensindividuelle Einflusse auf die erwartete Rendite ebenso wie Renditewirkungen untemehmensindividueller Informationen auBer Acht. Allerdings sollten sich die individuellen Abweichungen von der Marktrendite aufgrund der durchschnittlichen Betrachtungsweise bei Zugrundelegung eines groBen Stichprobenumfangs annahemd ausgleichen, wenn an Ausschiittungstagen tiber einige Untemehmungen positiv und tiber andere Untemehmungen negativ zu bewertende Informationen unabhangig voneinander auftreten.^^ Um von der geschatzten Pramie auf den marginalen Steuersatz des Grenzanlegers fiir Dividenden schlieBen zu konnen, nehmen Elton/Gruber (1970) an, dass der Grenzsteuersatz fiir Kursgewinne die Halfte des Grenzsteuersatzes fiir Dividenden betragt. Demnach impliziert der im Durchschnitt um 78,68 % des Dividendenbetrags gesunkene Aktienkurs einen marginalen Steuersatz von 35,1 %. Dieser Schatzwert hegt innerhalb der Bandbreite anzuwendender Einkommensteuersatze des untersuchten Zeitraums7* Weiterhin analysieren sie, ob Anleger entsprechend der Steuerklientel-Hypothese ihre steuerliche Situation in ihre Portefeuilleentscheidungen einbeziehen. Hierzu teilen sie die einzelnen Aktien zum einen nach der Dividendenrendite und zum anderen nach der Ausschtittungsquote in Gruppen ein. Mit zunehmender Dividendenrendite und Ausschiittungsquote steigende Pramien und somit sinkende implizite Grenzsteuersatze fiir Dividenden weisen auf die Existenz von SteuerkHenteln hin.

Vgl. zur Hypothese von informationseffizienten Kapitalmarkten u.a. Fama (1970). Alternativ zur Schatzung der erwarteten Rendite ohne Dividendeneinflusse bieten sich aus der Ereignisstudien-Methodik das Marktmodell von u.a. Fama (1968) sowie die durchschnittliche Rendite der einzelnen Aktie an. Vgl. u.a. BrownAVarner (1985), S. 6-7. Weiterhin werden Kapitalmarktgleichgewichtsmodelle sowie Renditen von Referenzportfolios, die in bestimmten Eigenschaften Ahnlichkeiten zum betrachteten Unternehmen aufweisen, zur Bereinigung von Renditen vor allem in langfristigen Ereignisstudien genutzt. Vgl. u.a. Barber/Lyon (1997), S. 352-356. In ahnlicher Weise kann die fehlende Beriicksichtigung aktienspezifischer erwarteter Renditen begriindet werden. Vgl. Elton/Gruber (1970), S. 69-70.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

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Weitere empirische Evidenz fiir die unterstellten Steuereinfliisse liefem die von Eades/Hess/ Kim (1984) geschatzten positiven Uberrenditen am Ausschiittungstag von steuerpflichtigen Dividenden, die einer Pramie kleiner eins entsprechen. Die von Elton/Gruber (1970) durchgeftihrte Berechnung von durchschnittlichen Pramien hat gegeniiber Renditebetrachtungen den Nachteil, dass im Rahmen der Durchschnittsbildung Aktien mit betragsmaBig geringen Dividenden ein hoheres Gewicht als Aktien mit hohen Dividendenbetragen beigemessen wird. Zudem weisen die aktienspezifischen Pramien unterschiedliche Varianzen auf, die wesentlich von der Dividendenhohe abhangen/^ Dieses soil im Folgenden kurz verdeutlicht werden. Falls keine neuen Informationen auf dem Kapitalmarkt auftreten, besteht die Kursanderung vom Cum- zum Extag aus dem Wert der Dividende und einem stochastischen Residuum. Die relative Bewertung der Dividende spiegelt sich dabei in dem Parameter YQ ^^ wider:

Pjcum-Pjex

mit:

= Vodj

+U -

V j = 1, ..., U,

YQ

: Bewertung von einer Geldeinheit Dividende im Vergleich zu einer Einheit Kursgewinn

Uj

: Residuum der Aktie 7.

(4.5)

Durch Umformungen ergibt sich:

^-^=ro4 d-

(4.6)

d-

Demnach stellt die folgendermaBen berechnete durchschnittliche Pramie Pr : lyPjcum-Pj.

Pr = ^Y.

mit:

Pr

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(4.7)

: durchschnittliche Pramie,

Vgl. u.a. Eades/Hess/Kim (1984), S. 7. Bei Zugrundelegung des Modells von Elton/Gruber (1970) bemisst sich yo nach dem Verhaltnis der marginalen Steuersatze fiir Dividenden und Kursgewinne des Grenzanlegers. Vgl. Abschnitt 3.2.3.

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4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

einen Schatzwert fur y^ in Gleichung (4.6) dar. Die durchschnittliche Pramie ist somit identisch zu einer mit Hilfe des OLS-Verfahrens ermittelten Konstante („Intercept"). Die Varianz der Pramie bzw. des OLS-Schatzwerts ftir y^ errechnet sich aus:

i=^if^l4i4. V

mit:

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: Varianz der Pramie : Kursvarianz der Aktiey.

Hieraus folgt, dass die Residuen in Gleichung (4.6) heteroskedastisch sind, sofem die Aktien unterschiedliche Dividendenrenditen aufweisen.^"^ Angenommen, Aktie 1 und 2 haben die gleiche Varianz der Kursanderung, cr3 = al^ 7^ und Aktie 1 zahlt eine Dividende, die dem Zehnfachen der Dividende von Aktie 2 entspricht. Dann betragt die Pramienvarianz von Aktie 1 entsprechend Gleichung (4.8) ein Prozent der Pramienvarianz von Aktie 1?^ Des Weiteren kann die Aussagekraft des geschatzten Dividendenabschlags durch Abhangigkeiten zwischen dem Kursverhalten von Aktien, die am selben Handelstag ausschiitten, negativ beeintrachtigt werden. Aus diesem Grund fassen Eades/Hess/Kim (1984) Aktien mit identischen Extagen zu gleichgewichteten Portefeuilles zusammen. Fur diese schatzen sie die folgende standardisierte Uberrendite:

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mit:

V; = 1,..., n,

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: Rendite des Portefeuilles; am Tag r

r-^

: durchschnittliche Rendite des Portefeuillesy am Tag r

(jy,

: geschatzte Standardabweichung der Rendite des Portefeuilles 7 am Tag t.

(4.9)

'^'^ Die Anwendung einer GLS-Schatzung anstelle einer OLS-Schatzung zur Bestimmung der Pramie konnte den Nachteil heteroskedastischer Residuen beheben. Vgl. u.a. Michaely (1991), S. 850. ^^ Die generell unterstellte Unabhangigkeit der Varianz der Kursanderung von der Dividendenhohe impliziert, dass das Kursniveau keinen Einfluss auf den Dividendenbetrag besitzt und demzufolge die aktienspezifischen Dividendenrenditen sehr unterschiedlich ausfallen konnen. Bei geringer Streuung der Dividendenrenditen sind beide erwahnten Nachteile der Pramienberechnung nicht schwerwiegend. ^^ Vgl. Lakonishok/Vermaelen (1983), S. 1167.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

109

Die hierbei benotigten durchschnittlichen Portefeuillerenditen und Standardabweichungen werden auf Basis von Zeitraumen, die 30 Tage vor dem jeweiligen Extag beginnen und 30 Tage nach dem jeweiligen Extag enden, den Extag selbst aber nicht umfassen, geschatzt. Die durchschnittliche Rendite von Portefeuille j bildet den Schatzwert fUr die erwartete Rendite vor Steuem an Nichtausschiittungstagen, also fiir y^j in Gleichung (3.20). Analog ist die standarisierte Uberrendite SERj^ als aktien- bzw. portefeuillespezifische Steuerpramie bei Ausschuttung von Dividenden am Extag t interpretierbar, die in Gleichung (3.20) mit y^j Sj, angegeben wird. Die Normierung der tJberrenditen auf die portefeuillespezifischen Standardabweichungen dient zur Berticksichtigung von Heteroskedastie in den Berechungen. Die ebenfalls ermittelten positiven Uberrenditen am Extag der Durchfuhrung von Aktiensplits sowie der Ausgabe von Aktiendividenden („Stock dividends")/^ die keine Erhohung des steuerpflichtigen Einkommens der Anteilseigner bewirken, konnen als Indizien gegen die Steuerhypothese interpretiert werden. Im gesamten Untersuchungszeitraum von Juli 1962 bis Dezember 1980 Ubersteigt die durchschnittliche standardisierte Uberrendite an Extagen dieser steuerbefreiten Aktienemissionen mit 0,2 sogar leicht die standardisierte Uberrendite von 0,176, die an Ausschtittungstagen von Dividenden erreicht wird. Aktien mit steuerbefreiten Barausschiittungen erzielen allerdings innerhalb des selben Zeitraums eine statistisch signifikannte Uberrendite von -0,142 am Extag. Zur Bekraftigung der Steuerhypothese schatzen Bartholdy/Brown (1999) fiir steuerpflichtige Dividenden eine von eins abweichende Pramie und fiir steuerfreie Dividenden^^ eine statistisch nicht signifikant von eins abweichende Pramie auf dem neuseelandischen Aktienmarkt. Widerspriichliche Kurseffekte treten jedoch auf, wenn eine Untemehmung sowohl steuerpflichtige als auch steuerbefreite Dividenden am gleichen Tag ausschiittet. In diesem Fall scheinen Anleger nach Ansicht von Bartholdy/ Brown (1999) nicht zwischen beiden Arten zu differenzieren. Weitere Zweifel an der Relevanz von Steuem auf die Aktienbewertung am Ausschiittungstag ruft das von Eades/Hess/Kim (1984) aufgezeigte Renditemuster in einer elftagigen Zeitperiode um den Extag hervor. Wahrend fiir jeden der untersuchten funf Tage davor sowie fiir

Auch Wulff (2001), S. 175-177, misst an Extagen von Nennwertumsteilungen bei deutschen Aktien im Zeitraum von 1966 bis 1996 eine durchschnittliche Uberrendite von 0,23 %, deren statistische Signifikanz vom genutzten t-Test abhangt. Einen starkeren Extageffekt von 1,77 % erhalten Gebhardt/Entrup/Heiden(1994), S. 326, bei der Analyse von Kapitalerhohungen aus Gesellschaftsmitteln fur die Jahre 1980 bis 1990. Im zugrunde liegenden Untersuchungszeitraum waren Dividenden, die aus Riicklagen des Unternehmens flossen, ebenso wie langfristige Kursgewinne bei Anlegern einkommensteuerfrei. Dagegen unterlagen aufgrund kurzfristiger Transaktionen erzielte VerauBerungsgewinne der gleichen Steuerbelastung wie sonstige Dividendeneinkiinfte. Ausfiihrlicher in Bartholdy/Brown (1999), S. 115.

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4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

den Extag der Dividende selbst positive statistisch signifikante Uberrenditen ermittelt werden, ergeben sich fiir die fiinf darauffolgenden Handelstage statistisch signifikant negative tJberrenditen^^ Dieses Renditeverhalten steht im Einklang mit der Transaktionshypothese. Demnach erzeugen die verstarkten Kaufe dividendenzahlender Aktien vor dem Extag einen Nachfragedruck, der zu Kurssteigerungen ftihrt. Nach dem Extag bewirken die tiberdurchschnittlichen Aktienverkaufe ein Uberangebot und somit sinkende Kurse.^^ Allerdings liegt bei steuerbefreiten BarausschUttungen ein ahnliches Renditeverhalten vor, wobei jedoch bereits am Extag eine negative tJberrendite erzielt wird. Dagegen besitzen Aktien bzw. Portefeuilles, die Splits durchfiihren oder Aktiendividenden ausgeben, im Ereignisfenster von -4 bis 44 um den Extag durchweg positive tJberrenditen. Als Ursachen dieser beobachteten RenditeanomaUen konnen Eades/Hess/Kim (1984) Ankundigungs- oder Wochentagseffekte sowie unregelmaBigen Handel ausschhefien. Zusatzlich wird die okonomische Interpretation durch die Ergebnisse von LakonishokA^ermaelen (1986) erschwert, die neben den positiven Uberrenditen unterdurchschnittliche Handelsvolumina am Extag von Aktiensplits und Aktiendividenden aus-

Einen besonders geeigneten Untersuchungsgegenstand fiir eine gemeinsame vergleichende Analysen der Kurseffekte am Extag von (Bar-)Dividenden und von Aktiendividenden in Form von Gratisaktien bildet das US-amerikanische Versorgungsuntemehmen Citizens UtiHties Company. Dieses besitzt seit 1956 zwei Aktiengattungen, die sich vor allem beziiglich ihrer Ausschtittungsregeln voneinander unterscheiden. Zwischen 1956 und 1989 wurden auf eine Gattung (Gruppe B) ausschlieBlich steuerpflichtige Quartalsdividenden gezahlt.^^ In halbjahrlicher Ausgabe von Aktiendividenden bestand die Gewinnbeteiligung der anderen Aktiengattung (Gruppe A), die beim Verkauf aquivalent zu Kursgewinnen besteuert wurden. Poterba (1986) stellt fur den Zeitraum 1965-1984 fest, dass der Kurs am Extag von Aktien der Gruppe B durchschnittlich um ca. 75 % des Dividendenbetrags fallt, wahrend der durchschnittliche Kursriickgang von Aktien der Gruppe A ca. 95 % des geldwerten Vorteils entspricht.^^ Dieses deutet im Einklang mit der Steuerhypothese auf eine hohere Bewertung von Kursgewinnen gegeniiber Dividenden hin. Allerdings weisen im Widerspruch zu dieser Schlussfolgerung beide Aktiengattungen nach Bereinigung um unterschiedliche Ausschiit-

^^ So auch Michaely (1991), S. 855. ^° Vgl. Lasfer (1995), S. 890. ^' Den zeitlichen Verlauf der von Citizens Utilities verfolgten Dividendenpolitik in Abhangigkeit von den steuerlichen Rahmenbedingungen stellen Hubbard/Michaely (1997), S. 119-120, dar. *^ Siehe Poterba (1986), S. 399-401.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

111

tungsbetrage gleich hohe Kursniveaus auf. Ebenso spricht gegen die Steuerhypothese, dass der Tax Reform Act 1986, der die steuerliche Benachteiligung von Dividenden gegeniiber Kursgewinnen deutlich reduzierte, keine Auswirkungen auf die ausschiittungsangepasste Kursrelation beider Aktiengattungen besitzt. Diese betragt fur die beiden Zeitperioden 19821984 und 1987-1989 im Durchschnitt 1,01.^^ Barclay (1987) ermittelt in Ubereinstimmung mit der Steuerhypothese zu Beginn des 20. Jahrhunderts, als noch keine Einkommensteuer auf Dividenden entfiel, eine durchschnittliche Pramie von 0,998, die statistisch nicht signifikant von eins abweicht. Dagegen liegt innerhalb des Zeitraums von Juli 1962 bis Dezember 1985, der durch die steuerliche Benachteiligung von Dividenden gegeniiber Kursgewinnen gekennzeichnet ist, eine statistisch signifikant von eins abweichende Pramie von 0,841 vor.^'* Zudem deutet die beobachtete positive Korrelation zwischen der Dividendenrendite und der Pramie im spateren Zeitraum auf gebildete Steuerklienteln hin. Neben vergleichenden Analysen von steuerpflichtigen und steuerfreien Dividenden eignen sich insbesondere gesetzliche Veranderungen hinsichtlich der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen zur Beurteilung der Kurs- bzw. Renditeeffekte von Steuem. Bei Gultigkeit der Steuerhypothese sollten sich relevante steuerliche Anderungen in den Pramien bzw. in den Uberrenditen widerspiegeln. Steuerreformen bieten somit die Moglichkeit, Aussagen uber die Relevanz der Steuer- und Transaktionshypothese sowie der unterstellten Marktmikrostruktureffekte zu treffen. Tabelle 4.2 gibt beispielhaft einen Uberblick iiber empirische Studien zum kanadischen, US-amerikanischen und britischen Kapitalmarkt.^^

Siehe Hubbard/Michaely (1997), S. 123. SieheBarclay(1987), S. 36. Vgl. auch Kato/Loewenstein (1995) fur den japanischen Kapitalmarkt, Graham/Michaely/Roberts (2003) fiir den US-amerikanischen Kapitalmarkt, Daunfeldt (2002) fiir den schwedischen Kapitalmarkt.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

112

Tabelle 4.2: Auswirkungen von Steuerreformen auf das Kursverhalten von Aktien am Ausschiittungstag Gesetzesanderung

Studie

Pramie bzw. Uberrendite dominanter Bevorher/nachher stimmungsfaktor

Bemerkung

Lakonishok/Vermaelen(1983)

1971: 1972:

0,271 0,067

kurzf. Transaktionen

Booth/Johnston (1984)

1970-71: 1972-76:

0,289 0,317

Steuern

Stichprobe: TSE, auf Notierungseinheit gerundete Dividenden Stichprobe: TSE, Ausschluss kleiner Dividenden

1,054 1,028 1,004'

kurzf. Transaktionen

Stichprobe: NYSE, Unternehmen als bedeutende Handelsakteure

Steuern

Stichprobe: CRSP

Steuern

Steuern

Stichprobe: NYSE, AusreiBerbereinigung, SteuerkHenteleffekte Stichprobe: AMEX"

kurzf. Transaktionen Steuern

Stichprobe: NYSE und AMEX Stichprobe: NASDAQ

Steuern

Stichprobe: 16 groBe Unternehmen, schwachere SteuerkHenteleffekte in der 3. Zeitperiode

Steuern

Stichprobe: LSE, Starke Auswirkungen auf Aktien mit hohen Dividendenrenditen Stichprobe: 250 groBe Unternehmen der LSE, Gesetzesanderung insbesondere relevant fUr Pensionsfonds

Kanada Tax reform 1972, Hypothese: Pr T

\uSA TRA 1986, Hypothese: Pr T

Hypothese: AR i Hypothese: SER i

1986: 1987: 1988-89: 04/196603/67: Lamdin/Hiemstra 1982-85: (1993) 1988-91: B hard waj/B rooks 1986: (1999) 1987: 1988-89 1984-86 Robin (1991) 1987-88 Han (1994) 1983-86 1987-90 1983-86 1987-90 Michaely(1991)

0,876 0,878 0,902 0,81 0,97 0,83" 0,075 % 0,013 % 0,091 0,050 0,504 0,338

1

Grofibritannien Steuerreform 1965, Hypothese: AR i Steuerreform 1973, Hypothese: AR i ICTA 1988, Hypothese: AR I

Poterba/Summers 01/1955-03/1965: (1984) 0,440 % 04/1965-03/1973: 0,413 % 04/1973-12/1981: -0,061 % 1985-88: 0,452 % Lasfer(1995) 1988-94:' 0,298%

Financial Act 1997, Bell/Jenkinson (2002) Hypothese: Pr I

01/1995-06/1997: 0,98 (Median: 1,06) 07/1997-12/1999: 0,92 (Median: 0,93)

Steuern

^ Der angegebene Wert ist der gleichgewichtete Mittelwert der Einzelwerte beider Jahre. ^ Die Ergebnisse fUr Aktien der NYSE sind 0,152 % (1984-86) und 0,038 % (1987-88). = ' Die genauen Zeitraume lauten 06.04.1985-05.04.1988 und 06.04.1988-05.04.1994. Bemerkung: Pr bezeichnet die durchschnittliche Pramie, AR die durchschnittliche Uberrendite und SER die standardisierte Uberrendite am Extag

Die von Lakonishok/Vermaelen (1983) und Booth/Johnston (1984) untersuchte Steuerreform des Jahres 1972 in Kanada reduzierte vor allem fiir steuerpflichtige Privatanleger die steuerliche Benachteiligung von Dividenden gegeniiber Kursgewinnen. Sie beinhaltete u.a. die Einfuhrung einer Einkommensteuer auf erzielte VerauBerungsgewinne und die Erhohung der

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

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Korperschaftsteuergutschrift fiir Dividenden. Entsprechend der Steuerhypothese sollte die relative Wertsteigerung der Dividende eine Erhohung der Pramie bewirken. Lakonishok/Vermaelen (1983) ermitteln jedoch fiir 1972 eine deutlich geringere Pramie als fiir 1971. Dieses Resultat kann durch die reduzierten Handelstatigkeiten steuemeutraler Akteure um den Extag begrundet werden, da die Steuerreform die Gewinnpotenziale des Bewertungsungleichgewichts wesentlich verringerte. Booth/Johnston (1984) sehen dagegen die Ursache im Untersuchungsdesign. Zur Beriicksichtigung der Wirkungen diskreter Preisintervalle runden Lakonishok/Vermaelen (1983) beispielsweise Dividendenzahlungen, die kein Vielfaches des Notierungssprungs darstellen, auf die nachst hohere Notierungseinheit auf. Da die Datenbasis fur 1972 mehr heraufgesetzte Dividenden enthalt als die Datenbasis fiir 1971, kann die Pramie fiir 1972 in Richtung null verzerrt sein.^^ Booth/Johnston (1984) schatzen fiir den Zeitraum 1972 bis 1980 eine leicht hohere Pramie von 0,317 als in den Jahren 1970 und 1971. Die von ihnen iiberpriiften nachfolgenden Steuergesetzesanderungen^^ liefem zusatzliche Evidenz fur die Steuerhypothese. Auffalhg bei beiden Untersuchungen ist, dass der Kurs kanadischer Aktien am Extag im Vergleich zu anderen Kapitalmarkten durchschnittlich um einen wesentlich geringeren Dividendenanteil fallt. Die empirischen Befunde von Robin (1990), Lamdin/Hiemstra (1993) und Bhardwaj/ Brooks (1999) bestatigen den bei Zugrundelegung der Steuerhypothese prognostizierten Pramienanstieg bzw. die prognostizierte Reduzierung der tJberrendite am Extag nach dem Tax Reform Act von 1986 (TRA 1986). Im Gegensatz zu diesen Resultaten kann Michaely (1991) weder vor noch nach dieser Steuerreform eine Einbeziehung von Steuem in die Preisbildung am Ausschiittungstag der Dividende feststellen. Er schatzt fur jedes einzelne Jahr des Zeitraums 1986-1989 eine durchschnittliche Pramie von groBer eins, die allerdings nur fur 1986 statistisch signifikant von eins abweicht. Als Ursache hierfur sieht er die steuerlich induzierte Dividendenpraferenz von Untemehmen^^ an, die zum Zweck der Dividendenvereinnahmung Aktien vor dem Extag kaufen und danach verkaufen. Als weiteres Indiz fur die empirische Relevanz der Transaktionshypothese interpretiert Michaely (1991) die wesentlich niedrigere Pramie von 0,876 fiir den Zeitraum April 1966 bis Marz 1967. Die in dieser Periode anfallen-

Hierzu ausfuhrlicher in Booth/Johnston (1984), S. 471-472. Nicht in Tabelle 4.2 angegeben. Vgl. Abschnitt 2.4.1.

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4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

den hohen Transaktionskosten beschrankten die Durchfuhrungen von Handelsstrategien zur Ausnutzung von Bewertungsungleichgewichten und zur Dividendenmitnahme.^^ Bhardwaj/Brooks (1999) und Han (1994) tiberpriifen die Sensitivitat der Ergebnisse von Michaely (1991) bezuglich der in die Untersuchung einbezogenen Beobachtungen. Auf Basis einer Stichprobe, die u.a. Aktien mit mehreren Ereignissen am Extag (z.B. Dividendenzahlungen, Aktiendividenden bzw. -splits) oder mit Pramien auBerhalb des Wertebereichs von -25 bis 25 ausschlieBt, ermitteln Bhardwaj/Brooks (1999) eine durchschnittliche Pramie von 0,81 ftir das Jahr 1986. Han (1994) unterteilt seine Stichprobe in Aktien, die an der NYSE oder AMEX notieren, und in Aktien, die an der NASDAQ gelistet sind. Er findet fiir beide Datengruppen sowohl Steuereinflusse als auch Wirkungen kurzfristiger Transaktionen auf die ermittelten LFberrenditen. Dennoch scheinen bei NASDAQ-Untemehmen Steuem als Einflussfaktoren auf die Preisbildung zu tiberwiegen, wahrend die Ergebnisse, wie die statistisch nicht signifikante Veranderung der tJberrendite zwischen den Teilperioden 1983-1986 und 19871990, auf eine Ubereinstimmung des Kursverhaltens von Aktien der NYSE und der AMEX mit der Transaktionshypothese hindeuten. Koski (1996) zeigt jedoch, dass bei Einbeziehung des Bid-Ask-Spreads als Transaktionskosten grundsatzlich keine Gewinne durch kurzfristige Handelsstrategien in diesen Perioden erzielbar sind. Die einzige Ausnahme hiervon bildet ein Arrangement in Aktien mit hohen Dividendenrenditen.^^ Ebenso wie die anderen in Tabelle 4.2 angegebenen Steuerreformen hatten die Gesetzesanderungen in GroBbritannien mit Ausnahme des Financial Act 1997 jeweils die Reduzierung der steuerlichen Benachteihgung von Dividenden gegentiber Kursgewinnen zur Konsequenz. Poterba/Summers (1984) unterteilen den Untersuchungszeitraum von 1955 bis 1981 aufgrund der durchgefUhrten Reformen in drei Teilperioden mit verschiedenen Steuersystemen. Dabei stellen sie fest, dass sich die Uberrendite am Ausschtittungstag der Dividende durch die Einfuhrung einer Steuer auf erzielte VerauBerungsgewinne im Rahmen der Steuerreform 1965 nicht wesentlich andert. Dieses spricht nicht unmittelbar gegen die Steuerhypothese, da die steueriiche Vorteilhaftigkeit von Kursgewinnen gegentiber Dividenden aufgrund des zeitlich verzogerten Steueranfalls bei Realisierung nicht erheblich verringert wurde. Dagegen bewirkt die mit der Steuerreform 1973 eingefuhrte partielle Anrechnung bereits geleisteter Korperschaftsteuer eine deutliche Reduzierung der LFberrendite auf -0,061 %. Sie ist im Gegensatz

Vgl. Michaely (1991), S. 852. Vgl. auch den nachfolgenden Abschnitt 4.2.3.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

115

zu den durchschnittlichen ermittelten tJberrenditen fiir die Teilperioden Januar 1955 bis Marz 1965 und April 1965 bis Marz 1973 statistisch nicht signifikant von null verschieden. Weitere empirische Evidenz fiir Steuereffekte auf dem britischen Aktienmarkt liefem die Analysen von Lasfer (1995) und Bell/Jenkinson (2002). Ein Vergleich der von Lasfer (1995) geschatzten Uberrenditen vor und nach dem Income and Corporation Taxes Act (ICTA) 1988 zeigt, dass die durchschnittliche Uberrendite von 0,45 % auf 0,30 % in Ubereinstimmung mit der Steuerhypothese sinkt.^^ Da die nach der Steuerreform bestehende steuerliche Belastung von Dividenden und Kursgewinnen jedoch eine negative tJberrendite im Zeitraum von 6. April 1988 bis 5. April 1994 impliziert, deutet die zu gering ausfallende Renditesenkung auf weitere kursbeeinflussende Faktoren bin. Zudem sind die Wirkungen des ICTA 1988 im Wesentlichen auf Aktien mit hohen Dividenden-Kurs-Verhaltnissen beschrankt.^^ Bell/Jenkinson (2002) untersuchen Preiseffekte des Financial Act 1997, der hauptsachlich steuerbefreite Investoren, wie z.B. Pensionsfonds, betraf. Am 2. Juli 1997 wurde fiir diese Anlegergruppe das Recht auf teilweise Erstattung bereits gezahlter Korperschaftsteuer beseitigt. Aus der nunmehr bestehenden steuerlichen Indifferenz zwischen Dividenden und Kursgewinnen sollte aufgrund des bedeutenden Markteinflusses von Pensionsfonds eine Reduzierung der Pramie folgen. Bei Zugrundelegung der gesamten Stichprobe stellen Bell/Jenkinson (2002) keinen Einfluss der Steuerreform auf die Preisbildung am Extag fest. Die durchschnittliche Pramie betragt unverandert 0,89. Dagegen ermitteln sie bei ausschlieBlicher Einbeziehung der 250 Untemehmen mit den hochsten Marktwerten nach der Reform eine von 0,98 auf 0,92 gesunkene Pramie. Falls diese Aktien zusatzlich hohe Dividendenrenditen besitzen, fallt die Pramie noch starker, namlich durchschnittlich von 1,10 auf 0,77. Hieraus folgem Bell/Jenkinson (2002), dass vor allem Pensionsfonds als preisbildende Grenzanleger am Extag dieser Aktien auftreten. Ebenfalls deutet die ermittelte positive Abhangigkeit der Pramie von der Dividendenrendite auf die Existenz von Steuerklienteln auf dem britischen Kapitalmarkt hin.^"^ Da die Zielsetzung der vorliegenden Arbeit insbesondere darin besteht, den Zusammenhang von Dividenden und Aktienrenditen auf dem deutschen Kapitalmarkt im Zeitraum von 1968

Der ICTA 1988 beinhaltete u.a. eine Reduzierung des maximalen Einkommensteuersatzes von 60 auf 40 % der sowohl fur Dividenden als auch fur Kursgewinne Anwendung fand. Der relative Anrechnungsbetrag der Korperschaftsteuer wurde von 27 auf 25 % reduziert. Ausfuhrlicher in Lasfer (1995), S. 880. ^^ Vgl. Lasfer (1995), S. 890. ^^ Vgl. Bell/Jenkinson (2002), S. 1342-1344.

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4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

bis 2002 zu uberprUfen und zu erklaren, wird abschlieBend auf das bereits beobachtete Kursund Renditeverhalten deutscher Aktien am Ausschiittungstag eingegangen. Tabelle 4.3 fasst Ergebnisse bisheriger empirischer Untersuchungen zusammen. Auf Basis deutscher Industrieuntemehmen stellen Swoboda/Uhlir (1975) beispielhaft fiir die Jahre 1966, 1968 und 1970 einen durchschnittlichen Kursriickgang von ungefahr 78 % des Dividendenbetrags fest. Der daraus folgende imphzite marginale Einkommensteuersatz des Grenzanlegers von 22 % liegt damit sogar unter dem damals geltenden Kapitalertragsteuersatz von 25 %.^'^ Da die Standardabweichungen der geschatzten Pramien zudem die US-amerikanischen Werte um das Dreifache ubersteigen, lehnen die Autoren das Verfahren von Elton/ Gruber (1970) zur Schatzung von marginalen Einkommensteuersatzen fUr den deutschen Kapitalmarkt ab. Bay (1990) weist jedoch darauf hin, dass diese Beurteilung auf dem fehlerhaften Vergleich der geschatzten Standardabweichungen aktienspezifischer Pramien mit der von Elton/Oruber (1970) angegebenen Standardabweichung der Mittelwerte beruht. Nach Korrektur der von Elton/Gruber (1970) angegebenen Werte um die Anzahl der einbezogenen Beobachtungen fallen diese deutlich hoher als die ermittelten Standardabweichungen deutscher Pramien aus.^^ In Ubereinstimmung mit der Steuerhypothese zeigt Hockmann (1978), dass sich die erstmals fiir das Geschaftsjahr (GJ) 1976/77 gewahrte Korperschaftsteuergutschrift auf die Hohe des Dividendenabschlags auswirkt. Aufgrund der zugrunde liegenden kleinen Stichproben von 53 Aktien besitzen die geschatzten Grenzsteuersatze von ca. 25 % fiir die Geschaftsjahre von 1975 bis 1976 und von ca. 41 % fiir 1977 nur eine geringe Aussagekraft. Eine umfangreiche und detaillierte Untersuchung zum Dividendenabschlag bei deutschen Aktien fuhrt Bay (1990) durch. Seine Stichprobe beinhaltet alle im amtlichen Handel an der Frankfurter Wertpapierborse notierten Industrieuntemehmen und Banken fiir den Zeitraum 1966 bis 1988.^^ Ebenso wie Hockmann (1978) beobachtet er einen wesentlichen Einfluss der Korperschaftsteuerreform 1977 auf die Preisbildung von Aktien am Ausschiittungstag der Dividende. Die geschatzten Pramien der einzelne Jahre sind mit einer Spannbreite von 0,749 bis 0,887

^'^ Der Kapitalertragsteuersatz ist der relevante Steuersatz u.a. bei Anlegern, die ihren Freistellungsauftrag bereits ausgeschopft batten und Dividendeneinkiinfte beim Finanzamt nicht angaben (Steuerhinterziehung). Vgl. Swoboda/Uhlir (1975), S. 491. ^^ Siehe Bay (1990), S. 96-97. ^^ Die Daten stammen aus der gleichen Datenbank, die u.a. auch die vorliegende Arbeit nutzt.

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4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

im Zeitraum 1966-1977 deutlich hoher als im Zeitraum 1978-1988 mit einer Spannbreite von 0,440 bis 0,621. Diese Veranderung in der Preisbildung am Extag wird auch bei den Renditebetrachtungen deutlich.^^ So ubersteigt die durchschnittliche Extagsrendite von 2,0 % im Zeitraum 1966-1977 die durchschnittlich im Zeitraum 1978-1988 erzielte Extagsrendite von 0,6 %. Die aus den Schatzungen abgeleiteten marginal en Einkommensteuersatze des Grenzanlegers betragen ca. 18 % vor und 45 % nach der Steuerreform. Ein Vergleich mit den in Tabelle 2.1 angegebenen Indifferenzsteuersatzen s'^ zeigt, dass sich der implizite Steuersatz nach der Steuerreform nahe der prognostizierten 56 % befindet. Demgegeniiber ist der vor der Steuerreform geschatzte Steuersatz deutlich niedriger als die entsprechenden Indifferenzsteuersatze von 37-38 %. Die Ursachen hierftir liegen nach Bay (1990) zum einen in der steuerlichen Vorteilhaftigkeit von Zinsen gegeniiber Dividenden und zum anderen in Steuerhinterziehungen von Dividendeneinktinften in dieser Zeitperiode.^^ Neuffer (1999) uberpruft neben den Einflussen der Korperschaftsteuerreform 1977 die Auswirkungen der steuerlichen Neuregelungen von 1990 und 1994 auf die Extagrenditen der zum DAXIOO-Portefeuille gehorenden Aktien. Die Einbeziehung von Nettodividenden anstelle der von Bay (1990) verwendeten Bruttodividenden tragt teilweise zu den voneinander abweichenden Resultaten fur den Zeitraum 1978 bis 1989 bei. Die von Neuffer (1999) ermittelte Uberrendite von -0,042 % signalisiert, dass die Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag hoher als die Dividende ausfallt. Dies ist Equivalent zu einer Pramie groBer eins. Die Berticksichtigung der Korperschaftsteuergutschrift wUrde durch die Reduzierung der positiven Abweichung des Kursruckgangs von der Dividende zu einer Erhohung der Uberrendite fiihren. Demzufolge muss bei der Formulierung von Hypothesen bezuglich erwarteter Steuereffekte fur den deutschen Kapitalmarkt danach unterschieden werden, ob Netto- oder Bruttodividenden den Untersuchungen zugrunde liegen. Aufgrund der von Bay (1990) durchgeftihrten Gegentiberstellung von Kurssenkung am Extag und Bruttodividende sollten sich entsprechend der Gleichungen (3.16) und (3.17) die marginalen Steuersatze des Grenzanlegers direkt in der ermittelten Pramie bzw. Uberrendite widerspiegeln. Dagegen bilden bei Betrachtungen von Nettodividenden, wie von Neuffer (1999) vorgenommen, die geschatzten Pramien bzw. Uberrenditen die

Aufgrund fehlender Angaben in Bay (1990) kann es sich bei den angegebenen Renditen sowohl um Uberrenditen als auch um die tatsachlich am Extag erzielten Aktienrenditen handeln. Der letztere Fall konnte zu einer Uberschatzung des Dividendeneffekts fiihren. Vgl. Bay (1990), S. 98-99.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

119

zusatzlich zu den bereits auf Untemehmensebene abgefuhrten Korperschaftsteuem anfallenden Einkommensteuem modellbedingt ab. Aus Gleichung (3.16) wird:^^

r jcum

r jex _

-•• ~

(l-s,){l-s^)

V ; = 1, ...,«,

(4.10)

\/j=l...,n.

(4.11)

und aus (3.17):'^^

AR,=S,

(1-^.) (l-5,)(l-5^)

Aus diesen Griinden erwartet Bay (1990) nach der Korperschaftsteuerreform 1977 eine Verringerung der Pramie bzw. Erhohung der Uberrendite, wahrend Neuffer (1999) eine Erhohung der Pramie und Verringerung der Uberrendite prognostiziert. Neuffer (1999) findet keinen signifikanten Einfluss der Steuerreform von 1990 auf das Renditeverhalten am Ausschiittungstag der Dividende. Allerdings interpretiert er die mit der Senkung des Thesaurierungssatzes auf 45 % und des Ausschtittungssatzes auf 30 % im Jahr 1994 zusammenfallende Erhohung der durchschnittlichen tJberrendite als Hinweis auf die Steuerhypothese. Sie ist mit 0,367 % statistisch signifikant von null verschieden. Sowohl McDonald (2001) als auch Lasfer/Zenosos (2003) zeigen deutlich schwacher gestiegene Dividendeneffekte nach 1994 auf.^^^ Im Gegensatz zu Konig (1990) zeigen sowohl Bay (1990) als auch Neuffer (1999) Steuerklientel-Effekte auf dem deutschen Aktienmarkt auf. Mit Ausnahme von Aktien mit den niedrigsten Dividendenrenditen ermittelt Bay (1990) fiir den Zeitraum 1978 bis 1988 einen starkeren positiven Zusammenhang zwischen Pramienhohe und Dividende-Kurs-Verhaltnis als im Zeitraum 1966 bis 1977. In beiden Zeitraumen weisen Aktien mit den niedrigsten Dividenden-Kurs-Verhaltnissen entweder die hochsten oder zweithochsten Pramienwerte auf.'^^

Vgl. u.a.Lasfer (1995), S. 878. ' Vgl. Neuffer (1999), S. 47. Die empirischen Untersuchungen von McDonald (2001) und Lasfer/Zenosos (2003) basieren auf Daten aus der kommerziellen Datenbank von Thomson Financial Datastream. Siehe Ince/Porter (2003) zur Einschatzung der allgemeinen Datenqualitat bei Renditen und Dividenden von Einzelwerten. Vgl. die in Abschnitt 4.1.3 aufgezeigten Ergebnisse bezuglich dieser Aktiengruppe im Rahmen der Uberpriifung des Steuer-CAPMs.

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4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

Die von Bay (1990) berechneten Pramien sind insbesondere fiir den Zeitraum 1978 bis 1988 zu gering, um mit der Transaktionshypothese im Einklang zu stehen. Aus der Ablehnung der Transaktionshypothese schlieBt er, dass langfristig und nicht kurzfristig orientierte Anleger die Preisbildung am Ausschiittungstag bestimmen. Obwohl Neuffer (1999) die Transaktionshypothese ebenfalls ablehnt, stellt er innerhalb seines gesamten Untersuchungszeitraums von 1974 bis 1997 sowohl am Cum- als auch am Extag statistisch signifikante abnormale Handelsvolumina fest. Die uberdurchschnittlichen Handelsaktivitaten am Extag erreichen mit ca. 208 % im Zeitraum 1978 bis 1989 ihr Maximum. Dies entspricht den Erwartungen, da das so genannte Dividendenstripping vor allem wahrend der Anwendung des Anrechungsverfahrens vorteilhaft war. Fur den Zeitraum 1994 bis 1997, nach Einfuhrung des § 50c Abs. 10 EStG a.F. und Reduzierung der Korperschaftsteuergutschrift, ermittelt Neuffer (1999) ein deutlich geringeres abnormales Handelsvolumen in Hohe von 29,3 %.

4.2.2 Auswirkungen kurzfristiger Transaktionen Eine Vielzahl empirischer Untersuchungen, die neben dem Kurs verbal ten auch die Handelsaktivitaten der Anleger um den Ausschiittungstag der Dividende uberprufen, zeigen ein iiberdurchschnittliches Handelsvolumen auf.^^^ Hierin liegt ein Indiz ftir die Giiltigkeit der u.a. von Kalay (1982) angebotenen Transaktionshypothese. Gleichzeitig widerspricht diese Beobachtung der von Elton/Gruber (1970) propagierten Steuerhypothese, die nur eine durchschnittliche Handelsintensitat um den Ausschiittungstag vorhersagt. Wie in Abschnitt 3.2.4 erlautert, bildet der durch die Dividende hervorgerufenen Aktienhandel zwischen Anlegem mit unterschiedlichen steuerlichen Praferenzen fiir Dividenden und Kursgewinne am Extag das Fundament der Transaktionshypothese. Nach diesem Erklarungsansatz verhindem die mit der Handelstatigkeit verbundenen Transaktionskosten eine vollstandige Anpassung des Extagskurses an den Dividendenbetrag. Die nachfolgenden Ausfiihrungen beschaftigen sich ausfiihrUcher mit den Effekten und Bestimmungsfaktoren kurzfristig durchgefiihrter Handelsstrategien. Bei Zugrundelegung der Datenbasis von Elton/Gruber (1970) ermittelt Kalay (1982) fur Aktien mit unterschiedlichen Dividendenrenditen basierend auf dem Modell in Gleichung (3.22)

'^^ Vgl. u.a. Lakonishok/Vermaelen (1986) und Michaely/Vila (1996) fiir den US-amerikanischen Kapitalmarkt, Kato/Loewenstein (1995) fiir den japanischen Kapitalmarkt, Michaely/Murgia (1995) fiir den italienischen Kapitalmarkt, Liljeblom/Loflund/Hedvall (2001) fiir den fmnischen Kapitalmarkt so wie Neuffer (1999) fiir den deutschen Kapitalmarkt,

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

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implizite Transaktionskostensatze z Da diese im Vergleich zu den tatsachlich relevanten Transaktionskosten wesentlich niedriger ausfallen, resultieren aus dem im Vergleich zur Dividende zu geringen Kursriickgang keine Gewinnpotenziale. Da die Annaherung der Pramie an eins auf den Handel kurzfristiger steuemeutraler Anleger zuriickgefiihrt werden kann, scheinen nicht nur langfristige Anleger am bzw. um den Extag zu handeln. Demzufolge konnen aus der Pramie keine Schlussfolgerungen iiber die marginalen Steuersatze des (langfristigen) Grenzanlegers gezogen werden.'^"* Mit der Annahme risikoneutraler Anleger vemachlassigt Kalay (1982) in seinen Analysen das mit den Handelsaktivitaten um den Extag verbundene Risiko. Wahrend bei der am Cumtag zu treffenden Kauf- oder Verkaufsentscheidung die Dividendenhohe bereits feststeht, herrscht jedoch Unsicherheit bezuglich der Hohe des Extagskurses. So konnen Anleger beispielsweise nicht ausschlieBen, dass die Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag die Dividende iibersteigt und somit die Kombination von Kauf am Cumtag und Verkauf am Extag einen Verlust verursacht. Aufgrund der Kursunsicherheit werden risikoaverse Anleger unabhangig davon, ob sie zu den kurzfristigen oder langfristigen Handelsakteuren gehdren, eine Risikopramie in Form einer hoheren Rendite fordem. Deshalb kann auch im Gleichgewicht ohne Transaktionskosten der Kurs um weniger als die Dividende sinken. Pramien kleiner eins bewirken bei Beriicksichtung des Risikos nicht zwangslaufig Arbitragemdglichkeiten. Kurzfristige Anleger werden jedoch tatig, wenn der erzielbare Gewinn hoher als die geforderte Risikopramie plus moglicherweise anfallende Transaktionskosten ist. Dabei begrenzt wiederum das Risiko, welches aus der temporaren Abweichung der Anleger von ihrer optimalen Diversifikationsstrategie resultiert, die Menge der nachgefragten oder angebotenen Aktien. Somit beeinflussen neben den steuerlichen Rahmenbedingungen der Anleger ihre Risikoaversionen die Preisbildung am Ausschuttungstag.^^^ Diesen Gedanken aufgreifend entwickeln Michaely/Vila (1995) ein dynamisches Gleichgewichtsmodell, das unter Vemachlassigung von Transaktionskosten^^^ sowohl Aussagen iiber das Kursverhalten als auch uber das Handelsvolumen am Extag trifft. Bei Einbeziehung

Vgl. Kalay (1982), S. 1066-1067. Allerdings fuhren Elton/Gruber/Rentzler (1984) an, dass die tatsachlichen Transaktionskosten von Kalay (1982) unterschatzt werden. Beispielsweise vemachlassigt er den Bid-askspread. Bei Beriicksichtigung der gesamten Hohe anfallender Transaktionskosten seien fiir niemanden Gewinne aus Abweichungen zwischen Kurssenkung und Dividendenbetrag realisierbar. Siehe ebenso die gegenteilige Auffassung in der Erwiderung von Kalay (1984). Hierzu ausfuhrlich in Heath/Jarrow (1988), S. 99-102. Michaely/VilaAVang (1996) entwickelten ein Gleichgewichtsmodell, das die mit den Handelsaktivitaten verbundenen Risiken und Transaktionskosten simultan einbezieht.

122

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

steuerinduzierter Handelsaktivitaten und des damit verbundenen Risikos ergibt sich am Extag eine erwartete Pramie von:^^^

. . ^ Pjcum - ^{Pjex

E(Pr,

I Pjcum ) ^ -

^j

(4.12)

und ein abnormales Handelsvolumen von:

AV.=' 2

^.z ifi-f)

K^^

V; = l,...,«,

wobei

1 = ^^—

mit:

AVj

: abnormales Handelsvolumen derAktie7

K^

: steuerangepasste Risikotoleranz des Anlegers i^^^

Vj

: Risikopramie fur Transaktionen in Aktiej

a~

: Kursvarianz der Aktie/

(4.13)

Die erwartete Pramie besteht einerseits aus dem gewichteten Durchschnitt der steuerbasierten Bewertungen von Dividenden relativ zu Kursgewinnen aller Anleger, wobei die steuerangepassten individuellen Risikotoleranzen die Gewichte bilden. Andererseits beinhaltet sie eine Korrektur fur das eingegangene Risiko. Im Gegensatz zu den Modellen von Elton/Gruber(1970) und Kalay (1982) beeinflussen die marginalen Steuersatze fur Dividenden und Kursgewinne aller Anleger die Pramie in Gleichung (4.12) und nicht nur die relevanten Steuersatze der Grenzanleger. Nach Gleichung (4.13) hangt das abnormale Handelsvolumen von der Dividendenhohe, von der am Kapitalmarkt vorliegenden Spannweite individueller steuerlicher Ungleichbehandlung zwischen Dividenden und Kursgewinnen (Steuerheterogenitat), ausgedrtickt in der Abweichung des f. von / , und vom Kursrisiko ab.

Siehe zu den Annahmen und zur Herleitung Michaely/Vila (1995), S. 173-180. Die dem Modell zugrunde liegende Annahme, dass alle Anleger eine konstante absolute Risikoaversion aufweisen, bewirkt die Unabhangigkeit der in a eingehenden Gewichte vom anlegerindividuellen Endvermogen. Vgl. Michaely/Vila (1995), S. 180.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

123

Die auf das abnormale Handelsvolumen am Extag bzw. an den umliegenden Tagen Bezug nehmenden Implikationen des Gleichgewichtsmodells von Michaely/Vila (1995) und des erweiterten Gleichgewichtsmodells von Michaely/VilaAVang (1996) werden auf dem italienischen Kapitalmarkt von Michaely/Murgia (1995) und auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt von Michaely/Vila (1996) empirisch uberpriift. tjbereinstimmend mit den Modellaussagen stellen sie einen negativen Einfluss von Transaktionskosten sowie einen positiven Einfluss des Grads vorliegender Steuerheterogenitat auf das beobachtete Handelsvolumen fest. Bereits Lakonishok/Vermaelen (1986) ermitteln ein wesentlich hoheres abnormales Handelsvolumen auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt nach Senkung der Handelsgebiihren an der NYSE im Mai 1975 als im davor liegenden Zeitraum von Januar 1970 bis April 1975. Diesen Refund, in Verbindung mit den geschatzten negativen tjberrenditen am Ausschiittungstag von Aktien mit hohen Dividendenrenditen im Zeitraum 1975 bis 1994, deuten Naranjo/Nimalendran/Ryngaert (2000) als Hinweis auf erhohte Handelsaktivitaten US-amerikanischer Untemehmen mit der Absicht der Dividendenvereinnahmung. Michaely/Murgia (1995) zeigen Unterschiede im Kurs verbal ten am Extag und in der Handelsintensitat am und nahe des Extags zwischen zwei Aktiengattungen, die voneinander abwiechende Gestaltungsmerkmale aufweisen. Eine betrachtete Aktiengattung, die als „Savings stocks" bezeichnet werden, ist ahnlich den deutschen Vorzugsaktien durch das Recht auf den Bezug einer hoheren Dividende bei fehlendem Stimmrecht gekennzeichnet. Eine weitere Besonderheit der Savings stocks gegentiber den (normalen) Stammaktien, welche die andere untersuchte Gattung bilden, besteht in der Besteuerung der Dividende. Wahrend Dividenden von Stammaktien dem personlichen Einkommensteuersatz der Anleger im Untersuchungszeitraum von 1981 bis 1990 unterlagen, entfiel auf Dividenden von Savings stocks eine einheitliche Belastung von 15 % fur alle Anlegergruppen. Im Einklang mit den Modellprognosen beztiglich der Auswirkungen vorliegender Steuerheterogenitat der Aktionare beobachten Michaely/Vila (1995) nur fiir Stammaktien ein statistisch signifikantes abnormales Handelsvolumen von ca. 150 % am Extag. Die fiir diese Aktienart geschatzte Pramie betragt 0,25 und uberschreitet die untere Grenze, welche die maximal bestehende steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen abbildet. Demgegeniiber spiegelt die geschatzte Pramie fur Savings stocks mit 0,86 die steuerliche Belastung beinahe exakt wider. Als mogliche Ursachen fur das Kursverhalten von Stammaktien geben Michaely/Vila (1995) den „Registration effect" an. Auf dem italienischen Kapitalmarkt werden am Extag der Dividende alle gegenwartigen Aktionare vom jeweiligen Untemehmen registriert und den Finanzbehorden gemeldet. Private Anleger mit der Absicht, die Erfassung zu vermeiden, miissen die Aktien spa-

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4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

testens am Cumtag verkaufen. Die Abneigung gegen einen Aktienbesitz am Extag kann eine die Steuereinflusse ubersteigende Reduzierung der Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag hervorrufen. Die Registrierung entfallt ftir Aktionare von Savings stocks.^^^ Weiterhin scheinen wachsende Dividendenrenditen und sinkende Kursrisiken von Aktien hohere abnormale Handelsvolumina hervorzurufen. Insbesondere Aktien mit hohen Dividendenrenditen sind flir die Umsetzung von Dividendenmitnahmestrategien geeignet, da bei ihnen das Bewertungsungleichgewicht zwischen Dividenden und Kursgewinnen die Transaktionskosten haufiger ubersteigt als bei Aktien mit niedrigen Dividendenrenditen. BezUglich der durch die kurzfristigen Handelsstrategien eingegangenen Risiken unterscheiden Michaely/Vila (1996) zwischen dem Marktrisiko, gemessen mit dem Betafaktor, und dem unsystematischen Risiko, gemessen mit der Residuenvarianz aus einem vorab geschatzten Marktmodell. Die Starke des Zusammenhangs zwischen beiden Risikokomponenten und der Handelsintensitat wird von den bestehenden Moglichkeiten, das Kursrisiko abzusichem, und den dadurch hervorgerufen Kosten bestimmt. In Perioden mit hohen Hedgingkosten ermitteln Michaely/Vila (1996) einen starken Einfluss des Marktrisikos und einen geringen Einfluss des unsystematischen Risikos auf das Handelsvolumen. Demgegeniiber steigt die relative Bedeutung des unsystematischen Risikos, wenn die Nutzung von Hedginginstrumenten mit geringen Transaktionskosten verbunden ist. Wahrend in diesem Fall die Handelsintensitat unabhangig vom Marktrisiko ist, bewirkt das unsystematische Risiko selbst bei Existenz von Optionen auf ausschuttende Aktien eine nachhaltige Reduzierung. ^^^ Nachdem zahlreiche empirische Studien ein iiberdurchschnittliches Handelsvolumen um den Ausschtittungstag aufzeigen, stellt sich die Frage, ob die Vermutungen tiber die Identitat der handelnden Investorengruppen mit der Realitat ubereinstimmen. Hierfur analysieren Koski/Scruggs (1998) US-amerikanische Daten bezuglich der Identitat von Kaufem und Verkaufem sowie bezuglich der jeweiligen AuftragsgroBe fur den Zeitraum November 1990 bis Januar 1991. Ihre Auswertungen zeigen, dass insbesondere Privatanleger mit einheitlichen Steuersatzen fiir alle Kapitaleinktinfte und mit niedrigen Transaktionskosten Aktien mit hohen Dividendenrenditen am Cumtag verkaufen und am Extag kaufen. Da bei jener Aktiengruppe die Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag den Dividendenbetrag im Durchschnitt ubersteigt.

'^^ Ein weiteres Beispiel fiir Kurseffekte am Extag, die keine Beziehungen zur Dividendenzahlung aufweisen, besteht in dem auf dem japanischen Kapitalmarkt beobachteten ,£nd of the fiscal year"-Effekt. Vgl. Kato/ Loewenstein (1995), S. 831-832. ''° Vgl. Michaely/Vila (1996), S. 98.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

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konnen sie durch diese Verkauf-Kauf-Kombination Gewinnpotenziale realisieren. Ebenso deuten die Daten auf von Untemehmen durchgefuhrte Strategien zur Dividendenmitnahme bin. In einer ahnlich angelegten Analyse von Handelsdaten des finnischen Kapitalmarkts, auf dem in den untersucbten Jabren 1995 und 1996 ein Korperscbaftsteueranrecbnungsverfabren Anwendung fand, erbalten Felixson/Liljeblom (2004) Hinweise auf ubermaBige Aktienkaufe von anrecbnungsberechtigten inlandiscben Industrieuntemebmen und Privatpersonen am Cumtag. Demgegeniiber tatigen nicbtanrecbnungsberecbtigte auslandiscbe Investoren am Cumtag uberwiegend Aktienverkaufe. Allerdings scbeinen nur inlandiscbe Industrieunternebmen die Umkebrtransaktion (ubermaBige Verkaufe) am Extag durcbzufubren.^^^

4.2.3

Marktmikrostruktureffekte

Obwobl bereits Campbell/Beranek (1955) darauf binweisen, dass diskrete Notierungssprtinge eine vollstandige Anpassung des Extagskurses an den Dividendenbetrag verbindem konnen,^ ^^ wurden Wirkungen von Marktmikrostrukturen auf das Kursverbalten am Ausscbiittungstag erst in den 90er Jabren des letzten Jabrbunderts detailliert untersucbt. Seitdem bilden sie ein wicbtiges Fundament fiir nicbt steuerbasierte Erklarungsansatze des Extageffekts. Fur den US-amerikaniscben Kapitalmarkt zeigen Bali/Hite (1998), dass die Hobe des Notierungssprungs einen erbeblicben Erklarungsbeitrag fiir die durcbscbnittlicben Abweicbung zwiscben Kursruckgang und Dividendenbetrag leistet. Bis Juni 1997 betrug der Notierungssprung an der NYSE und an der AMEX normalerweise fiir Aktien iiber einem US-Dollar $ 0,125. Scbiittet ein Untemebmen eine Dividende aus, die kein Vielfacbes des Notierungssprungs ist, bildet sicb tbeoretiscb ein Extagskurs binsicbtlicb der Differenz zwiscben Cumkurs und Dividendenbetrag von der nacbst boberen oder der nacbst niedrigeren Notierungseinbeit. Bali/Hite (1998) argumentieren, dass aufgrund der verfolgten Handelstrategien verscbiedener Anlegergruppen die Kursdifferenz niedriger als die Dividende und somit die Pramie niedriger als eins ausfallen miissen. Eine Dividende von beispielsweise $ 0,22 ruft demnacb eine Kurssenkung von $ 0,125 und eine Pramie von ca. 0,5682 bervor. Die kursbeeinflussende Wirkung festgelegter Notierungseinbeiten scbwacbt sicb jedocb mit steigenden Dividenden ab. Die daraus resultierende positive Korrelation zwiscben Dividendenbetragen und

Ausfuhrlicher zum finnischen Steuersystem und zur Ableitung der Gewinnerzielungsbedingungen fiir einzelne Anlegergruppen in Liljeblom/Loflund/Hedvall (2001), S. 1690-1694. Vgl. Campbell/Beranek (1955), S. 426.

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4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

Pramien fuhrt gemeinsam mit der beobachteten positiven Korrelation zwischen Dividendenrenditen und Dividenden zu gleichartigen Preiseffekten wie die Existenz von Steuerklienteln. Weitere Bedeutung besitzt die Hohe der Notierungsspriinge nach Dubofsky (1992) im Rahmen der mechanischen Preisanpassung von laufenden limitierten Kauf- und Verkaufsauftragen am Extag der Dividende. Entsprechend den Borsenbestimmungen der NYSE (Rule 118) wird das Limit jedes Kaufauftrags um den Dividendenbetrag reduziert. Falls das Resultat keinem Vielfachen des Notierungssprungs entspricht, wird das neue Limit auf die nachst kleinere Notierungseinheit gesetzt. Da limitierte Verkaufsauftrage davon unberiihrt bleiben, besteht am Ausschtittungstag ein iiberdurchschnittlich breiter Bid-Ask-Spread. Unter den Bedingungen, dass mindestens ein unerfullter Auftrag zum reduzierten Kaufpreis und ein unerfullter Auftrag zum unveranderten Verkaufspreis am Extag vorliegen sowie dass der erwartete Transaktionspreis dem Mittelwert des Bid-Ask-Spreads entspricht, bewirkt diese Vorgehensweise eine ansteigende zackige Funktion der Extagsrendite in Abhangigkeit von der Dividendenhohe, wobei die Zackenbreite $ 0,125 betragt.^^"' Trotz der simultan erfolgenden Limitsenkung bei Verkaufsauftragen an der AMEX (Rule 132) erzielen an dieser Borse notierte Aktien allerdings ebenfalls eine positive, wenn auch im Vergleich zu NYSE-Aktien geringere abnormale Rendite am Ausschtittungstag. Demzufolge kann das Preisverhalten bei Ausschtittungen teilweise, aber nicht vollstandig durch die automatischen Limitsenkungen verursacht werden. Auf dem deutschen Kapitalmarkt erloschen entsprechend den Geschaftsbedingungen der deutschen Borsen laufende Auftrage bei Dividendenzahlung.'^"^ Aus den Modellen von Bali/Hite (1998) und von Dubofsky (1992) ergeben sich unterschiedliche Schlussfolgerungen beziiglich der Beziehung zwischen der tJberrendite und der Hohe des geltenden Notierungssprungs. Wahrend die Modellaussagen von Bali/Hite (1998) einen positiven Zusammenhang implizieren, bewirken gesunkene Notierungssprunge nach Dubofsky (1992) eine Erhohung der Uberrendite am Extag.^^^ Diese unterschiedlichen Erwartungen werden anhand der Herabsetzung des Notierungssprungs von US$ 0,125 auf US$ 0,0625 im Juni 1997 sowie anhand der weiteren Senkung auf US$ 0,01 im Januar 2001 von Graham/Michael y/Roberts (2003) uberpruft. Sie ermitteln im Widerspruch zu Bali/Hite (1998) einen Anstieg der durchschnittlichen Uberrendite von 0,04 % in der 1/8-Phase auf 0,1 % in der 1/16-

Siehe auch die Resultate der Simulationsstudie von Dubofsky (1997). Vgl. Bedingungen fiir die Geschafte an den deutschen Wertpapierborsen, Paragraph 6. Eine detaillierte Gegeniiberstellung der Modelle von Bali/Hite (1998) und von Dubofsky (1992) enthalt Jakob/Ma (2004), S. 608-611.

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Phase und auf 0,24 % in der letzten Phase.^^^ AuBerdem sinkt das abnormale Handelsvolumen wahrend des gesamten Untersuchungszeitraums von 1996 bis 2001 leicht. Allerdings deutet die beobachtete Steigerung des relativen Anteils von kleinen Handelsgeschaften darauf hin, dass durch die Herabsetzungen des Notierungssprungs die Kosten kleiner Transaktionen reduziert wurden. Die ahnlich angelegten Analysen von Jakob/Ma (2004) und French/Deleoure (2002) bestatigen die empirischen Resultate von Graham/Michaely/Roberts (2003). Demgegeniiber beobachten Cloyd/LiAVeaver (2004) im Einklang mit den von Bali/Hite (1998) unterstellten Marktmikrostruktureffekten eine reduzierte Uberrendite am Extag der Dividende nach Festlegung der 0,01-Sprunge bei Verlangerung des Untersuchungszeitraums um die Periode vom 1. Januar 2002 bis 23. Januar 2003. Jedoch finden alle vier aktuellen Studien des US-amerikanischen Kapitalmarkts iibereinstimmend auch Indizien ftir die empirische Relevanz der Steuerhypothese.^'^ Als Ursache fur einen den Dividendenbetrag unterschreitenden Kursriickgang am Ausschiittungstag in Hongkong, wo weder Dividenden noch Kursgewinne einer steuerlichen Belastung unterliegen, sehen Frank/Jagannathan (1998) den institutionellen Vorgang des Dividendenempfangens. Diese Prozedur, die u.a. fiir den Dividendenerhalt aufgrund der Registrierung beim Untemehmen regelmaBig eine Halteperiode von 21 Tagen erfordert,^^^ verhindert zudem die Umsetzung kurzfristiger Handelsstrategien. In ihren Analysen gehen Frank/Jagannathan (1998) davon aus, dass Anleger den notwendigen organisatorischen Aufwand ftir den Erhalt und die (Wieder-)Anlage von DividendeneinkUnften scheuen. Deshalb haben verkaufswillige Anleger einen Anreiz, die Aktien bereits am Cumtag zu verkaufen, wahrend kaufwillige Anleger einen Aktienkauf am Extag bevorzugen. Der professionelle Market Maker nimmt die Gegenposition ein und kauft mit der Absicht der Dividendenvereinnahmung vermehrt Aktien am Cumtag und verauBert sie nach dem Extag. Aus den zum Angebotspreis (Bid) vorgenommenen Aktienverkaufe am Cumtag und den zum Nachfragepreis (Ask) vorgenommenen Aktienkaufe am Extag von Anlegem resultieren zwangslaufig positive Aktienkursbewegungen und tlberrenditen.

"^ Siehe Graham/Michaely/Roberts (2003), S. 2623. "^ Vgl. hierzu auch Green/Rydqvist (1999) und Elton/Gruber/Blake (2002). "^ Die Aktienurkunden mussen zur Registrierung an das ausschuttende Unternehmen geschickt werden. Ausfuhrlicher zu den institutionellen Reglungen in Hongkong in Frank/Jagannathan (1998), S. 164-165.

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4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

Nach der Einfiihrung eines elektronischen Clearing- und Settlementsystems an der Borse von Hongkong in den Jahren 1992/93 stellt Kadapakkam (2000) einen merklichen Riickgang der durchschnittlichen Uberrendite am Ausschlittungstag von 1,13 % auf 0,17 % fest,^^^ den er auf die erleichterte Umsetzung kurzfristiger Handelsstrategien zuriickgefuhrt. So wurde u.a. die erforderiiche Halteperiode zur Dividendenvereinnahmung auf weniger als einen Tag reduziert. Seine Vermutung wird durch die starkere Reduzierung der Extagsrendite bei Aktien mit hohen Dividendenrenditen als bei Aktien mit niedrigen Dividendenrenditen bestatigt. Allerdings findet er nur vor dem Extag eine Erhohung des abnormalen Handelsvolumens, wobei sie fiir Aktien mit hohen Dividendenrenditen am starksten ausfallt. Am Extag herrscht dagegen eine unterdurchschnittliche Handelsintensitat, die vor allem von Aktien mit niedrigen Dividendenrenditen verursacht wird. Diese Resultate deuten darauf hin, dass bereits die Existenz von Arbitragemoglichkeiten eine Anpassung des Dividendenabschlags an den Ausschiittungsbetrag auslosen kann. Da die Dividenden auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt aufgrund der vorgenommenen Quartalsausschiittungen in der Regel einen US-Dollar nicht uberschreiten, fallt der Notierungssprung relativ zum Dividendenbetrag groB aus.^^^ Demzufolge ist der Einfluss von Notierungseinheiten auf die Preisbildung insbesondere fiir Untersuchungen des US-amerikanischen Kapitalmarkts vor 1997 von wesentlicher Bedeutung. Im Gegensatz dazu sollten die von den Notierungsspriingen hervorgerufenen Kurseffekte auf dem deutschen Kapitalmarkt eine weitaus geringere Rolle spielen. Zum einen besitzen die an deutschen Wertpapierborsen notierten Aktien im weltweiten Vergleich ein sehr geringes durchschnittliches Verhaltnis von Notierungssprung zur Kurshohe.^^* So betrug zu Beginn der 90er Jahre des letzten Jahrhunderts^^^ das kleinste Notierungsintervall 0,01 DM fiir stiicknotierte Aktien mit einem Kursniveau unter 5 DM. Fiir Aktien mit einem Kursniveau bis zu 20 DM galten Notierungsspriinge von 0,05 DM und fiir Aktien mit einem Kursniveau iiber 20 DM von 0,1 DM. Zum 01.07.1995 wurde der Notierungssprung von 0,01 DM auf alle Aktien mit Kurswerten bis zu 100 DM ausgedehnt. Ab dem selben Zeitpunkt notierten Aktien mit Kurswerten iiber 100 DM

^'^ Siehe Kadapakkam (2000), S. 2849. ^^ Nach Bali/Hite (1998), S. 132, lagen im Zeitraum 1962 bis 1994 99 % aller Dividenden betragsmaBig unter einem US-Dollar. '^' Vgl. Angel (1997), S. 660-661. '^^ Eine stichprobenartige Uberprtifung der Kurse in den 60er bis 80er Jahren des letzten Jahrhunderts deutet auf kleinste Notierungsspriinge von 0,1 DM hin. Da vor betrug der kleinste Notierungssprung 1/8.

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

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in Preisabstanden von 0,05 DM.'^^ Die nachste Veranderung trat im Zuge der Euro-Einfuhrung ein. Am 4. Januar 1999 wurde der Notierungssprung fiir alle stucknotierten Werte auf einheitlich 0,01 € festgesetzt. Allerdings notieren seit dem 29. Januar 2001 Aktien mit einem Kurswert von unter 0,10 € und seit dem 3. Februar 2003 Aktien bis zu einem Kurswert von 0,25 € in Spriingen von 0,001 €. Zum anderen ubersteigen die bei den jahrlichen Gewinnausschuttungen durchschnittlich gezahlten Dividendenbetrage die kleinstmoglichen Notierungssprtinge um ein Vielfaches. Tabelle 4.4 gibt fiir die einzelnen Jahre des Untersuchungszeitraum von 1968 bis 2002 die ersten Quartile und Mediane der Cumkurse, Bar- und Bruttodividenden von 1968 bis 1998 in DM und ab 1999 in € der Stichprobenaktien an.

'^^ Vgl. u.a. Wulff(2001),S. 38.

130

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen

Tabelle 4.4

Jahr 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002

GroBenniveaus von Cumkursen, Bardividenden und Bruttodividenden von Aktien des amtlichen Handels Frankfurt im Zeitraum 1968 bis 2002 Anzahl 195 160 155 ]62 166 157 172 176 166 170 175 170 169 171 177 161 159 185 197 217 229 239 253 269 270 251 262 274 269 267 288 319 316 310 262

Cumkurs

Bardividende

Quartil 1

Median

Quartil 1

244 221,5 180,1 165,9 205 188 148 157,5 157 159,8 180 174,5 170 169,5 155 183 178 202 226 233 219,8 275 352,5 318,7 293,5 293 375 300 199 94,5 86,5 23,8 16,48 14,51 16,3

380 346,45 263 260,75 296,5 283 236 230,75 225,5 226,4 244,5 227,5 228,1 228 213,5 285 285 289,5 343 336 298,5 400 505 459 430 431 511,5 460 367 318 284 74,7 33,925 32,05 28,55

8 8 7,5 7 7 6 6,25 6 6 6 5,5 6 6 6 6 5 6 6 6 6 6 6,5 7,5 7 8 7,5 7,75 8 6 1,6 1,6 0,664 0,5105 0,5 0,5

Median 13 11,625 9,5 9 9 8 8 8 8 8 7 7,5 8 8 8 7,5 8 7,5 7,7 8 8 8,71 10 10 10 10 11 11 10 8 5 1,278 0,869 0,8595 0,9

Bruttodividende Quartil 1 8 8 7,5 7 7 6 6,25 6 6 6 8,59 9,38 9,38 9,38 9,38 7,81 9,38 9,38 9,38 9,38 9,38 10,16 11 10,94 11 11,72 10,71 10,71 7,36 2,29 2,175 0,91 0,635 0,64 0,51

Median 13 11,625 9,5 9 9 8 8 8 8 8 10,94 11,72 12,5 12,5 12,5 11,72 12,5 11,72 12,03 12,5 12,5 13,61 14,84 15,62 15,62 15,62 15,71 15,71 13,57 10,71 7,14 1,82 1,17 1,17

0,9 1

4 Vorgehensweise und Ergebnisse anderer empirischer Untersuchungen 4.3

131

Zusammenfassung der bisherigen Erkenntnisse

Die empirischen Uberprufungen des Steuer-CAPMs auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt zeigen unterschiedlich starke Renditeeinfltisse der Dividendenrendite. Wahrend die Resultate von Litzenberger/Ramaswamy (1979) im Einklang mit dem Steuer-CAPM stehen, konnen z.B. Black/Scholes (1974) keine okonomisch oder statistisch signifikanten Abweichungen zwischen den Vorsteuerrenditen von Aktien mit hohen Dividendenrenditen und von Aktien mit niedrigen Dividendenrenditen ermitteln. Die von Naranjo/Nimalendran/Ryngaert (1998) geschatzte renditebeeinflussende Wirkung der Dividendenrendite iibersteigt dagegen deutlich das auf die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen zuriickfiihrbare Niveau. Ursachen fiir die voneinander abweichenden Resultate konnen vor allem in dem unterstellten Anlagehorizont und in der Risikobereinigung liegen. Zweifel an der empirischen Giiltigkeit des Steuer-CAPMs ruft auch die Analyse von Kalay/ Michaely (2000) hervor. Ihre Resultate deuten darauf bin, dass Aktien in den Ausschiittungsmonaten bzw. -wochen hohere Renditen erzielen als in den Nichtausschiittungsperioden. Diese ermittelte Renditeerhohung scheint jedoch nicht von der Hohe der Dividendenrendite beeinflusst zu werden. Auf Basis der Ergebnisse bisheriger Untersuchungen zum Dividendenabschlag kann gefolgert werden, dass der Kurs von Aktien am Ausschiittungstag der Dividende im Durchschnitt nicht um den gesamten Dividendenbetrag fallt. Zudem scheint die Zahlung der Dividende zusatzliche Transaktionen um den Extag auszulosen. Demgegeniiber konnen keine einheitlichen Schlussfolgerungen dariiber gezogen werden, ob im Einklang mit dem Modell von Elton/ Gruber (1970) langfristige Anleger oder im Einklang mit Modell von Kalay (1982) bzw. mit dem erweiterten Modell von Michealy/Vila (1995) kurzfristige Anleger die Kurse am Extag der Dividenden bestimmen. Die Resultate beziiglich der empirischen Relevanz der Steuerklientel-Hypothese sind bei Untersuchungen des Steuer-CAPMs bzw. bei Analysen des Dividendenabschlags ebenfalls widerspriichlich.

133

5

Empirische Untersuchung

5.1

Methodische Voriiberlegungen und Untersuchungshypothesen

5.1.1 Ableitung der Untersuchungshypothesen Die im Rahman der empirischen Untersuchungen zu uberpriifenden Hypothesen werden aus der Zielsetzung der vorliegenden Arbeit unter Berucksichtigung der vorgestellten Erklarungsansatze abgeleitet. Zudem basieren sie auf den institutionellen Gegebenheiten des deutschen Kapitalmarkts sowie auf den Ergebnissen bisheriger Analysen. Nach dem Steuer-CAPM beziehen die Anleger die bei ihnen erhobenen Einkommensteuem in die Bewertung von Dividenden und Kursgewinnen ein. Als Folge bestimmt die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen die Wirkung der Dividendenrendite auf die durchschnittHche Aktienrendite. Entfallt auf Dividenden im Vergleich zu Kursgewinnen eine hohere Steuerlast, wird vom Steuer-CAPM ein positiver Renditeeffekt der Dividendenrendite vorhergesagt, wahrend bei einer hoheren Besteuerung der Kursgewinne ein negativer Dividendeneffekt vorliegen sollte. Da langfristige Kursgewinne im Vergleich zu Dividenden in der Regel im Untersuchungszeitraum 1968-2002 steuerlich begunstigt waren, lautet die erste Hypothese: Hypothese 1:

Die Dividendenrendite hat einen positiven Einfluss auf die Aktienrendite, d.h., Aktien mit hoher Dividendenrendite weisen hohere risikoangepasste (Vorsteuer-)Renditen auf als Aktien mit niedriger Dividendenrendite.

Falls keine renditeerklarende Wirkung der Dividendenrendite zu beobachten ist, kann dies als Indiz fiir die empirische Gtiltigkeit des Standard-CAPMs interpretiert werden. Im Vergleich zum US-amerikanischen Kapitalmarkt gab es in Deutschland, wie ubrigens auch in GroBbritannienJ erhebliche Umgestaltungen des Steuersystems. Wenn die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen die von bisherigen Studien aufgezeigten Beziehungen zwischen Aktienrenditen und Dividendenrenditen hervorruft, sollten die in den Untersuchungszeitraum fallenden wesentlichen Anderungen in den deutschen Steuerge-

Vgl. Poterba/Summers (1985), S. 245-249, Lasfer (1995), S. 879-880 und Bell/Jenkinson (2002), S. 13251328.

134

5 Empirische Untersuchung

setzen einen Einfluss auf den Renditeeffekt der Dividende ausuben. Allerdings erfordem Prognosen iiber die Richtung oder das AusmaB der Anderung des Dividendeneffekts auf dem deutschen oder anderen realen Kapitalmarkten zusatzliche Annahmen. So wird zur Vereinfachung bei den nachfolgenden Ableitungen und Formulierungen der Untersuchungshypothesen unterstellt, dass Kursgewinne auf Anlegerebene keiner steuerlichen Belastung unterliegen

Bei Zugrundelegung des im Abschnitt 3.2.1 vorgestellten Modells von Litzenberger/ van Home (1978) und der diskutierten Varianten soUten sowohl Steuersystemwechsel als auch Erhohungen oder Senkungen des Korperschaftsteuersatzes auf einbehaltene Gewinne bei Giiltigkeit des Anrechnungsverfahrens prinzipiell zu Veranderungen des Gleichgewichts fuhren. Im Zeitraum 1978 bis 2001 ist das Gleichgewicht dadurch gekennzeichnet, dass der marginal Steuersatz des Grenzanlegers fur Dividenden dem Korperschaftsteuersatz fiir einbehaltene Gewinne entspricht. Demzufolge kann der Korperschaftsteuersatz fiir einbehaltene Gewinne als Indifferenzsteuersatz interpretiert werden. So fuhren nach dem Modell von Litzenberger/van Home (1978) Steigemngen (Senkungen) des Indifferenzsteuersatzes zu Steigemngen (Senkungen) des marginalen Steuersatzes des Grenzanlegers. Sowohl fiir die Jahre 1968 bis 1977 (vor der Korperschaftsteuerreform 1977) als auch ab 2002 (nach der Einfiihrung des Halbeinkiinfteverfahrens) kann aufgmnd der Doppelbesteuemng von Dividenden vermutet werden, dass der Indifferenzsteuersatz generell niedriger ist als wahrend des Anrechnungsverfahrens. Wahrend der Indifferenzsteuersatz bei Giiltigkeit des Halbeinkiinfteverfahrens null betragt, kann davon ausgegangen werden, dass er im Zeitraum 1968 bis 1977 Werte zwischen 36 % und 39 % annimmt.^ Eine theoretische Verkntipfung des Modells von Litzenberger/van Home (1978) mit dem Steuer-CAPM als Kapitalmarktgleichgewichtsmodell mit Steuem liegt jedoch nicht vor und ist auch nicht Gegenstand dieser Arbeit. Auf Basis der beiden Modellen zugmnde liegenden okonomischen Intuition wird vermutet, dass eine Anderung des Indifferenzsteuersatzes mit einer Andemng der Gleichgewichtsbeziehung zwischen durchschnittlichen Aktienrenditen und Dividendenrenditen verbunden ist. Aus der Annahme, dass eine Steigerung (Senkung) des

^

Wie in Abschnitt 2.3 ausgefuhrt, unteriagen im Untersuchungszeitraum in Deutschland Kursgewinne bei Privatanlegern nach Ablauf der Spekulationsfrist von sechs bzw. ab 1999 von zwolf Monaten nicht der Einkommensbesteuerung. Siehe hierzu auch die Berechnungen von Indifferenzsteuersatzen nach dem Ansatz von Poterba/Summers (1985) im Abschnitt 2.3.4.

5 Empirische Untersuchung

135

Indifferenzsteuersatzes mit hoheren (niedrigeren) marginalen Steuersatzen von Anteilseignem dividendenzahlender Aktien einhergeht, resultiert die zweite Hypothese: Hypothese 2:

Ein aufgrund der steuerlichen Rahmenbedingungen Indijferenzsteuersatz

hbherer

(niedrigerer)

bewirkt einen stdrkeren (schwdcheren)

Einfluss der

Dividendenrendite aufdie

Aktienrendite.

Aufbauend auf dieser Argumentation fasst Tabelle 5.1 die Hypothesen iiber die Auswirkung der in Abschnitt 2.3 dargestellten wesentlichen Steuergesetzesanderungen auf die Starke der Abhangigkeit der Vorsteuerrendite der Aktien von ihrer Dividendenrendite zusammen. Die im Rahmen der vorliegenden Arbeit mit einem nahezu identischen Datensatz durchgefuhrten empirischen Untersuchungen des Steuer-CAPMs und des Dividendenabschlags am Extag ermoglichen Schlussfolgerungen dariiber, ob die steuerlichen Regelungen einen gleichgerichteten Einfluss auf die langfristige Aktienbewertung und auf die Preisbildung am Extag besitzen. Eine (Jbereinstimmung der Resultate beider Untersuchungsansatze kann als ein starker Hinweis auf die Giiltigkeit der Steuerhypothese gedeutet werden. Die dritte Hypothese lautet deshalb:

Hypothese 3:

Je hoher (niedriger) der Indijferenzsteuersatz

ist, desto niedriger (hoher) ist

der Betrag, um welchen der Kurs am Extag im Vergleich zur gezahlten Dividendefdllt.

Aus der Verbindung des Modells von Elton/Gruber (1970) mit der Vermutung, dass zwischen den Anderungen des Indifferenzsteuersatzes und den marginalen Steuersatzen der Anteilseigner von dividendenzahlenden Aktien eine positive Beziehung besteht, konnen Schlussfolgerungen uber die Pramienhohe in einzelnen Teilperioden des Untersuchungszeitraums gezogen werden. Tabelle 5.1 gibt ebenfalls die Hypothesen iiber die Auswirkungen der Steuergesetzesanderungen auf die durchschnittliche Pramie und auf die IJberrendite am Extag der Dividende an. Bei der Ableitung der Hypothesen 2 und 3 wird vemachlassigt, dass auch die Einkommensbesteuerung, wie Tabelle 2.1 zeigt, im Untersuchungszeitraum Veranderungen unterlag. Diese

5 Empirische Untersuchung

136

sollten bis auf die Einfiihrung des Solidaritatszuschlags im Jahr 1995 allerdings gleichgerichtete Effekte auf die betrachteten Beziehungen haben.

Tabelle 5.1: Hypothesen bezuglich der Einflusse von Steuergesetzesanderungen auf die untersuchten Zusammenhange zwischen Aktienrenditen und Dividenden im Zeitraum 1968 bis 2002 Zeitperioden

Steuerliche Regelung

Prognostizierte Anderung Dividendenren- Pramie ditekoeffizient (Steuer-CAPM)

ijberrendite

Vor Korperschaftsteuerrefonn 1977 1968-1977

Sk = 0 (Doppelbesteuerung von Dividenden)

Korperschaftsteueranrechnungsverfahren

(starke) Erhohung

(starke) Verringerung

(starke) Erhohung

(moderate) Verringerung

(moderate) Erhohung

(moderate) Verringerung

(moderate) Verringerung

(moderate) Erhohung

(moderate) Verringerung

(moderate) Verringerung

(moderate) Erhohung

(moderate) Verringerung

(starke) Verringerung

(starke) Verringerung

(starke) Verringerung

1978-1989 Skd - Sk

1990-1993 1994-1998 1999-2001

Ske^

Ske -^y Skd =

Ski

Ske-^

1 Halbeinkiinfteverfahren 2002

Ske = Skd'^,Sk

= 0

(Doppelbesteuerung von Dividenden)

Kalay/Michaely (2000) weisen darauf bin, dass der Einfluss der Dividendenrendite auf die risikoangepasste (Vorsteuer-)Rendite insbesondere von dem zugrunde liegenden Anlagehorizont abhangt. So schatzen sie bei wochentlichem Anlagehorizont ftir den Zeitraum von Juli 1967 bis Dezember 1986 einen statistisch signifikanten Koeffizienten fur die Dividendenrendite in Hohe von 0,173 (t-Wert: 11,45). Die entsprechenden Schatzwerte betragen bei monatlichem Anlagehorizont ftir Januar 1940 bis Dezember 1986 0,212 (t-Wert: 9,47) und bei vierteljahrlichem Anlagehorizont fur Januar 1943 bis Dezember 1990 0,131 (t-Wert: 0,85)."^

Ftir einen Vergleich der t-Werte ist die unterschiedliche Anzahl durchgefuhrter Querschnittsregressionen von Bedeutung. Diese betragt ca. 1019 bei wochentlichem, 564 bei monatlichem und 192 bei vierteljahrlichem Anlagehorizont.

5 Empirische Untersuchung

137

Ebenfalls deutet die Abhangigkeit der Ergebnisse bisheriger Untersuchungen des US-amerikanischen Kapitalmarkts von der Einbeziehung kurz- oder langfristig definierter Dividendenrenditen auf einen Einfluss des unterstellten Anlagehorizonts bin. Zudem sehen Miller/Scholes (1982) in Ankiindigungseffekten und nicht in Steuerwirkungen die wichtigste Ursache fiir die unter Verwendung kurzfristiger Dividendenrenditen aufgezeigten Zusammenhange zwischen Aktienrenditen und Dividenden auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt. In dieser Hinsicht scheint der deutsche Kapitalmarkt besonders gut geeignet, die vom SteuerCAPM angenommene Beziehung zwischen Aktienrenditen und Dividendenrenditen auf Basis eines monatlichen Anlagehorizonts zu iiberpriifen, da derartige Ankiindigungseffekte^ nicht auftreten. Im Gegensatz zu US-amerikanischen Untemehmen, die in der Regel Quartalsdividenden zahlen, schiitten deutsche dividendenzahlende Untemehmen gewohnlich einmal im Kalenderjahr eine Dividende fiir das abgelaufene Geschaftsjahr aus. Spatestens aus der Einladung zur Hauptversammlung, die im untersuchten Zeitraum von 1968 bis 2002 mindestens einen Monat vor dem festgelegten Termin erfolgen musste (§ 123 Abs. 1 AktG a.F.), konnen die Anteilseigner den Dividendenvorschlag des Vorstands entnehmen. Meist wird er jedoch noch fruher in der Wirtschaftspresse oder wahrend der Bilanzpressekonferenz bekannt gegeben. Da die Anteilseigner der Dividendenempfehlung des Vorstands normalerweise in der Hauptversammlung folgen, kann davon ausgegangen werden, dass die Anleger vor Beginn des Ausschtittungsmonats (in der Regel ein bis zwei Monate vor dem Extag) Kenntnis tiber die tatsachliche Dividendenhohe haben. Ein weiterer Vorteil von deutschen gegeniiber USamerikanischen Aktien besteht darin, dass bei Annahme gleicher jahrlicher Dividendenzahlungen ihre monatliche Dividendenrendite durchschnittlich viermal hoher ist. Dadurch sollte die Messung eines potenziellen Einflusses erleichtert werden. Allerdings konnen Untersuchungen des US-amerikanischen ebenso wie des britischen Kapitalmarkts Uber eine weitaus groBere Datenbasis verfugen, da zum einen die Anzahl borsennotierter Aktiengesellschaften wesentlich hoher ausfallt und zum anderen aufgrund der vierteljahrlichen bzw. halbjahrlichen Zahlungsmodalitat mehr Dividendenzahlungstermine vorliegen. Aus theoretischer Sicht sollte bei Unterstellung eines monatlichen Anlagehorizonts die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen nur in Ausschuttungsmonaten

Dennoch konnen auf der Hauptversammlung bekannt gegebene relevante Informationen uber zukunftige Gewinne Kursreaktionen am Extag, der in der Regel auf den Handelstag nach der Zusammenkunft gelegt wird, bzw. im Ausschuttungsmonat bewirken. Die daraus resultierenden Verzerrungen sollten jedoch gering ausfallen, da sich positiv und negativ zu bewertende Informationen im Unternehmensdurchschnitt annahernd ausgleichen.

138

5 Empirische Untersuchung

einen positiver Dividendeneffekt hervomifen. In den anderen Monaten sollte die Dividendenrendite keinen Einfluss auf die Aktienrendite ausuben. Demnach lautet die vierte Hypothese: Hypothese 4:

Die Wirkung der Dividendenrendite auf die risikoangepasste Aktienrendite ist auf den Monat beschrdnkt, in dem die AusschUttung der Dividende erfolgt.

Als Bekraftigung des Hinweises auf eine steuerliche Ursache des Zusammenhangs zwischen Aktienrenditen und Dividendenrendite wird insbesondere angesehen, wenn die Starke des Dividendeneffekts bei durchschnittlichen Aktienrenditen mit dem beobachteten Dividendenabschlag am Extag im Einklang steht. Dementsprechend ist die fiinfte Hypothese: Hypothese 5:

Die Wirkung der Dividendenrendite auf die risikoangepasste Aktienrendite wird am AusschUttungstag der Dividende verursacht.

Einen weiteren Untersuchungsgegenstand bildet die Frage, ob Anleger bei Portefeuilleentscheidungen ihre personUchen Steuersituationen berticksichtigen. Dabei sollten langfristige Anleger mit hohen Grenzsteuersatzen unter Beachtung von Diversifikationsaspekten hauptsachlich Aktien halten, die niedrigere Dividendenrenditen als das Marktportefeuille besitzen. Anleger mit niedrigen Grenzsteuersatzen sollten dagegen Aktien mit hohen Dividendenrenditen bevorzugen und somit hauptsachlich in diejenigen Werte investieren, die hohere Dividendenrenditen als das Marktportefeuille aufweisen. Aus diesen Uberlegungen resultiert die sechste Hypothese:^

Hypothese 6:

Zwischen der Aktienrendite und der Dividendenrendite einer Aktie besteht ein nichtlinearer Zusammenhang. Die Wirkung der Dividendenrendite auf die Aktienrendite nimmt mit steigender Dividendenrendite ab (Steuerklientel-Effekt).

Aufgrund der Beobachtung, dass Aktien mit hohen Dividendenrenditen andere Eigenschaften aufweisen als Aktien mit niedrigen Dividendenrenditen, liegt die Vermutung nahe, dass an-

Vgl. u.a. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 188, Capitelli (1989), S. 112-114.

5 Empirische Untersuchung

139

dere unberiicksichtigte Variablen die ermittelte Renditewirkung auslosen. Da das StandardCAPM bei den Tests der empirischen Gultigkeit des Steuer-CAPMs implizit die Altemativhypothese bildet, kommen hierfur vor allem bekannte Anomalievariablen, wie Marktkapitalisierung (Size), Buchwert-Marktwert-Verhaltnis und Kurs-Gewinn-Verhaltnis, in Betracht. Fama/French (1992) zeigen bei der Uberprlifung verschiedener Anomalievariablen, dass Renditedifferenzen zwischen einzelnen Aktien mit Hilfe der Marktkapitalisierung und des Buchwert-Marktwert-Verhaltnisses des Eigenkapitals ausreichend gut erklart werden konnen. Ausgehend von diesen Ergebnissen erweitem Fama/French (1993) das Standard-CAPM um eine Risikopramie fur die Marktkapitalisierung, Renditedifferenz zwischen Aktien mit kleinen und groBen Marktwerten (Small minus Big, SMB), sowie um eine Risikopramie fiir das BuchwertMarktwert-Verhaltnis, Renditedifferenz zwischen Aktien mit hohen und niedrigen BuchwertMarktwert-Verhaltnissen (High minus Low, HML), zu dem so genannten „Dreifaktorenmodell". Falls ein Dividendeneffekt auch bei Verwendung des Dreifaktorenmodells zur Risikoanpassung der Renditen vorliegt, wird dies als Indiz fiir eine steuerliche Ursache der renditebeeinflussenden Wirkung der Dividende interpretiert. Die siebente und letzte Hypothese lautet: Hypothese 7:

Die Wirkung der Dividendenrendite auf die risikoangepasste Aktienrendite steht nicht im Zusammenhang mit dem Size- und dem Buchwert-MarktwertEffekt.

Zu bemerken ist, dass sich bereits aus den Untersuchungen der Hypothese 4 Schlussfolgerungen fiir die Hypothese 7 ergeben. Falls nicht die Dividendenrendite, sondem eine mit ihr korrelierte (unbekannte) Variable den beobachteten Renditeeinfluss hervorruft, sollte dieser fiir Monate mit und ohne Dividenden annahemd gleich sein.

5.1.2 Definition der „erwarteten Dividendenrendite" Die Ermittlung der erwarteten Dividendenrendite hangt vor allem davon ab, uber welchen Zeitraum der Anleger die Investition in Aktien bzw. in Portefeuilles anstrebt und zu welchem Zeitpunkt ihre Anschaffung erfolgt. Bei Untersuchungen von Kapitalmarktgleichgewichtsmodellen, wie dem Standard-CAPM oder dem Steuer-CAPM, werden ublicherweise jahriiche Oder monatliche Anlagehorizonte unterstellt, wobei annahmegemaB die Investition am letzten

140

5 Empirische Untersuchung

Handelstag des vorangegangenen Kalenderjahres oder des Vormonats getatigt wird7 Demgegeniiber liegen den Analysen des Dividendenabschlags implizit tagliche Anlagehorizonte zugrunde. Besitzt der Anleger bereits zum Investitionszeitpunkt Kenntnis iiber die Hohe der wahrend der Haltedauer anfallenden Dividenden, entspricht die erwartete Dividendenrendite der tatsachlichen. Hiervon kann insbesondere fiir tagliche Anlagehorizonte ausgegangen werden. Zudem unterstellen die Modelle zur Preisbildung am Extag der Dividende,^ dass den Anlegem am Cumtag die Dividendenhohe mit Sicherheit bekannt ist. Wie im vorangegangenen Abschnitt dargelegt, steht die Hohe von Dividendenzahlungen auf dem deutschen Kapitalmarkt in der Regel vor Beginn des Ausschiittungsmonats fest. Folglich wird die erwartete monatliche Dividendenrendite in dieser Arbeit aus dem tatsachlich im Monat t ausgeschiitteten Betrag zum letzten verfugbaren Kurs der Aktie im Vormonat berechnet. Allerdings darf der letzte Handelstag, fiir den ein Kurs der Aktie existiert, nicht vor dem 15. des Vormonats liegen.^ Der Dividendenbetrag umfasst dabei auch gezahlte Sonder- und Bonusdividenden, da diese ebenfalls gewohnlich vor dem Ausschiittungsmonat angekiindigt werden. Fiir Monate, in denen die Aktie 7 keine Dividende ausschiittet, wird ihre Dividendenrendite entsprechend der kurzfristigen Definition auf null gesetzt. Die Ermittlung erwarteter jahrlicher Dividendenrenditen erfordert dagegen Annahmen iiber die Prognosen der Anleger beziiglich der im betrachten Kalenderjahr anfallenden Dividendenzahlungen. Aufgrund der beobachteten Dividendenkontinuitat von Untemehmen bilden die in vorangegangenen Kalenderjahren^^ gezahlten Betrage eine gute Grundlage fiir die Schatzung zukiinftiger Dividenden. Gehen die Anleger von einer gleichbleibenden Dividendenzahlung aus, ist die erwartete jahrliche Dividendenrendite bei deutschen Aktien gleich dem Verhaltnis zwischen der im Vorjahr gezahlten Dividende - bei US-amerikanischen bzw. britischen Ak-

Dabei wird im Allgemeinen nicht zwischen einem Kauf/Verkauf am letzten Handelstag des Vorjahres bzw. -monats und einem Kauf/Verkauf am ersten Handelstag des betrachteten Jahres bzw. Monats unterschieden. Vgl. u.a. Elton/Gruber,(1970) und Kalay (1982). Fiir den Fall, dass nur Kurse an Handelstagen vor dem 15. des Vormonats verfugbar sind, wird die Aktiey fiir den Monat t (und zwangslaufig auch fiir den Vormonat) aus der Untersuchung ausgeschlossen. Die nachfolgenden Ausfiihrungen gelten aquivalent, wenn statt des Dividendenbetrags des vorangegangenen Kalenderjahres derjenige der vorangegangenen zwdlf Monate herangezogen wird. US-amerikanische oder britische Studien, die monatliche Querschnittsregressionen unter Einbeziehung von jahrlichen Dividendenrenditen durchfiihren, folgen mitunter der letzteren Vorgehensweise. Vgl. u.a. Morgan/Thomas (1998), S. 409.

5 Empirische Untersuchung

141

tien die Summe der Quartals- bzw. Halbjahresdividenden^' - zum Endkurs des vorangegangenen Kalenderjahres.'^ Allerdings sollte die Vorjahresdividende um nach der Ausschiittung durchgefuhrte KapitalmaBnahmen, z.B. Nennwertumstellungen, bereinigt werden. Weiterhin konnte das in der Vergangenheit beobachtete durchschnittliche Dividendenwachstum die Erwartungen der Anleger beeinflussen. Altemativ setzt Blume (1980) unter der Hypothese, dass sich die Dividende parallel zum Kurs der Aktie entwickelt, den Erwartungswert fur die jahrliche Dividendenrendite gleich dem Verhaltnis des im Vorjahr ausgeschiitteten Betrags zum Kurs am ersten Handelstag des Vorjahres. Damit ersetzt er die Annahme einer gleich hohen Dividende (bzw. Dividendensumme) durch die Annahme einer konstanten jahrlichen Dividendenrendite.^^ Insbesondere diese Vorgehensweise verdeutlicht, dass die Dividendenrendite ebenfalls von dem im Nenner verwendeten Aktienkurs abhangt. Bei gleich hohen Ausschiittungsbetragen fiihren durch neue relevante Informationen ausgeloste negative Kursentwicklungen zu hohen Dividendenrenditen und positive Kursentwicklungen zu niedrigen Dividendenrenditen. In diesem Zusammenhang argumentieren Miller/Scholes (1982), dass z.B. vor dem Ausschuttungsmonat angekiindigte Gewinnsteigerungen Kurserhohungen bewirken konnen. Unter der Annahme, dass die nachste Dividendenzahlung gar nicht oder nur teilweise an dieser Gewinnentwicklung partizipiert, sinkt die Dividendenrendite. Demgegeniiber wird der Betafaktor dieser Aktie auf Basis der vorangegangenen Monate zu hoch geschatzt. Aus der Einbeziehung eines zu hohen Betafaktors in den Regressionsansatz kann die Beobachtung result!eren, dass Aktien mit niedrigen Dividendenrenditen niedrigere risikoangepassten Renditen besitzen. Da diese Argumentationskette bei angekiindigten Gewinnsenkungen analog gilt, konnen derartige Informationseffekte die aufgezeigten Beziehungen zwischen Aktienrenditen und Dividenden-

In der vorliegenden Arbeit wird der um KapitalmaBnahmen bereinigte zuletzt im Vorjahr ausgeschuttete Betrag zur Schatzung der erwarteten jahrlichen Dividendenrendite genutzt. Den Nenner bildet der Endkurs des Vorjahres. Eine Bereinigung der Dividende um die geanderte Anzahl ausstehender Aktien losen Nennwertumstellungen, Kapitalerhohungen aus Gesell-

Naranjo et al. (1998) nutzen das Vierfache der zuletzt gezahlten Dividende als erwarteten Ausschuttungsbetrag bei US-amerikanischen Aktien. ^^ Siehe u.a. Black/Scholes (1974), S. 11. '^ Ausfuhrlich in Blume (1980), S. 569-570. '^ Vgl. Miller/Scholes (1982), S. 1131.

142

5 Empirische Untersuchung

schaftsmitteln und Kapitalherabsetzungen durch Einziehung von Aktien aus. Dagegen wird bei ordentlichen Kapitalerhohungen aufgrund der Eigenmittelzufuhr unterstellt, dass ihre Durchfuhrung die Dividende pro Aktie nicht verandert. Die grundsatzliche Verwendung der letzten Dividende des Vorjahres als zu erwartender Ausschiittungsbetrag kann Verzerrungen bewirken. So wird er uberschatzt, falls die letzte Dividende des Vorjahres Sonder- oder Bonusdividenden beinhaltet. Eine Unterschatzung des erwarteten Dividendenbetrags erfolgt demgegentiber, falls sich die Dividende auf den Gewinn eines Rumpfgeschaftsjahres bezieht.

5.2

Methodik

5.2.1 Vorgehensweise bei der Uberprufung des Zusanimenhangs zwischen durchschnittlichen Aktienrenditen und Dividendenrenditen (1) Allgemeine Schdtzmethode In diesem Untersuchungsteil, der sich insbesondere mit der tJberprufung der Hypothesen 1, 2, 4 und 6*^ beschaftigt, wird die von Fama/MacBeth (1973) vorgeschlagene Methode der Zeitreihe von Querschnittsregressionen angewendet. Fur jeden einzelnen Monat t des Untersuchungszeitraums 1968 bis 2002 wird folgendes Regressionsmodell geschatzt:

0. -'>, =rot+n Pjt+Yit fe - ' > J + ^ V;=l,...,n„ mit:

(5.1)

r=l,...,r,

r^,

: RenditederAktieyimMonatr

r^,

: risikoloser Zinssatz im Monat t

Pj^

: (wahrer) Betafaktor der Aktie; im Monat r

S^^

: (bekannte) Dividendenrendite der Aktie y im Monat t

e-j

: Residuum der Aktie 7 im Monat r

Yot, Vu, Vit '• zu schatzende Koeffizienten fiir den Monat t.

'^ Den Untersuchungen der Steuerklientel-Hypothese (Hypothese 6) liegt eine modifizierte Version von Gleichung (5.1) zugrunde. Vgl. Abschnitt 5.4.2.4

5 Empirische Untersuchung

143

Somit liegt fur jeden Koeffizienten eine Reihe von variierenden Schatzwerten vor. Unter der Annahme, dass die geschatzten Koeffizienten wahrend der untersuchten Zeitperiode jeweils identisch und unabhangig verteilt sind, stellt der ungewichtete Mittelwert der entsprechenden Zeitreihe den Schatzer mit der kleinsten Varianz, also den effizienten Schatzer, fiir diesen Koeffizienten dar. Die unterstellten Verteilungsannahmen der Schatzwerte erfordem, dass die Uberrenditen der Aktien in Bezug auf den risikolosen Zinssatz {rjt - rft) stationar und unabhangig multivariat normalverteilt sind. Die Varianz des jeweiligen Schatzers berechnet sich ebenfalls aus der entsprechenden Zeitreihe. Mit Hilfe von t-Tests kann im Anschluss uberpriift werden, ob die Durchschnittswerte der geschatzten Koeffizienten statistisch signifikant von Null abweichen. Formal ausgedrtickt:

=^7Zn, /=i

und

^n=7r-[7Z(n,-n)' u ^) t=\

(5.2)

^ = 0, 1,2,

t-Test =I^-4f

-

i{T-\} verteilt.

Der Vorteil der Zeitreihen von Querschnittsregressionen nach Fama/MacBeth (1973) gegeniiber dem u.a. von Douglas (1969) angewendeten Verfahren einer einzigen Querschnittsregression von durchschnittlichen Aktienrenditen auf ihre durchschnittlichen Charakteristika besteht darin, dass bis zur Aggregation iiber die Zeit nach (5.2) vorab keine Stabilitat der geschatzten Koeffizienten unterstellt werden muss. So konnen sich zeitlich schwankende Kovarianzen zwischen den Aktienrenditen in den Varianzen der fiir jeden Monat t ermittelten Koeffizienten widerspiegeln.^^ Allerdings ist in diesem Fall der in Gleichung (5.2) angegebene Schatzer nicht langer effizient. Unter den Bedingungen, dass die geschatzten Koeffizienten f^, zwar jeweils den gleichen Mittelwert besitzen und zeitlich unabhangig voneinander sind, aber unterschiedliche Varianzen aufweisen, stellt der gewichtete Mittelwert der geschatzten Koeffizienten den effizienten Schatzwert dar. Als Gewichte dienen dabei die inversen Varianzen der Schatzwerte fiir jeden Monat t. Formal ausgedrtickt:^^

Vgl. Shanken(1992),S. 2. Vgl. u.a. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 175. Siehe zur Herleitung u.a. Konig (1990), S. 150-152.

144

5 Empirische Untersuchung h='Ez^h,

wobei

und

Z.J^^^^'-^J'A


.

(5.3)

^ = 0,1,2.

Z[var(f»,)h Die in (5.3) angegebenen Gleichungen sind identisch zu denen in (5.2), falls fiir alle k gilt, dass die Schatzwerte fiir jeden Koeffizienten aus einer identischen Verteilung stammen und somit var(fj^) = var(f^) ist.

In Anlehnung an Black/Scholes (1974) konnen yot, yu, Yn als Uberrenditen von Portefeuilles mit bestimmten Eigenschaften in Bezug auf den risikolosen Zins im Monat t interpretiert werden. Der ermittelte Parameterwert ftir y^t gibt die realisierte Uberrendite eines Zero-Beta-Portefeuilles mit einer Dividendenrendite, die gleich dem risikolosen Zinssatz ist, in t an. Der Schatzwert fiir yu entspricht der in t erzielten tJberrendite eines Hedgeportefeuilles mit einem Betafaktor von eins und einer Dividendenrendite von null, wahrend der Schatzwert fiir yit die in t erzielte tJberrendite eines Hedgeportefeuilles mit einem Betafaktor von null und einer Dividendenrendite von eins ist. Altemativ lassen sich bei Zugrundelegung des Steuer-CAPM nach Gleichung (3.8) Schlussfolgerungen iiber die Hohe der zu schatzenden Koeffizienten y^, yu yi Ziehen. Der geschatzte Parameterwert von y^ sollte statistisch nicht signifikant von null verschiedenen sein. Die durchschnittliche Marktrisikopramie nach Steuem innerhalb des Untersuchungszeitraums sollte von f, aufgefangen werden. Die renditebeeinflussende Wirkung der Dividendenrendite wird von y^ angegeben, der gleichfalls den Schatzwert fiir den Steuerparameter S liefert. Wie bereits erwahnt, stellt die empirische Uberpriifung des Steuer-CAPMs in (5.1) gleichzeitig einen Test des Standard-CAPMs dar. Bei Giiltigkeit des Standard-CAPMs sollten die Schatzwerte fiir y^ und yi statistisch nicht signifikant von null abweichen, da der Betafaktor die einzige bewertungsrelevante GroBe ist. Zudem sollte fj annahemd der durchschnittlichen Marktrisikopramie vor Steuem entsprechen. (2) Schdtzung der Betafaktoren Die Unbeobachtbarkeit der im Regressionsmodell (5.1) enthaltenen Betafaktoren pp erfordert ihre Schatzung auf einer vorgelagerten Stufe. Der Fama-MacBeth-Ansatz ist demnach eine

5 Empirische Untersuchung

145

zweistufige Schatzmethode, wobei auf der ersten Stufe die in der zweiten Stufe benotigten Betafaktoren mit Hilfe von Zeitreihenregressionen geschatzt werden. Das von Fama (1968) und von Sharpe (1963) entwickelte Marktmodell bietet eine Moglichkeit, das systematische Risiko einer Aktie oder eines Portefeuilles auf Basis von realisierten Renditen empirisch zu bestimmen:'^ r^,=or^,+y^^,r^,+£-,,

fur

r = ^ 6 0 , ...,M.

(5.4)

Hierbei gelten die ublichen Annahmen, wie COV(^JT, ^JT)=0- Damit in Gleichung (5.1) keine tautologischen Beziehungen zwischen der monatlichen Rendite und dem geschatzten Betafaktor der Aktie j im Monat t bestehen, erfolgen die Betaschatzungen unter Zugrundelegung eines Zeitraums, welcher der Querschnittsregression im Monat t vorgelagert ist. Dieser umfasst in der Regel 60 Monate - mindestens aber 36 Monate. Die erste Querschnittsregression fur Januar 1968 beinhaltet also Betafaktoren, die auf Basis der Zeitperiode von Januar 1963 bis Dezember 1967 geschatzt wurden. Dabei wird explizit sowohl fur den Schatzzeitraum als auch ftir den Monat der Querschnittsregression ein zeitinvarianter Betafaktor unterstellt. Implizit liegt jedoch dem Verfahren der monatlichen Aktualisierung des Schatzwerts fiir den Betafaktor iiber den gesamten Untersuchungszeitraums die Annahme konstanter Werte zugrunde/^ da die Monate der Querschnittsregressionen wiederum in die Schatzungen von Betafaktoren eingehen, die fiir die Durchfuhrung nachfolgender Querschnittsregressionen benotigt

Ein weiteres, hier nicht naher diskutiertes Problem bei der Schatzung des systematischen Risikos von Aktien besteht in der von empirischen Studien aufgezeigten Abhangigkeit der geschatzten Betafaktoren von dem zugrunde liegenden Renditeintervall. Als Ursache hierfUr werden vor allem Verzogerungen im Handel diskutiert.^' Diese als „Intervalling-Effekt" bezeichnete Beobachtung ist eng verbunden mit der Fragestellung, uber welchen Zeitraum das

Vgl. u.a. Stapleton/Subrahmanyam (1983). Mitunter wird die Rendite der Aktie;', KJ^ durch ihre Uberrendite in Bezug auf den risikolosen Zinssatz, ry^- r/^ ersetzt. Diese alternative Vorgehensweise sollte jedoch keinen wesentlichen Einfluss auf die Schatzwerte fiir die Betafaktoren haben. Fiir den deutschen Kapitalmarkt zeigt u.a. die Untersuchung von Frantzmann (1990), dass die Annahme stationarer Betafaktoren in der Realitat fiir langere Zeitraume problematisch ist. So auch Shanken (1992), S. 9-10. Weitere Ursachen des „Intervalling-Effekts" geben Handa/KothariAVasley (1989), S. 80-82, an.

5 Empirische Untersuchung

146

Standard-CAPM oder das Steuer-CAPM empirische Gtiltigkeit besitzt. Da sich die voriiegende Arbeit nicht mit der Beantwortung dieser Frage beschaftigt, sondem die vom SteuerCAPM prognostizierte Renditewirkung der Dividendenrendite generell auf monatlicher Basis analysiert, wird diese Problematik vemachlassigt. Zudem deutet die vergleichende Analyse von McInishAVood (1986) der verschiedenen vorgeschlagenen Modifikationen^^ des Schatzverfahrens fiir Betafaktoren auf keine wesentliche Verbesserung der Resultate bin. Aus diesen Griinden werden hier wie auch in den meisten anderen Querschnittsuntersuchungen zum Renditeeffekt der Dividende die Betafaktoren mit Hilfe von OLS-Schatzungen auf Basis des Marktmodells (5.4) ermittelt. (3) Angewandte Schdtzmethode Unter der Annahme, dass die Varianz der Residuen ejt in Gleichung (5.1) gleich (homoskedastisch) und ihre Kovarianzen gleich null sind, konnen auf der zweiten Stufe des FamaMacBeth-Ansatzes yo, Y\^ Yi durch eine OLS-Schatzung ermittelt werden. Der OLS-Schatzer fiir Monat t lautet: pOL5 = ( X / X , ) - * X / / ? ,

h wobei:

pOL5 ^

"i A. fu . x^ = 1 A. ^2/^

(5.5)

^it-^ft

^t - ^ft

und \t-^ft_

/?, = /n,t-rft_

Bestehen entweder Abhangigkeiten zwischen den Residuen verschiedener Aktien oder wiechen die Residuenvarianzen voneinander ab (heteroskedastisch), ist der OLS-Schatzer zwar erwartungstreu, aber nicht effizient. In diesem Fall bietet das Generalized Least Square (GLS)-Verfahren die Moglichkeit, die spezielle Struktur der Varianz-Kovarianz-Matrix bei der Schatzung zu beriicksichtigen und damit effiziente Schatzungen zu erhalten. Da die Varianz-Kovarianz-Matrix der Residuen nicht bekannt und nicht beobachtbar ist, miissen ihre Elemente ebenfalls geschatzt werden. Litzenberger/Ramaswamy (1979) fiihren an, dass nicht samtliche Elemente, sondem nur die Diagonalelemente der Varianz-Kovarianz-Matrix zu schatzen sind, wenn das Marktmodell den tatsachlichen renditegenerierenden Prozess korrekt

Alternative Schatzmethoden fiir Betafaktoren entwickelten u.a. ScholesAVilliams (1977), Dimson (1979) und Cohen/Hawawini/Maier/SchwartzAVitcomb (1980).

147

5 Empirische Untersuchung

beschreibt.^^ Demnach ist die Varianz-Kovarianz-Matrix der Residuen im Monat t definiert als:

4^,

mit:

s,,

0

0

••.

0 0

0

0

5_

^,

: Varianz-Kovarianz-Matrix im Monat t

Sjj

: Residuenvarianz der Aktie; (Vj = I, ...,n)im Monat t,

wobei die Diagonalelemente von T^ ebenso wie die Betafaktoren auf der ersten Stufe mit Hilfe des Marktmodells (5.4) geschatzt werden. Es gilt Sjj = co\(£j, ej). Der GLS-Schatzer fUr (5.1) im Monat t ist dann:

-{x;^;'xyx;'v;'R^.

(5.6)

Aus der Einbeziehung der mit Schatzfehlem behafteten Betafaktoren in die monatlichen Querschnittsregressionen (5.1) resultiert zudem die „Fehler-in-den-Variablen"-Problematik.^'^ Die vorliegenden Schatzfehler bewirken eine Abhangigkeit zwischen den geschatzten Betafaktoren als Erklarungsvariablen und den Residuen ejt der Querschnittsregressionen. Diese Verletzung der Annahme des klassischen linearen Regressionsmodells, cov(j3jt, Qjt)=0, fuhrt dazu, dass die Schatzwerte fur /ot, Vu, Yn verzerrt und inkonsistent sind. Wahrend der Koeffizient der mit Schatzfehlem behafteten Betafaktoren asymptotisch nach null verzerrt geschatzt wird, ist die Richtung der Verzerrung des Schatzwerts fur den Koeffizienten der Dividendenrendite unbekannt.^^ Zur Losung des „Fehler-in-den-Variablen"-Problems schlagen Litzenberger/Ramaswamy (1979) eine Modifikation des Schatzverfahrens auf der zweiten Stufe vor. Unter der An-

Siehe Litzenberger/Ramaswamy (1979), Appendix A, S. 190-192. Das „Fehler-in-den-Variablen"-Problem kann durch eine simultane Schatzung der Betafaktoren und des Einflusses der Dividendenrendite Yi vermieden werden. HierfUr bietet sich die von Zellner (1962) entwickelte Methode der „Seemingiy Unrelated Regressions" (SUR) an. Wie bereits erwahnt, nutzen u.a. Chen/Grundy/ Stambaugh (1990) und Naranjo/Nimalendran/Ryngaert (1998) diese Schatzmethode. Sie eignet sich vor allem zur (direkten) Uberprufung der Hypothese 7. Vgl. u.a. Greene (2000), S. 375-378.

5 Empirische Untersuchung

148

nahme, dass die wahre Varianz-Kovarianz-Matrix der Residuen in (5.4) bekannt ist, zeigen sie, dass ihr modifiziertes Verfahren Equivalent zu einer simultanen Maximum-LikelihoodSchatzung (ML-Schatzung) von YO„ YU, YZU pjt ist.^^ Ihr modifizierter Schatzer ist konsistent und definiert als:

xyx:-

wobei

K=PR,

und

0

0

0

^, 0

0

0

X =PX,

0'

\ X^R:

(5.7)

0^ J

und

I

P=\

t{r..-r.y Der Vektor P enthalt die Kehrwerte der Standardabweichungen von den Schatzfehlem der n Betafaktoren des Monats t. Wahrend beim GLS-Schatzer in Gleichung (5.6) die einzelnen Beobachtungen umgekehrt proportional zu ihren Residuenvarianzen in die Koeffizientenschatzungen eingehen, bilden beim ML-Schatzer in Gleichung (5.7) die Kehrwerte der Schatzfehlervarianzen die Gewichte.^^ Shanken (1992) hebt die Annahme der Bekanntheit der wahren Varianz-Kovarianz-Matrix der Schatzfehler des Betafaktors auf und entwickelt einen konsistenten Schatzer, der jenem von Litzenberger/Ramaswamy (1979) sehr ahnlich ist.^^ Die vorliegende Arbeit verwendet diesen Schatzer:^^

^^ Vgl. auch Hess (1980), S. 484. Aus dieser Annahme folgt, dass die gemeinsame Varianz der Schatzfehler der Betafaktoren per Konstruktion eins ist. Vgl. Capitelli (1989), S. 88. ^^ Siehe Litzenberger/Ramaswamy (1979), Appendix B, S. 192-194. ^^ Vgl. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 177-179. ^^ Auf die Wiedergabe der Herleitungen der Schatzer von Litzenberger/Ramaswamy (1979) und von Shanken (1992) wird verzichtet. Siehe hierfur die beiden genannten Aufsatze oder Capitelli (1989), S. 84-91, oder K6nig(1990),S. 159-162. ^^ Dieser Schatzer wird ebenfalls von Capitelli (1989) verwendet.

149

5 Empirische Untersuchung

0

Xf'X,

0 0

A^,

0 ^-2

'T-4

0

0 ^ 0

X^R*

(5.8)

0

Altemativ zur Reduzierung oder Beseitigung des „Fehler-in-den-Variablen"-Problems wird haufig die Portefeuillebildung genutzt. Die Grundidee der Portefeuillebildung beruht darauf, dass sich die mit den Betafaktoren verbundenen unsystematischen Schatzfehler aufgrund der Zusammenfassung verschiedener Aktien ausgleichen, sofem sie nicht vollstandig voneinander abhangig sind. Allerdings bewirkt die Gruppierung der Aktien einen Informationsverlust, denn bei der Schatzung kann nur die Streuung der erklarenden Variablen zwischen den Portefeuilles, aber nicht diejenige innerhalb der Portefeuilles beriicksichtigt werden."^^

5.2.2 Vorgehensweise bei der Uberpriifung des Dividendenabschlags Wie die AusfUhrungen des Abschnitts 3.2.3 verdeutlichen, stehen eine Vielzahl von Untersuchungsmethoden zur Bestimmung des Dividendenabschlags am Extag zur Verftigung. Im Rahmen der hier durchgefuhrten empirischen Untersuchungen zu den Hypothesen 3 und 6^^ werden hauptsachlich Pramien und keine Renditen ermittelt, da sie eine anschaulichere okonomische Interpretation der Resultate ermoglichen. Ausgehend von der Modellgleichung (3.16) wird angenommen, dass die Kursdifferenz der Aktie j zwischen Cum- und Extag bezogen auf ihren Cumkurs eine Zufallsvariable ist, die sich zusammensetzt aus:

Pjcum-Pje.J-^,, Pjcum

dj 1-^,.

(5.9)

-fw,

Pja

1-5

\-s

— S.-\-u-

V /• = 1 , . . . , n.

Aufgrund der bei deutschen Privatanlegem vorliegenden Steuerfreiheit von realisierten Kursgewinnen auBerhalb der Spekulationsfrist sowie aufgrund der zeitlich verzogerten Steuererhe-

^' Vgl. u.a. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 178. Die Grundlage fur Schlussfolgerungen uber die Gultigkeit der Hypothese 5 bildet ein Vergleich der Resultate beider Untersuchungsteile.

150

5 Empirische Untersuchung

bung beim Verkauf der Aktien in einem zukiinftigen Zeitpunkt ist der effektive Steuersatz fiir Kursgewinne in der Regel bei alien Anlegem nahe null. Deshalb wird 5^., in Gleichung (5.9) auf null gesetzt:

^""""^"^-(1-^.,,)'?;+";

(5.10)

r jcum

Nach dieser Gleichung hangt die Abweichung zwischen dem Kursriickgang und der Dividendenzahlung bei Aktie j von dem marginalen Einkommensteuersatz fiir Dividendeneinkunfte des Grenzanlegers / im Zeitpunkt t ab. Der fUr die Kursbildung am Extag relevante Grenzsteuersatz kann folglich sowohl iiber die n Aktien als auch liber die T Zeitpunkte unterschiedliche Werte aufweisen. Um die Beziehungen zwischen dem Kursverhalten und der Dividende am Extag empirisch zu untersuchen und die Resultate interpretieren zu konnen, sind vereinfachende Annahmen iiber die Auspragungen der marginalen Steuersatze der Grenzanleger zu treffen. Dabei ware eine denkbare Annahme, dass ein iiber die Zeit konstanter Grenzsteuersatz fiir die Aktie y (5^,^ =^^1) preisbestimmend ist. Dieses Unterstellung lasst sich durch die Bildung von Steuerklientels rechtfertigen. Nach der Steuerklientel-Hypothese bedient jede aktienindividuelle Ausschiittungspolitik die Dividendennachfrage einer Gruppe von Anlegem, die ahnlichen steuerlichen Rahmenbedingungen unterliegen. In diesem Fall streben die Unternehmen eine stabile Dividendenpolitik an, da ihre Umgestaltung keine Erhohung des Unternehmenswerts, sondem eine Veranderung der Aktionarsstruktur bewirken wiirde. Durch die Beriicksichtigung von Transaktionskosten konnte der Untemehmenswert kurzfristig sogar sinken." Dennoch konnen die Grenzsteuersatze der zu SteuerkHentels zusammengefassten Anteilseigner aller Aktien durch wesentliche Steuergesetzesanderungen, wie die Korperschaftsteuerreform 1977 oder die Einfiihrung des Halbeinkunfteverfahrens, beeinflusst werden. Deshalb wird im Folgenden unterstellt, dass iiber eine bestimmte Zeitperiode t alle Grenzanleger am Ausschiittungstag identische marginale Einkommensteuersatze aufweisen (5^., =5^, )?^ Diese Annahme ist zudem fiir die beabsichtigte Analyse des Einflusses von Anderungen in den Steuergesetzen auf die Preisbildung am Ausschuttungstag zweckmaBig. Dies fiihrt zu:

^^ Vgl. hierzu Abschnitt 3.2.4. ^^ Siehe zu dieser Argumentation auch Bay (1990), S. 79-80.

5 Empirische Untersuchung

i-^^ZPl^4-s„)S^+u^.

151

(5.11)

r jcum

Weitere Bestimmungsfaktoren fur den Kurs am Extag der ausschtittenden Aktie sind neben der Dividendenzahlung neu auftretende Informationen hinsichtlich der wirtschaftlichen Situation der jeweiligen Gesellschaft. Demzufolge erfordert die Schatzung der durchschnittlichen Pramie vorab eine Bereinigung urn die Kurseffekte dieser Informationen. Fiir die Bereinigung des Extagskurses eignen sich alle drei aus der Ereignisstudienliteratur bekannten Verfahren: die Bereinigung mit Hilfe der innerhalb eines Schatzzeitraums bestimmten Durchschnittsrendite der betrachteten Aktien, mit Hilfe der Rendite eines Aktienindex am Extag (Ereignistag) Oder mit Hilfe der innerhalb eines Schatzzeitraums ermittelten Koeffizienten des Marktmodells und der Marktrendite am Extag (Ereignistag)."^^ Brown/Warner (1985) weisen darauf hin, dass bei einer hohen Anzahl an Beobachtungen alle drei vorgeschlagenen Verfahren in kurzfristigen Ereignisstudien zu vergleichbaren Resultaten fiihren.^^ Ebenso stellt Bay (1990) bei Anwendung der verschiedenen Bereinigungsverfahren sowie bei Nutzung von unbereinigten Extagskursen keine wesentlichen Unterschiede in den geschatzten durchschnittlichen Pramien und in ihren Standardabweichungen fiir das Jahr 1980 fest.^'^ Aufgrund der Datenverfugbarkeit und -qualitat vor allem zu Beginn des Untersuchungszeitraums von 1968 bis 2002 wird der Bereinigungsmethode auf Basis eines Aktienindex der Vorzug gegeben. Im Gegensatz zu den anderen Verfahren benotigt ihre Durchfiihrung keine taglichen Renditen von Einzelwerten. Somit ergibt sich aus Gleichung (5.11):

= [\-s,)s^^u^

(5.12)

r jcum

Pje.

wobei

p^^^ =

mit:

r^ex '• Rendite eines Aktienindex am Extag.

Da diese drei Bereinigungsarten anerkannte Verfahren bei der Durchfuhrung von Ereignisstudien sind (vgl. u.a. Wulff, 2001) und die zugrunde liegenden Annahmen sowie die mit ihnen verbundenen Vor- und Nachteile ausfuhrlich in der wissenschaftlichen Literatur (vgl. u.a. BrownAVarner, 1980, und BrownAVarner, 1985) diskutiert werden, sind an dieser Stelle detaillierte Darstellungen nicht notwendig. Siehe die Resultate in Brown/Warner (1985), S. 12-16. Vgl. auch Fama (1998), S. 283. Siehe Bay (1990), S. 93 und 151, Tabelle4.

152

5 Empirische Untersuchung

Aus der Division durch Sj resultiert die bekannte Pramienform:^^

Diese Gleichung stellt ein lineares Regressionsmodell dar, wobei die aktienindividuellen Pramien, also die Verhaltnisse der bereinigten Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag zum Dividendenbetrag, auf eine Konstante regressiert werden:

Prj=-^—— a J

= a,+^ o

(5.14)

J

Zur Bestimmung der Konstanten at innerhalb der Zeitperiode t eignen sich in Abhangigkeit von den Eigenschaften der Residuenterme u/Sj die ublichen Schatzverfahren. Unter der Annahme, dass diese unabhangig und homoskedastisch verteilt sind, kann eine OLS-Schatzung angewendet werden. Der OLS-Schatzer entspricht dabei dem ungewichteten Mittelwert der Pramien der n Aktien innerhalb von t:

Die Varianz des OLS-Schatzers betragt:

varffl,

)=

" 2 , Pr^-

(5.16) V^f ;=i

JJ

Aufgrund der Struktur der Residuenterme in (5.14) ist die Annahme der Homoskedastizitat kritisch zu hinterfragen. Selbst wenn die Uj gleiche Varianzen aufweisen, bewirken die Dividendenrenditen Sj im Nenner der Residuenterme unterschiedliche Varianzen der aktienindividuellen Pramien. Fur die nachfolgenden empirischen Untersuchungen wird unter der Annahme, dass die Residuenterme u/Sj voneinander unabhangig sind, eine Varianz-KovarianzMatrix von:

Vgl. u.a. Lakonishok/Vermaelen (1983), S. 1167. In Gleichung (38) von Bay (1990), S. 84, besitzt der Residuenterm aufgrund der Wahl eines anderen Ausgangsmodells ein negatives Vorzeichen.

153

5 Empirische Untersuchung 9

~

^,

u

0

0 0

0

0

0

0

0 0

(5.17)

2

0

0

u

0

unterstellt.^^ Bei Zugrundelegung dieser Struktur von ^t werden durch das OLS-Verfahren keine effizienten Schatzwerte ermittelt. Zur effizienten Schatzung von at ist dagegen der GLS-Schatzer in der nachstehenden Version geeignet:

S^2 rjcum

t^]

r je:

(5.18)

Somit ist die GLS-Schatzung identisch zur Bildung des gewichteten Mittelwerts der aktienindividuellen Pramien, wobei die quadrierten aktienindividuellen Dividendenrenditen die Gewichte darstellen. Dementsprechend ist die Varianz des GLS-Schatzers definiert als:

varfaf" j =

s^;

(5.19)

-1 n,

wobei

Pr

=

1yf I J

LJ=

.2

Pja

-Pje

7=1

Boyd/Jagannathan (1994) und Bell/Jenkinson (2002) nutzen fiir ihre empirischen Studien des Dividendenabschlags die Regressionsgleichung (5.11), wonach der Kursriickgang der Aktiey bezogen auf den Cumkurs von der Hohe ihrer Dividendenrendite abhangt. Damit die Schatzungen erwartungstreu sind, muss jedoch in die Regressionsgleichung eine Konstante aufgenommen werden.'*° Entsprechend ihrem Gleichgewichtsmodell interpretieren Boyd/Jagan-

Bay (1990), S. 84-86, trifft alternative Annahmen uber die Hauptdiagonalelemente der Varianz-KovarianzMatrix der Residuenterme und gibt die jeweils geeigneten Schatzer an. Wahrend Bell und Jenkinson in ihrem Working paper auf die Einbeziehung einer Konstante verzichten, enthalt die veroffentliche Version zusatzlich Sciiatzwerte unter Einbeziehung einer Konstanten. Siehe Bell/Jenkinson (2002), S. 1336-1337.

154

5 Empirische Untersuchung

nathan (1994) die statistisch signifikanten negativen Schatzwerte ftir die Konstante als Indiz fur um den Extag stattfindende Handelsaktivitaten."^^ Im Rahmen der zusatzlich vorgenommenen Renditebetrachtungen wird fur jede dividendenzahlende Aktie die tjberrendite ARy am Extag berechnet: ^^,=0..-''--

(5-20)

wobei die Bereinigung um InformationseinflUsse wiederum auf Basis der Rendite eines Aktienindex erfolgt. Die durchschnittliche tjberrendite innerhalb einer Zeitperiode t ergibt sich aus:

JR,=^Y.^R

(5.21)

mit einer Varianz der Uberrenditen von:

var(A/?,)=^X(A/?^, - AR) .

(5.22)

Unter der Annahme, dass der Steuersatz auf Kursgewinne null ist, sollte sich nach Gleichung (3.17) in der tjberrendite am Extag ARj das Produkt aus dem marginalen Steuersatz des Grenzanlegers fur Dividenden Sdt in Periode t und der Dividendenrendite Sj widerspiegeln. 5.2.3 Statistische Testverfahren Zur tJberprufung der aufgestellten Hypothesen werden im ersten Untersuchungsteil parametrische und im zweiten Untersuchungsteil sowohl parametrische als auch nichtparametrische Testverfahren genutzt. Aus der fiir die Ableitung der Kapitalmarktgleichgewichtsmodelle Standard-CAPM und Steuer-CAPM notwendigen Bedingung, dass die Renditen von Aktien Xjt multivariat normalverteilt sind, resultiert die Normalverteilung der zu schatzenden Koeffizienten in (5.1). Dieser Abschnitt stellt die in den empirischen Untersuchungen angewendeten Testverfahren vor. Diese wurden ebenso wie alle Schatzverfahren mit der Software SAS Version 8.1 durchgefUhrt.

^' Vgl. Boyd/Jagannathan (1994), S. 718-724 und 729.

5 Empirische Untersuchung

155

Der in Abschnitt 5.2.1 bereits angegebene t-Test priift die aufgestellten Hypothesen bezuglich der mit Hilfe der Zeitreihen von monatlichen Querschnittsregressionen ermittelten durchschnittlichen Koeffizienten YQ, y^ yi. Die Nullhypothese lautet in der Regel, dass der Koeffizient yk gleich null ist, d.h. die entsprechende unabhangige Variable oder das Intercept besitzt keinen Erklarungsgehalt fiir die Aktienrendite.'*^ Mit Hilfe des Zwei-Stichproben-t-Tests wird z.B. analysiert, ob sich die fiir einzelne Teilperioden des Untersuchungszeitraums ermittelten Koeffizienten entsprechend der Hypothese 2 voneinander unterscheiden. Wenn die Ursache des Renditeeinflusses der Dividendenrendite in der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen liegt, sollten die in den Untersuchungszeitraum fallenden wesentlichen Steuergesetzesanderungen insbesondere Auswirkungen auf den Koeffizienten y2 haben. Die Durchfuhrung des Zwei-Stichproben-tTests erfordert einen Test der Varianzen der fiir jede Teilperiode geschatzten Koeffizienten yit und yis, wobei t^ s. Dabei berechnen sich die Varianzen nach Gleichung (5.2). Die monatlichen Schatzwerte jeder Teilperiode konnen als Zufallsstichproben normalverteiIter Grundgesamtheiten interpretiert werden. Im Folgenden bezeichnen x und y die Mittelwerte sowie 5^und ^J die Varianzen der zwei Zufallsstichproben (jci, ..., jc„) und {y\, ..., y,n). Der Test auf Varianzgleichheit testet die Nullhypothese HQ: S] = s^^ gegen die Altemativhypothese Hi: si ^ s^ Bei Gultigkeit von Ho ist die Teststatistik:

%

(5.23)

5„

F-verteilt mit (^-1, m-1) Freiheitsgraden. Die Teststatistik des Zwei-Stichproben-t-Tests (HQ: X = y versus Hi: x i^ y) lautet bei Varianzgleichheit:

t = —,

^

~ t(n+m-2)-verteilt,

(5.24)

\ n m

Hierbei ist zu beachten, dass die in Abschnitt 5.1.1 formulierten Untersuchungshypothesen als Alternativhypothesen der angewendeten Testverfahren interpretiert werden konnen.

156 wobei

5 Empirische Untersuchung

in-l)sl+{m-l)sl

s=-

n + m-l

Bei unterschiedlichen Varianzen wird der approximative t-Test verwendet:

t= ,

~ approximativ tf^^j-verteilt,

(5.25)

wobei sich die Anzahl der Freiheitsgrade cf/'nach der Formel von Satterthwaite (1946) berechnet."^"^ Im Rahmen der durchgefuhrten Extagsuntersuchungen wird ebenfalls ein t-Test angewendet, der priift, ob die Schatzwerte von at (die durchschnittliche Uberrendite AR), d.h, die ungewichteten bzw. gewichteten Mittelwerte der Pramien, dem in der Nullhypothese vorgegebenen Wert von eins (von null) entsprechen. Demgegentiber testet der zusatzlich angewendete nichtparametrische Vorzeichentest, ob der Median der aktienindividuellen Pramien (der tJberrenditen AR^) von eins (von null) abweicht. Allgemein ausgedriickt, nimmt er hierfur an, dass die Stichprobenvariablen Xj (/ = 1,..., n) unabhangig und identisch verteilt sind: Ho: P(jc, < c) = P(jc, > c) = 0,5 versus Hi P(JC, < C) ^ ?{xj > c)."^^ Fur einen Stichprobenumfang n > 20 kann folgende Verteilung der Teststatistik unterstellt werden:"^^

I^-0,5n y=i

0,5 V^

~ approximativ N(0, 1)-verteilt,

(5.26)

1, fallsXj-c 0 *

^^ Ausfuhrlich zum Zwei-Stichproben-t-Test vgl. u.a. Bamberg/Baur (1993), S. 192-195. ^^ Bei DurchfUhrung des Vorzeichentests im Rahmen der Pramienbetrachtungen (Uberrenditebetrachtungen) ist c = 1 (c = 0). ^^ Ausfuhrlich zum Vorzeichentest vgl. u.a. BUning/Trenkler (1994), S. 92-96.

5 Empirische Untersuchung

157

Zur Aufdeckung von Unterschieden in den ermittelten durchschnittlichen Pramien (durchschnittlichen tJberrenditen) fiir zwei aufeinander folgende anhand der steuerlichen Gegebenheiten definierte Teilperioden entsprechend der Hypothese 3 wird sowohl der parametrische Zwei-Stichproben-t-Test als auch der nichtparametrische Wilcoxon Rangsummentest durchgefuhrt. Wahrend der Zwei-Stichproben-t-Test die Mittelwerte der beiden Teilperioden gegeniiberstellt, kann der Wilcoxon Rangsummentest"^^ fiir den Vergleich der beiden Mediane genutzt werden. Ausgehend von zwei unabhangigen Zufallsstichproben {x\, ..., Xn) und (y\, ..., y,n) basiert er fiir Stichproben mit n oder m > 25 auf folgender Teststatistik:

Y,^(^j) -0,5n(n-\-m + l) W = -^ . 712 ~ approximativ N(0, l)-verteilt, •yJnm(n-\-m + l)

(5.27)

wobei R(xj) der Rang von Xj in einer kombinierten, nach der GroBe geordneten Stichprobe von X und y ist. Weiterhin wird mit Hilfe von Dummy-Variablen in Regressionsansatzen analysiert, ob andere Merkmale, wie die Branchenzugehorigkeit, auf welchen Wochentag der Extag fallt usw., einen Einfluss auf die Pramie besitzen. Die folgende Regressionsgleichung bildet beispielswiese die Wirkung des Wochentags auf die Pramie in Teilperiode t ab: Prjt = ci DMO + C2 DDI + C3 Dui + QDDO + cs Dpr + Uj.

(5.28)

Anhand eines F-Test kann die Nullhypothese HQ: ci = C2 = C3 = C4 = C5 gegen Hi: die Gleichheit gilt mindestens fur ein Q nicht gepriift werden. Die Teststatistik:

^=

mit:

ce/. //

V^

~ P(^-^' ^-^)-verteilt,

(5.29)

SSER : Summe der quadrierten Residuen der Regression (5.28) mit den in Ho angegebenen Restriktionen SSEu : Summe der quadrierten Residuen der Regression (5.28) ohne Restriktionen,

Der Wilcoxon Rangsummentest ist aquivalent zum Mann-Whitney-U-Test. Ausfuhrlich zum Rangsummentest von Wilcoxon vgl. u.a. Buning/Trenkler (1994), S. 131-136.

158

5 Empirische Untersuchung

folgt bei Gultigkeit von Ho einer F-Verteilung mit k-l und n-k Freiheitsgraden'^^. Die bei der empirischen Uberpriifung von Steuerklientel-Effekten beobachteten Beziehungen zwischen Pramie und Hohe der Dividendenrendite (Hypothese 6) werden anhand des Spearmann-Rangkorrelationskoeffizienten und anhand des Kruskal-Wallis-Tests auf Abhangigkeiten untersucht. Die Anwendung des Spearmann-Rangkorrelationskoeffizienten setzt voraus, dass die Merkmalsauspragungen, die als Werte von zwei Zufallsstichproben (jci, ..., Xn) und (yi,..., yn) angesehen werden, zumindest ordinal skaliert sind. Er ist definiert als:

A=l-, , r \ ,,,. (n-l)n{n-\-l)

(5.30)

R(xj) bzw. R(yj) bezeichnet den Rangplatz von Xj bzw. yj in der jeweiligen nach dem Merkmal geordneten Stichprobe. Die formulierte Nullhypothese HQ: A = 0 (versus R\: Ps i^ 0) kann mit Hilfe der Teststatistik: SP = 4n-\p^

~ approximativ N(0, l)-verteilt

(5.31)

gepriift werden."^^ Der Kruskal-Wallis-Test ist im Gegensatz zum Wilcoxon Rangsummentest geeignet, die Verteilung von mehr als zwei Zufallsstichproben {x^u ...,Xkn^k=\, ...,K) miteinander zu vergleichen. K ist die Anzahl der zu untersuchenden Stichproben. Analog zur Vorgehensweise bei der Durchfuhrung des Wilcoxon Rangsummentests werden die K Stichproben zusammengefasst und der GroBe nach geordnet. Danach wird jeder Variablen % ein Rangplatz R zugewiesen.

'*^ Allgemeiner ausgedriickt, ist die Anzahl der Freiheitsgrade des Zahlers gleich der Anzahl der auferlegten Restriktionen und die Anzahl der Freiheitsgrade des Nenners gleich der Differenz zwischen Anzahl der Beobachtungen und Anzahl der (geschatzten) Koeffizienten der Regressionsgleichung. Ausfuhrlich zum F-Test vgl. u.a. Greene (2000), S. 274-276. ^^ Hierzu ausfuhrlich u.a. in Buning/Trenkler (1994), S. 232-239.

5 Empirische Untersuchung

159

Die bei groBen Stichprobenumfangen Uk von Kruskal und Wallis vorgeschlagene Teststatistik lautet:

H=

^—

y^^"^^^ - 3 (A^ +1) ~ approximativ x' (K - 7>verteilt,

iV(A^ + l ) t r wobei

5.3

N^^n,^

und

(5.32)

n, /?(xj = ^/?(x^^) ."^

Stichprobe

Die sachliche und zeitliche Abgrenzung einer Stichprobe richtet sich sowohl nach der zu uberprufenden Fragestellung als auch zwangslaufig nach der Verfugbarkeit der benotigten Daten. Den empirischen Untersuchungen dieser Arbeit liegen alle im amtlichen Handel an der Frankfurter Wertpapierborse im Zeitraum 1968 bis 2002 notierten deutschen Aktien zugrunde.^^ Damit werden Industrie- und Verkehrsuntemehmen, Banken und Versicherungen gemeinsam in Analysen des Zusammenhangs zwischen Durchschnittsrenditen von Aktien und ihren Dividendenrenditen sowie in die Uberpriifungen der Extageffekte bei Dividendenzahlungen einbezogen. Die Beschrankung auf den Frankfurter amtlichen Handel wird vorgenommen, da fUr diesen die zur Verftigung stehenden Daten am weitesten in die Vergangenheit reichen. Zudem bildet er neben dem elektronischen Handelssystem Xetra einen sehr liquiden und vermutlich effizient funktionierenden Marktplatz. Auch kann aufgrund von strengeren PubHzitatsvorschriften, von zahlreichen Pressemitteilungen und Analystenberichten auf eine ausreichend gute Qualitat der verfiigbaren Daten geschlossen werden. Wie in Abschnitt 2.3 beschrieben, fanden wahrend des Untersuchungszeitraums vom 1. Januar 1968 bis Dezember 2002 wesentliche Umgestaltungen des deutschen Steuersystems, wie die Einfuhrung des Korperschaftsteueranrechnungsverfahrens in 1977 und des Halbeinktinfteverfahrens in 2001, sowie Veranderungen in den relevanten Steuersatzen statt. Ebenfalls in diese Zeitperiode fallt die Euro-Umstellung der Aktienkurse zum 4. Januar 1999. Die monatlichen Renditen, Monatsschlusskurse sowie Dividenden der einbezogen Aktien entstammen fur den Zeitabschnitt von 1968 bis 1995 aus der Monatlichen Datenbank von Prof.

Ausfuhrlich zum Kruskal-Wallis-Test vgl. u.a. Buning/Trenkler (1994), S. 184-190. Da die Stichprobe auch spater aus dem Handel ausgeschiedene Aktien umfasst, wird ein ,£x post selection bias" vermieden. Ausgeschlossen sind allerdings Reichsmark-Werte, wie die I.G. Farben i.L. sowie die Restquoten der Deutschen Bank, der Dresdner Bank und der Commerzbank.

160

5 Empirische Untersuchung

Richard Stehle. Diese Datenbank enthalt die Frankfurter Kurse und die Bereinigungsdaten aller an der Frankfurter Wertpapierborse notierten deutschen Aktien. Die erforderlichen Daten fiir den verbleibenden Zeitabschnitt von 1996 bis 2002 sowie samtliche fiir den zweiten Untersuchungsteil benotigten Kurse der Cum- und Extage wurden der Karlsruher Kapitalmarktdatenbank (vormals Deutsche Finanzdatenbank, DFDB) entnommen. Die Karlsruher Kapitalmarktdatenbank umfasst generell die Kurse aller an deutschen Borsen in samtlichen Marktsegmenten notierten Aktien sowie die entsprechenden Bereinigungsdaten.^^ Bei alien in die Untersuchungen einbezogenen Kursen handelt es sich um Tagesschlusskurse. Fiir eine Nutzung von Schlusskursen am Cumtag und von Eroffnungskursen am Extag, im Rahmen von Schatzungen des Dividendenabschlags spricht vor allem, dass die beobachte Kursdifferenz vermutlich durch weniger Informationseffekte belastet ist. Jedoch sind keine Eroffnungskurse fiir den gesamten Untersuchungszeitraum verfiigbar.^^ Vor der Durchfiihrung der empirischen Untersuchungen erfolgten insbesondere bei den Dividendendaten ebenso wie bei den Cum- und Exkursen umfangreiche Qualitatskontrollen. So wurden u.a. die Dividendenbetrage und die entsprechenden Datumsangaben von Aktien, die in bei den Datenbanken im Zeitraum 1968 bis 1995 enthalten waren, miteinander verglichen. Bei vorliegenden Abweichungen wurde anhand der Hoppenstedt-Kurstabellen und der Hoppenstedt-Handbucher deutscher Aktiengesellschaften auf die korrekte Angabe geschlossen. Zusatzlich vorgenommene Plausibilitatsiiberpriifungen deuteten auf weitere mogliche Datenfehler vor allem in den Kurs- und Bereinigungsdaten der Karlsruher Datenbank hin. Wahrend offensichtliche Fehler umgehend berichtigt wurden, erschien der notwendige Aufwand zur Kontrolle und Beseitigung samtlicher potenzieller Datenfehler im Rahmen des vorliegenden Forschungsprojekts als unvertretbar. Deshalb werden monatliche Aktienrenditen mit einem absoluten Betrag von uber 50 % im Zeitraum 1996 bis 2002 aus den Untersuchungen ausgeschlossen.^^

^' Zur Beschreibung des Datenbestands der Karlsruher Kapitalmarktdaten siehe Herrmann (1996), S. 3-9. ^^ Nach Elton/Gruber (1970), S. 70, kann die Nutzung von Eroffnungskursen bei der Pramienschatzung zu Verzerrungen fiihren, da diese moglicherweise haufiger als Schlusskurse keine Gleichgewichtspreise sind, sondern „mechanisch" um den Dividendenbetrag reduziert wurden. ^^ Die AusreiBer der monatlichen Renditen in der Monatlichen Datenbank im Zeitraum 1968 bis 1995 wurden bereits kontrolliert und gegebenenfalls berichtigt. Durchgefiihrte Sensitivitatsanalysen zeigen, dass ein Ausschluss aller Monatsrenditen von iiber 50 % bzw. unter -50 % des gesamten Untersuchungszeitraums nicht zu veranderten Resultaten fiihrt.

5 Empirische Untersuchung

161

Von der angestrebten einheitlichen Verwendung von Kursen des amtlichen Handels an der Frankfurter Borse wird bewusst dann abgewichen, wenn fiir diesen Handelsplatz am Cumoder Extag oder am Monatsende kein Kurs verfiigbar ist. In diesem Fall wird der Aktienkurs einer anderen Borse, die im Allgemeinen das hochste Handelsvolumen an jenem Tag aufweist, angesetzt. Demzufolge werden fiir eine Aktie mitunter Cum- und Extagskurse von verschiedenen Borsenplatzen und Marktsegmenten einander gegeniibergestellt. Die daraus moglicherweise resultierenden Verzerrungen der Resultate sollten jedoch gering ausfallen. Die monatlichen Renditen, die bis auf eine Ausnahme^^ den Untersuchungen zugrunde liegen, werden aus der Perspektive eines deutschen Anlegers mit einem Einkommensteuersatz von 0 % durch Einbeziehung der Kursveranderungen, der Bruttodividenden und sonstiger geldwerter Vorteile bestimmt.^^ Sie stellen somit die Renditen deutscher Anleger vor zu entrichtender individueller Einkommensteuer auf Dividenden und Kursgewinne dar. Auslandische Anleger erzielten im Zeitraum 1978 bis 2001 demgegeniiber niedrigere Renditen vor Einkommensteuer, da sie keine Korperschaftsteuergutschrift erhielten. Fiir die Ermittlung der monatlichen Renditen im Zeitraum 1996 bis 2002 werden die Bereinigungsfaktoren der Karlsruher Kapitalmarktdatenbank genutzt. Da die Bereinigungsfaktoren fur Dividendenausschiittungen nur die jeweilige Bardividende beriicksichtigen, werden diese bis einschlieBlich Marz 2002 um die gezahlten Korperschaftsteuergutschriften korrigiert. Im Anschluss erfolgt eine retrograde Bereinigung der Kurse und die Berechnung der monatlichen Aktienrenditen.^^ Die Schatzungen der erwarteten Dividendenrenditen fur die empirische Uberpnifung des Steuer-CAPMs basieren fast ausschlieBlich auf Bruttodividenden. D.h., die grundsatzlich fur die Geschaftsjahre ab 1976/77 bis 2000/2001 erhaltenen Korperschaftsteuergutschriften werden zu den ausgeschiitteten Bardividenden addiert. Da die Dividenden als Gewinnbeteiligung eines Geschaftsjahres in der Regel erst innerhalb des darauffolgenden Geschaftsjahres bzw. Kalenderjahres gezahlt werden, gab es die Gutschriften erstmalig fiir Dividenden im vierten Quartal 1978 und letztmalig im ersten Quartal 2002. In den verbleibenden Zeitabschnitten von Januar 1968 bis September 1977 und ab April 2002 bis Dezember 2002 entsprechen die Bruttodividenden per Definition den Bardividenden.

^'^ SieheAbschnitt 5.4.2.1. Bei der Einbeziehung von Bruttodividenden in die Renditeberechnungen wird vernachlassigt, dass die Dividendenzahlung und die materiellen Auswirkungen der Korperschaftsteuergutschrift im Rahmen der Festlegung der anlegerindividuellen Steuerschuld zeitlich voneinander abweichen. ^^ Ausfuhrlich in Sauer (1991).

162

5 Empirische Untersuchung

Anhand der Codierungen von Dividendenzahlungen in der Karlsruher Kapitalmarktdatenbank kann zwischen Dividenden ohne Korperschaftsteuergutschrift und Dividenden mit Korperschaftsteuergutschrift, die sich auf den gesamten Dividendenbetrag oder auf einen Teilbetrag beziehen, unterschieden werden. Diese Informationen wurden zur Berechnung der Bruttodividenden genutzt. Falls keine konkreten Angaben tiber die Hohe der auf die Dividendenzahlung entfallenden Korperschaftsteuergutschrift zur Verftigung standen, wurde sie ab Oktober 1977 pauschal auf 9/16 der Bardividende und ab Januar 1994 auf 3/7 der Bardividende festge-

Obwohl die Kursnotierung an deutschen Borsen zum 4. Januar 1999 von DM auf Euro umgestellt wurde, zahlten viele Aktiengesellschaften bis zu den Jahren 2000 und 2001 ihre Dividenden in DM. Damit die zur Berechnung von Dividendenrenditen benotigten Kurse und Dividenden die gleiche Wahrungseinheit besitzen, werden alle nach dem 4. Januar 1999 gezahlten Dividendenbetrage einheitlich in Euro angegeben. Insgesamt konnten 8151 Dividendenzahlungen von Stamm- und Vorzugsaktien^^ des amtlichen Handels Frankfurt im Untersuchungszeitraum 1968 bis 2002 ermittelt werden. Ausgehend von dieser Datenbasis werden Beobachtungen zum einen aufgrund von Erfordemissen der in beiden Untersuchungsteilen angewandten Methodiken ausgeschlossen. Zum anderen soil der Ausschluss von Daten gewahrleisten, dass die Ermittlung der renditebeeinflussenden Wirkung der Dividende nicht von der Durchfuhrung anderer Kapitalereignisse gestort wird. Zudem reduziert der Ausschluss von Aktien, bei denen im Ausschiittungsmonat mindestens ein weiteres Kapitalereignis stattfand, die Wahrscheinlichkeit, dass andere nicht untersuchte Ereignisse die aufgedeckten Zusammenhange hervorrufen. In der nachstehenden tJbersicht sind die vorgenommenen Bereinigungen der Stichprobe zusammengefasst:

Unentdeckte Datenfehler beziiglich der Hohe der Korperschaftsteuergutschrift im Zeitraum von Oktober 1977 bis Marz 2002 beeinflussen insbesondere die Extagsuntersuchungen. Allerdings kann bei dieser hier durchgefuhrten Vorgehensweise vermutet werden, dass es sowohl zum Ausweis von zu hohen ais auch von zu niedrigen Bruttodividenden kommt, die sich moglicherweise im Mittel ausgleichen. Demgegeniiber fiihrt die Erhohung aller Dividendenzahlungen um eine pauschale Korperschaftsteuergutschrift, wie bei Bay (1990), zu korrekten oder zu uberhohten Bruttodividenden. Beide Aktiengattungen werden gemeinsam in die Untersuchungen einbezogen.

163

5 Empirische Untersuchung

8151 - 311

verfiigbare Dividenden im Zeitraum 1968 bis 2002 Aktien mit mindestens einem Kapitalereignis im Ausschtittungsmonat

7840 27

Aktien ohne Endkurs im Monat vor dem Ausschiittungsmonat

2

Aktien ohne Endkurs im Ausschiittungsmonat

3

Monatsrendite groBer als |50 %| im Zeitraum 19962002

-824

Aktien, ftir die kein Betafaktor schatzbar war

6984

Anzahl der Dividenden bei Uberpriifungen des SteuerCAPM (Datenbasis 1)

302

7538

Aktien ohne Kurse am Ex- Oder Cumtag

Anzahl der Dividenden in Extagsuntersuchungen (Datenbasis 2)

Die Verringerung der Stichprobe um 824 Aktien, fiir welche aufgrund der Datenerfordemisse keine Betafaktoren geschatzt werden konnten, geht vor allem auf Segmentwechsler innerhalb der ersten drei Jahre ihrer amtlichen Notiz und auf selten gehandelte Werte zuruck. Aufgrund der fehlenden Verfugbarkeit eines geeigneten Marktindex fUr den gesamten Untersuchungszeitraum von 1968 bis 2002 werden in beiden Untersuchungsteilen verschiedene Aktienindizes zur Approximation des Marktportefeuilles verwendet. Bei den empirischen Untersuchungen des vom Steuer-CAPM angenommenen funktionalen Zusammenhangs zwischen Aktienrenditen und Dividenden entsprechen die monatlichen Renditen des Marktportefeuilles von 1968 bis 1995 den marktwertgewichteten Durchschnittsrenditen aller im amtlichen Handel an der Frankfurter Wertpapierborse notierten Aktien (Stehle-Hartmond-Reihe)^^ und von 1996 bis 2002 den Monatsrenditen des CDAXs. Wahrend die Renditen der Stehle-HartmondReihe die Korperschaftsteuergutschriften beinhalten, werden die (originalen) Anderungsraten des CDAXs ohne Berucksichtigung der Korperschaftsteuergutschriften berechnet. Demzufolge unterstellen diese einen marginalen Einkommensteuersatz des Anlegers von 30 %. Damit den Marktrenditen innerhalb des gesamten Untersuchungszeitraums ein einheitlicher Einkom-

Ausfuhrlich zur Renditeberechnung dieses Portefeuille vgl. Stehle/Hartmond (1991).

164

5 Empirische Untersuchung

mensteuersatz von 0 % zugrunde liegt und sie somit Vorsteuerrenditen darstellen, werden die Anderungsraten des CDAXs um die Korperschaftsteuergutschriften approximativ erhoht.^^ Die Bereinigung des Dividendenabschlags um die allgemeine Marktbewegung am Ausschiittungstag im Rahmen der Extagsuntersuchungen erfordert eine tagliche Marktrendite. Hierfiir scheint die Nutzung des marktwertgewichteten Deutschen Aktienindex fur Forschungszwecke (DAFOX) am geeignetsten. Zwar berticksichtigt er nur Bardividenden und keine Korperschaftsteuergutschriften zur Renditeberechnung, erstreckt sich aber als einziger taghcher Performanceindex iiber den gesamten Untersuchungszeitraum.^^ Als risikoloser monatHcher Zinssatz wird im Zeitraum von Januar 1968 bis Juni 1990 der Durchschnitt des Monatsgeldes am Frankfurter Geldmarkt, von JuH 1990 bis Dezember 1998 der Durchschnitt des FIBOR-Monatgeldes und von Januar 1999 bis Dezember 2002 der Durchschnitt des EURIBOR-Monatgeldes verwendet.^^

5.4

Ergebnisse

5.4.1 Deskriptive Analyse Die Ausgangsbasis beider Untersuchungsteile umfasst 7840 Dividendenzahlungen von Aktien des amtlichen Handels Frankfurt im Zeitraum 1968 bis 2002. Ihre Aufteilung auf die einzelnen Jahre und Monate des Untersuchungszeitraums zeigt Tabelle A.l im Anhang. Demnach treten die meisten Dividendenzahlungen eines Jahres in den Monaten April bis August auf. Dagegen finden in den Monaten Oktober und November nur vereinzelt Dividendenzahlungen statt. Diese ungleichmaBige Verteilung der Ausschtittungstage kann darauf zuriickgefuhrt werden, dass bei der Mehrheit der Aktiengesellschaften das Geschaftsjahr mit dem Kalenderjahr ubereinstimmt. Denn die gesetzlichen Regelungen geben implizit den zeitlichen Rahmen fur die Dividendenausschiittung in Bezug auf das Geschaftsjahresende vor. So muss nach § 264 Abs. 1 Satz 2 HGB der Jahresabschluss in den ersten drei Monaten nach Beendigung des Geschaftsjahres aufgestellt werden und nach § 175 Abs. 1 Satz 2 AktG die Hauptversammlung innerhalb der ersten acht Monate des neuen Geschaftsjahres stattfinden.

^" Vgl. Stehle(1999),S. 12. ^' Alternative Aktienindizes, die ebenfalls bis in die sechziger Jahre zuriickreichen, sind der FAZ-Index und der Commerzbank-Index. Ihre Berechnungsformeln beziehen allerdings uberhaupt keine Dividenden ein. ^^ Die Zinssatze sind der Zeitreihendatenbank der Deutschen Bundesbank entnommen.

5 Empirische Untersuchung

165

Insgesamt ist die Anzahl der einbezogenen Dividendenzahlungen pro Jahr innerhalb des Untersuchungszeitraums gewachsen. Nachdem die Gesamtzahl der in der Stichprobe enthaltenen Dividenden pro Jahr von ca. 200 zu Beginn der siebziger Jahre auf 162 im Jahr 1983 fallt, steigt sie anschlieBend annahemd kontinuierlich auf ein Maximum von 322 im Jahr 1999. Im Anschluss sinkt sie auf 263 im Jahr 2002. Aufgrund des sich ebenfalls andemden Stichprobenumfangs konnen auf Basis dieser Entwicklungen keine Schlussfolgerungen iiber zeitHche Veranderungen des relativen Anteils dividendenzahlender Aktien in der Stichprobe gezogen werden. Aus diesem Grund teilt Tabelle A.2 samtliche Stichprobenaktien einerseits entsprechend ihrer Branchenzugehorigkeit in Industrie- und Verkehrsuntemehmen,^^ Banken sowie Versicherungen ein und gruppiert sie andererseits in dividendenzahlende und nicht dividendenzahlende Aktien. Die iiberwiegende Mehrheit (iiber 80 %) der Stichprobe bilden Aktien der Branchengruppe Industrie- und Verkehrsuntemehmen. Die restlichen einbezogenen Aktien gehoren zu annahrend gleichen Teilen Untemehmen des Banken- und Versicherungssektors an. Die letzten beiden Spalten von Tabelle A.2 verdeutlichen, dass der durchschnittliche Anteil dividendenzahlender Aktien in der Stichprobe wahrend der neunziger Jahre merklich niedriger ist als in den siebziger und achtziger Jahren des letzten Jahrhunderts. Diese Tendenz setzt sich auch ftir alle drei Branchen in 2001 und insbesondere in 2002 fort. Generell liegt der Anteil von Aktien mit Dividenden im gesamten Untersuchungszeitraum bei Banken und Versicherungen hoher als bei Industrie- und Verkehrsuntemehmen. Abbildung 5.1 veranschaulicht die Verteilung der Extage von Dividenden auf die einzelnen Wochentage im Untersuchungszeitraum 1968 bis 2002. Wie bereits Bay (1990) fiir den Zeitraum 1966 bis 1988 zeigt, werden Dividenden hauptsachlich an den Wochentagen Freitag, Donnerstag oder Montag gezahlt.^"^ Die scheinbare Bevorzugung dieser drei Wochentage als

Die Branchengruppe der Industrie- und Verkehrsuntemehmen beinhaltet zum iiberwiegenden Teil Aktien von Industrieunternehmen. Wegen der geringen Anzahl von amtlich notierten Verkehrsuntemehmen erschien eine getrennte Betrachtung nicht sinnvoll. Bay (1990), S. 75-77, begriindet die geringe Anzahl an dienstags ausgeschiitteten Dividenden damit, dass der Montag bei vielen Unternehmen fiir ihre regelmaBigen Vorstandssitzungen reserviert ist und somit nicht als potenzieller Hauptversammlungstermin zur Verfugung steht. Da die Dividende in der Regel am Handelstag nach der Hauptversammlung ausgeschiittet wird, ist es demzufolge selten ein Dienstag.

166

5 Empirische Untersuchung

Abbildung 5.1: Aufteilung der Dividenden auf Wochentage im Zeitraum 1968 bis 2002 2500

26,88 % 441

2000

23,11%

14,09 % c

1000

<

i Dividende

«>

1812

I

902

I

1105

I

1^14

I

zi

Wochentag Ausschiittungstage besteht im Wesentlichen auch ftir einzelne Teilperioden des Untersuchungszeitraums.^^ Tabelle A,3 gibt die durchschnittlichen taglichen und monatlichen Dividendenrenditen mit und ohne Einbeziehung der Korperschaftsteuergutschriften der Stichprobenaktien an. Da Aktien, die im Ausschiittungsmonat zusatzlich eine KapitalmaBnahme durchfuhrten, von der Stichprobe ausgeschlossen sind, spielt es keine wesentliche Rolle, ob der jeweilige Dividendenbetrag auf den Cumkurs oder auf den Endkurs des Vormonats bezogen wird. Die Einfiihrung des Korperschaftsteueranrechnungssystems 1977 lost Abweichungen zwischen der Bardividende und der Bruttodividende und somit zwischen den entsprechenden Dividendenrenditen aus. Wahrend das durchschnittliche Verhaltnis von Bardividende zum Cumkurs in der Teilperiode 1978 bis 1989 gegenuber der Teilperiode 1968 bis 1977 sinkt, steigt das durchschnittliche Verhaltnis von Bruttodividende zu Cumkurs. Auf Basis dieses Resultats und der Tabelle 4.4, die den jahrlichen Durchschnitt der gezahlten absoluten Dividendenbetrage der Stichprobenaktien enthalt, kann gefolgert werden, dass die

^^ Im Zeitraum 1968 bis 1979 entfielen von den Dividendenzahlungen der Stichprobenaktien 580 auf Montag, 311 auf Dienstag, 311 auf Mittwoch, 480 auf Donnerstag und 571 auf Freitag. Im Zeitraum 1980 bis 1989 war die Aufteilung 501 (Mo), 224, 240, 456 und 516 (Fr) sowie im Zeitraum 1990 bis 2002 731 (Mo), 367, 554,978 und 1020 (Fr).

5 Empirische Untersuchung

167

Korperschaftsteuerreform 1977 eine allgemeine Reduzierung der Bardividenden pro Aktie bewirkte. Dieses steht im Einklang mit den Ergebnissen von Haegert/Lehleiter (1985) und Bay (1990),^^ die darauf hinweisen, dass zwar die Bruttoausschiittungsquote der Untemehmen nach der Einfuhrung des Anrechnungsverfahrens relativ konstant blieb, ihre Barausschuttungsquote aber sank.^^ Ein Einfluss der anderen zwischen 1990 und 2002 durchgefuhrten Neuregelungen auf die Dividenden und Dividendenrenditen tritt nicht deutlich hervor. Allerdings sind die Dividendenrenditen sowohl mit als auch ohne Beriicksichtigung der Korperschaftsteuergutschrift in den neunziger Jahren generell niedriger als in den achtziger Jahren des letzten Jahrhunderts. Der beobachtete Anstieg der durchschnittlichen Dividendenrenditen fiir den Zeitraum 1999 bis 2001, der mit der Steuerreform von 1999 zusammenfallt, kann teilweise durch die Erhohung des Dividendenbetrags von einigen Untemehmen mit der Absicht, vor Einfuhrung des Halbeinkiinfteverfahrens das Anrechnungsguthaben zu realisieren, verursacht worden sein. Insbesondere sind keine Schlussfolgerungen tiber die Wirkungen des Halbeinkiinfteverfahrens auf die Dividendenrenditen moglich, da die Einbeziehung des Jahres 2002 in die Stichprobe daftir nicht ausreicht. Damit ist bei samtlichen nachfolgenden empirischen Untersuchungen die Aussagekraft bezuglich des Einflusses des Halbeinkiinfteverfahrens auBerst gering. Abbildung 5.2 zeigt die durchschnittlichen monatlichen Dividendenrenditen mit Einbeziehung der Korperschaftsteuergutschriften getrennt nach der Branchenzugehorigkeit in den einzelnen Teilperioden des Untersuchungszeitraums. Die in die Stichprobe einbezogenen Versicherungsuntemehmen weisen grundsatzlich niedrigere Bruttodividende-Kurs-Verbaltnisse auf als die anderen Branchen. Innerhalb der letzten drei Teilperioden batten Bankaktien im Durchschnitt die hochsten Bruttodividendenrenditen.

Fur die Verknupfung der Resultate dieser Untersuchung mit den beiden genannten Studien ist erforderlich, dass die durchschnittliche Ausschuttungsquote von Untemehmen mit der durchschnittliche Dividendenrendite ihrer Aktien zumindest positiv korreliert sind. ^^ Vgl. Haegert/Lehleiter (1985), S. 919, und Bay (1990), S. 112-113.

5 Empirische Untersuchung

168

Abbildung 5.2: Durchschnittliche Bruttodividendenrenditen der einzelnen Branchen in den Teilperioden des Untersuchungszeitraums

1968-1977

1978-1989

1990-1993

1994-1998

1999-2001

2002

D IndustrieA^erkehr ^Banken • Versicherungen

5.4.2 Uberpriifung des Zusammenhangs zwischen durchschnittlichen Aktienrenditen und Dividendenrenditen 5.4.2.1 Standard-CAPM versus Steuer-CAPM Die empirische Version des Steuer-CAPMs in Gleichung (5.1) dient als Ausgangsmodell ftir die durchgefuhrten Untersuchungen iiber den Zusammenhang zwischen durchschnittlichen Aktienrenditen und Dividendenrenditen auf dem deutschen Kapitalmarkt im Zeitraum 1968 bis 2002. Auf ihrer Grundlage soil die Hypothese 1 gepriift werden. Zudem ermoglicht sie Schlussfolgerungen iiber die empirische Relevanz des Standard-CAPMs, da empirische tJberprufungen des Steuer-CAPMs gleichzeitig die empirischen Implikationen des StandardCAPMs testen. Nach dem Standard-CAPM hat die Dividendenrendite von Aktien keinen Einfluss auf ihre (Vorsteuer-)Rendite, deshalb resultiert aus Gleichung (5.1):

rjt-rf,=n,^ruPu+e,.

(5.33)

5 Empirische Untersuchung

169

Diese Regressionsgleichung (5.33) kann als eine empirische Version der Standard-CAPMs interpretiert werden.^^ Hierbei ist jedoch anzumerken, dass die Interpretation von yu vom zugrunde liegenden Kapitalmarktgleichgewichtsmodell abhangt. Bei Unterstellung des Standard-CAPMs gibt Yi die durchschnittliche Marktrisikopramie (vor Steuem) und entsprechend dem Steuer-CAPM die durchschnittliche Marktrisikopramie nach Steuem an. Tabelle 5.2 gibt die mit Hilfe der Zeitreihen von Querschnittsregression geschatzten Koeffizienten der Gleichungen (5.33) und (5.1) an. Dabei sind die verwendeten Dividendenrenditen nach der kurzfristigen Definition berechnet, d.h., Sjt weicht nur in den Ausschiittungsmonaten der Aktie j von Null ab. Die Koeffizienten der monatlichen Querschnittsregression fUr jeden Monat t werden mit Hilfe der drei Schatzverfahren OLS, GLS und ML ermittelt. Allerdings ist nicht fUr jeden der 420 Kalendermonate des Untersuchungszeitraums eine Querschnittsregression nach (5.1) durchfuhrbar. So ist fur Monate ohne Dividendenzahlungen die Matrix der Erklarungsvariablen singular und somit nicht invertierbar. Capitelli (1989) weist darauf hin, dass ftir Monate mit wenigen Dividendenzahlungen eine hohe Multikollinearitat auftritt, deren Ursache in der starken Korrelation zwischen der Konstanten und der Differenz zwischen der Dividendenrendite und dem risikolosen Zinssatz liegt. Deshalb werden in der vorliegenden Arbeit alle Monate mit weniger als fiinf Dividendenzahlungen von den Untersuchungen des Steuer-CAPMs ausgeschlossen.^^ Panel A der Tabelle 5.2 enthalt die ungewichteten Mittelwerte der monatlich geschatzten Koeffizienten und ihre t-Werte nach Gleichung (5.2). Unabhangig von der verwendeten Schatzmethode wird bei der Uberprufung des Standard-CAPMs ein negativer Koeffizient ftir den Betafaktor ermittelt, der jedoch nicht statistisch signifikant von null abweicht. Dagegen sind die Schatzwerte fur /Q positiv und statistisch hochsignifikant.^^ Die positiven Parameterwerte fur Yo stehen nach Black/Jensen/Scholes (1972) im Einklang mit der empirischen Gultigkeit des Zero-Beta-CAPMs.

Vgl. u.a. Black/Jensen/Scholes (1972), S 92, und Fama/MacBeth (1973), S. 611-613. Vgl. auch Capitelli (1989), S. 103-104. Ahnliche Resultate fur den deutschen Kapitalmarkt erhalt Sattler (1994), S. 223-224 und S. 289, bei monatlichen Querschnittregressionen auf Basis von Einzelwerten im Untersuchungszeitraum 1957-1991. Der geschatzte negative Einfluss des systematischen Risikos auf die Aktienrendite bleibt auch dann bestehen, wenn anstelle des OLS-geschatzten Betafaktors ein nach dem Dimson-Verfahren ermittelter Betafaktor verwendet wird. Wallmeier (2000), S. 44-45, gibt ebenfalls einen negativen statistisch insignifikanten Koeffizienten fur den Betafakor im Zeitraum Juli 1967 bis Juni 1994 an.

170

5 Empirische Untersuchung

Tabelle 5.2: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsschatzungen zur tiberprufung des Standard-CAPMs und des Steuer-CAPMs im Zeitraum 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind ungewichtete Mittelwerte (Panel A) und gewichtete Mittelwerte (Panel B) der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten fur jeden Monat t. Als Gewichte dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das Standard-CAPM wird auf Basis des nachfolgenden Modells geschatzt: rj, - Vf, = yo, + y,, J3j, + ej,. Den Schatzungen des Steuer-CAPMs liegt folgendes Modell zugrunde: r,,rf, = yo, + yi,fl, + y2,(^,-rf,) + ej„ wobei rj, die Rendite der Aktiey und rj, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. 4 ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat / gezahlten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats t-l. Die Betafaktoren j8j, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. OLS bezeichnet die Ordinary-Least-Square-Schatzung, GLS die Generalized-Least-Square-Schatzung und ML die Maximum-Likelihood-Schatzung. In Klammern stehen die t-Werte. ', ", *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.

Panel A: Ungewichtete

Methode

Modell

OLS

GLS

ML

Durchschnittwerte

Yo

Yi

Standard-CAPM

0,4072*" (3,251)

-0,2102 (-1,050)

Steuer-CAPM

0,5045(3,326)

-0,2647 (-1,123)

Standard-CAPM

0,4220*" (4,367)

-0,1634 (-0,751)

Steuer-CAPM

0,5254"* (4,638)

-0,2411 (-0,935)

Standard-CAPM

0,4343*** (4,327) 0,5389"* (4,579)

-0,2010 (-0,763) -0,3116 (-0,988)

0,3058*" (11,021)

Yi

Steuer-CAPM

Panel B: Gewichtete

Yi

0,0311 0,3222*** (10,920)

0,3055*" (11,162)

Durchschnittswerte

ro

n

OLS

Standard-CAPM

0,1301*" (2,851)

-0,3755'" (-6,661)

Steuer-CAPM

0,2566*" (4,566)

-0,3355*" (-4,869)

Standard-CAPM

0,1931*" (5,765)

-0,3696'** (-8,317)

Steuer-CAPM

0,3008*** (7,236)

-0,3552*" (-6,506)

0,3312*" (21,445)

Standard-CAPM

0,2390*** (6,750) 0,3510*" (7,973)

-0,4246*** (-8,801) -0,4150*" (-6,971)

0,3295*" (21,330)

Steuer-CAPM

0,0626 0,0581

Modell

ML

0,0466 0,0563

Methode

GLS

adj.R' ~]

0,351T' (17,521)

0,0631

5 Empirische Untersuchung

171

Die Zugrundelegung des Modells (5.1) fiihrt zu keinen wesentlichen Veranderungen der Schatzwerte fiir yo und /]. Allerdings steigt durch die Einbeziehung der Differenz zwischen der Dividendenrendite und dem risikolosen Zinssatz das angepasste BestimmheitsmaB adj. F?. Die relativ niedrigen Werte von adj. R sind nicht ungewohnlich fiir Querschnittsregressionen dieser Art bei deutschen Aktien/^ Alle drei Schatzverfahren ermitteln statistisch hochsignifikant positive Werte fiir yi, die zwischen 0,3222 beim OLS-Verfahren und 0,3055 beim GLSVerfahren schwanken. Die empirischen Resultate bestatigen somit die Hypothese 1. Der mit Hilfe des ML-Verfahrens bestimmte (konsistente) Schatzwert fur yi von 0,3058 deutet an, dass eine Erhohung der Dividendenrendite um einem Frozentpunkt im Durchschnitt eine Erhohung der monatlichen Vorsteuerrendite von 0,31 Prozentpunkten bewirkt. Demnach scheint das Steuer-CAPM besser als das Standard-CAPM geeignet zu sein, das Renditeverhalten deutscher Aktien abzubilden. AuBerdem stimmen die positiven Schatzwerte fiir yQ mit den empirischen Implikationen des von Litzenberger/Ramaswamy (1979) abgeleiteten SteuerCAPMs in (3.10) bei vorliegenden vermogensbezogenen Kreditbeschrankungen von Anlegem uberein.^^ Im Gegensatz dazu ist aus theoretischer Sicht der geschatzte negative Einfluss des Betafaktors auf die durchschnittliche Aktienrendite nicht zu erklaren.^"^ Diese Schlussfolgerungen ergeben sich auch auf der Grundlage der im Panel B gezeigten gewichteten Mittelwerte der monatlich geschatzten Koeffizienten. Die Gewichtung der ermittelten Koeffizienten mit dem Kehrwert ihrer jeweiligen Schatzvarianzen fiir Monat t nach Gleichung (5.3) fuhrt insbesondere zu einer erheblichen Steigerung der t-Werte.^"^ Dagegen hat die genannte Gewichtung keinen wesentlichen Einfluss auf die angegebenen Mittelwerte fur y2. Ebenso lost sie bei den geschatzten Koeffizienten yo und yi nur geringfiigige Veranderungen aus. Demnach werden die hoheren t-Werte durch die reduzierten Varianzen der Koeffizienten hervorgerufen. Aufgrund fehlender Kenntnisse bezuglich der Stationaritat der Varianzen der geschatzten Koeffizienten wird im Rahmen nachfolgender Untersuchungen des Steuer-

^' Vgl. Sattler (1994), S. 224, und Wallmeier (2000), S. 45. ^^ Vgl. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 184. Eine mogliche Ursache konnte in der von Roll (1977) angefUhrten Kritik bezuglich der Ineffizienz des verwendeten Aktienindex als Marktportefeuille liegen. ^'* Diesen Effekt erhalten u.a. auch Konig (1990), S. 166, sowie Chan/Hamao/Lakonishok (1991), S. 17581759, bei der Untersuchung der renditeerklarenden Wirkung verschiedener Anomalievariablen.

172

5 Empirische Untersuchung

CAPMs grundsatzlich eine Gewichtung der monatlich geschatzten Koeffizienten vorgenommen. Nach der Untersuchungshypothese 2 hangt die renditebeeinflussende Wirkung der Dividendenrendite von den vorliegenden steuerlichen Gegebenheiten ab. Tabelle A.4 gibt die geschatzten Koeffizienten von Gleichung (5.1) ftir einzelne Teilperioden des Untersuchungszeitraums an. Ausgehend von den durchgefuhrten Steuergesetzesanderungen erfolgte die zeitliche Trennung mit der Zielsetzung, dass die steuerlichen Rahmenbedingung innerhalb jeder Teilperiode relativ konstant sind. Obwohl das Anrechnungsverfahren in der Regel bereits ftir Dividendenzahlungen im letzten Quartal von 1977 angewendet wurde, endet die festgelegte Teilperiode der Doppelbesteuerung von Dividenden aus Vereinfachungsgrunden erst am 31.12.1977. Umgekehrt wird bei der Einfiihrung des Halbeinktinfteverfahrens vorgegangen. Die im ersten Quartal von 2002 gezahlten Dividenden von Untemehmen beziehen sich vermutlich auf die Geschaftsjahre 2000/2001, ftir die noch das Anrechnungsverfahren gait. Dessen ungeachtet beginnt die diesbezugliche Teilperiode bereits am 01.01.2002.^^ Wie im Anhang A.l gezeigt wird, kann das Regressionsmodell (5.1) bei der Einbeziehung von Bruttodividenden in die Berechnung von Renditen und Dividendenrenditen auch wahrend der Giiltigkeit des Anrechungsverfahrens die Grundlage fiir empirische Uberpriifungen des Steuer-CAPMs bilden. Dagegen resultiert aus der Verkniipfung der von Wiese (2004) ftir das Halbeinktinfteverfahren abgeleiteten Version des Steuer-CAPMs mit Gleichung (5.1) eine andere Interpretation von yi- Wahrend dieser Parameter fiir den Zeitraum von 1968 bis 2001 die hohere Besteuerung von Dividenden gegeniiber Kurgewinnen widerspiegelt, wird er ab 2002 auch durch die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Zinsen beeinflusst. Im Einklang mit der in Tabelle 5.1 formulierten Hypothese bezuglich des Einflusses der Korperschaftsteuerreform 1977 wird fiir die Teilperiode 1978-1989 ein erheblich hoherer Schatzwert ftir y2 als fiir die erste Teilperiode 1968 bis 1977 ermittelt.'^^ Dieser Unterschied erweist sich auf Basis eines durchgefiihrten Zwei-Stichproben-t-Tests unabhangig vom genutzten

Hierbei ist anzumerken, dass die ungewichteten Mittelwerte ftir yj bei den durchgefiihrten Untersuchungen nicht wesentlich von den gewichteten Mittelwerten abweichen. Wie aus Tabelle A.l ablesbar, sind von dieser vereinfachenden Vorgehensweise hochstens 12 bzw. 21 Dividendenzahlungen in 1977 bzw. in 2002 betroffen. Proberechnungen zeigten, dass dieses Vorgehen keinen wesentlichen Einfluss auf die Ergebnisse hat. In den nachfolgenden Ausfuhrungen wird weitgehend auf die Interpretation der Schatzwerte von yo und y\ verzichtet, denn entsprechend der Zielsetzung der vorliegenden Arbeit konzentrieren sich die Betrachtungen auf die Renditewirkungen der Dividendenrendite.

5 Empirische Untersuchung

173

Schatzverfahren und von der Gewichtung mit p-Werten von 0,01 bis 0,02 als statistisch signifikant. Unter der Annahme, dass alle Anleger einen einheitlichen Grenzsteuersatz besitzen, kann gefolgert werden, dass dieser nach Einfuhrung des Anrechnungsverfahrens von ca. 20 % im Zeitraum 1968 bis 1977 auf ca. 39 % im Zeitraum 1978 bis 1989 gestiegen ist. Diese geschatzten Grenzsteuersatze liegen innerhalb der Bandbreite der tatsachlich relevanten Steuersatze in den beiden Zeitperioden. Allerdings unterschreiten die Schatzwerte fiir diese beiden sowie fiir die anderen Teilperioden die jeweiligen Indifferenzsteuersatze nach dem Modell von Litzenberger/van Home (1978) teilweise deutlich. Die durchgeftihrten Zwei-Stichproben-t-Tests uberprufen die Gleichheit der ungewichteten Mittelwerte von zwei aufeinanderfolgenden Teilperioden. Wie Gleichung (5.24) bzw. (5.25) zeigt, berticksichtigen sie dabei die Varianzen tiber die monatlich geschatzten Koeffizienten in den beiden Teilperioden. Demgegentiber basiert nach Gleichung (5.3) der Schatzfehler der gewichteten Mittelwerte auf den Schatzfehlem der monatlich geschatzten Koeffizienten, die sich aus den Querschnittsregressionen bestimmen. Da es nicht offensichtlich ist, wie sich dieses Vorgehen auf die asymptotische Verteilung des Zwei-Stichproben-t-Tests auswirkt, wurde von seiner Durchfuhrung auf die gewichteten Mittelwerte abgesehen.^^ In der Teilperiode 1990 bis 1993 steigt der Schatzwert fur yi entgegen den Erwartungen auf uber 0,45. Demgegentiber steht die Reduzierung der geschatzten Werte fiir y2 in den nachfolgenden drei Teilperioden im Einklang mit den aufgestellten Hypothesen. Jedoch sind die Anderungen in den geschatzten Werten von yi bis auf zwei Ausnahmen, beim Ubergang von der dritten zur vierten Teilperiode beziiglich der OLS-Schatzung und beim (Jbergang von der vierten zur funften Teilperiode bei der ML-Schatzung, nicht statistisch signifikant. Abbildung 5.3 zeigt die Schwankungsbreite der monatlich mit Hilfe der ML-Schatzung bestimmten Koeffizienten y2, im gesamten Untersuchungszeitraum. Die starke Variabilitat der Schatzwerte erschwert insbesondere fiir kurze Teilperioden die Interpretation der Resultate. Die geschatzten Standardabweichungen der monatlich ermittelten Koeffizienten y2, unterliegen ebenfalls erhebHchen Schwankungen, wie Abbildung 5.4 angibt.

Die Anwendung des Tests auf die ungewichteten geschatzten Koeffizienten fuhrt tendenziell zu konservativen Ergebnissen. Die Varianzen der ungewichteten Mittelwerte sind typischerweise hoher als die der gewichteten Mittelwerte, so dass der Zwei-Stichproben-t-Test (bei gleicher Mittelwertdifferenz) seltener abgelehnt wird.

174

5 Empirische Untersuchung

Abbildung 5.3: Monatliche Schatzwerte fiir den Einfluss der Dividendenrendite auf die Aktienrendite(Maximum-Likelihood-Schatzung) 3 _, monadiche Schatzwerte fiir Y2/ 2,5

2 -1 1,5 1

. :•% •

0,5 0

, .1991 1995 199V'!200i 1970-197>.1976 1979 19§i 1985 ms

-0,5

Jahr

-1 -1,5

Abbildung 5.4: Monatliche Schatzfehler bei der Ermittlung des Einflusses der Dividendenrendite auf die Aktienrendite (Maximum-Likelihood-Schatzung) 1,8 1 Standardabweichungen der monatlichen Schatzwerte fiir y2t 1,61,4-

•

1,2-

. • •

1 0,8 -

•

0,6-

..V /

0,2^

^

'

'

'

V '

'

'

. •. ' •

• • ;-:

.V* "V •^'«. •

0,4- •

.

'.V

. •. 1

1

1

1

1

1

i

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1

• •

'% I

l

1970 1973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1995 1998 2001 Jahr

l

5 Empirische Untersuchung

175

Tabelle A.5 enthalt die gewichteten Mittelwerte der geschatzten Koeffizienten /ot, Yu, Yn und die entsprechenden Teststatistiken bei altemativer Einteilung des Untersuchungszeitraums in vier Teilperioden. Dabei erfolgt die Trennung anhand der Steuersystemwechsel in 1977 und in 2001. Der Zeitraum des Anrechnungsverfahrens wird jedoch nochmals entsprechend der Hohe der Korperschaftsteuergutschrift in die beiden Teilperioden 1978 bis 1993 und 1994 bis 2001 geteilt. Das Standortsicherungsgesetz von 1993 senkte den Korperschaftsteuersatz fiir einbehaltene Gewinne von 50 % auf 45 % sowie fUr ausgeschUttete Gewinne von 36 % auf 30% und dementsprechend die Korperschaftsteuergutschrift von 9/16 auf 3/7. Bei Zahlung von Bardividenden in unveranderter Hohe fuhrt die Reduzierung der Korperschaftsteuergutschrift bei alien langfristigen deutschen Privatanlegem zu einer Erhohung der zu leistenden Einkommensteuer auf Dividendeneinktinfte bzw. zu einer Minderung der Erstattung der bereits auf Untemehmensebene geleisteten Steuem. Die EinfUhrung des Solidaritatszuschlags in 1995 bewirkt zusatzlich eine Steigerung der auf Dividenden entfallenden Steuerlast. Die Schatzwerte fiir yi in Tabelle A.5 und ihre Unterschiede zwischen aufeinander folgenden Teilperioden stimmen mit den Resultaten von Tabelle A.4 iiberein und stehen beziiglich ihrer Tendenz im Einklang mit den Hypothesen. Der fiir die Teilperiode 1968 bis 1977 geschatzte Koeffizient fi in Hohe von 0,2033 weicht zu einem Niveau von unter 1 % statistisch signifikant von dem fiir die Teilperiode 1978 bis 1993 ermittelten Schatzwert in Hohe von 0,4070 ab. Zudem ist die Reduzierung des aus den Schatzwerten abgeleiteten Grenzsteuersatzes von ca. 41 % fur die Periode 1978 bis 1993 auf ca. 29 % fur die Periode 1994 bis 2001 auf Basis des Zwei-Stichproben-t-Tests zu einem Niveau von 10 % statistisch signifikant. Den bisherigen empirischen Ergebnissen zum Steuer-CAPM liegt die Annahme zugrunde, dass alle Anleger eine Korperschaftsteuergutschrift fur Dividenden erhalten. Da beispielswiese auslandische Anleger als beschrankt Steuerpflichtige nicht am Anrechnungsverfahren teilnehmen durften, entspricht dies nicht der (damaligen) Realitat. Urn zu uberprufen, ob die aufgezeigten Renditewirkungen auf die Verwendung von Bruttodividenden zuriickzufuhren sind, wird Gleichung (5.1) auf Basis von monatlichen Aktienrenditen und Dividendenrenditen, die nur die jeweils gezahlten Bardividenden berucksichtigen, geschatzt.^^ Die in Tabelle 5.3 gezeigten Resultate verdeutlichen, dass durch die Einbeziehung von Bardividenden der Erkla-

Den Betaschatzungen nach Gleichung (5.4) liegen ebenfalls Renditen von Aktien zugrunde, die Bardividenden und keine Korperschaftsteuergutschriften einbeziehen. Als Marktportefeuille dient in diesem Fall der DAFOX, der ebenfalls keine Korperschaftsteuergutschriften beriicksichtigt.

176

5 Empirische Untersuchung

rungsgehalt der Dividendenrendite auf die durchschnittliche Aktienrendite iiber alle Teilperioden sinkt. So sind die Schatzwerte fiir Y2 fiir die Teilperiode 1978 bis 1989 und fiir die letzten drei Teilperioden statistisch nicht signifikant von null verschieden.

Tabelle 5.3: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur tiberpriifung des Steuer-CAPMs bei Vemachlassigung von gezahlten Korperschaftsteuergutschriften im Zeitraum 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete und teilweise ungewichtete Mittelwerte der mit Hiife von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fiir jeden Monat f. rji-rf, = yo, + yj,j3j,+ y2,(^,-rf,) + ej„ wobei r,, die Rendite der Aktiey und r/, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. 4 ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahlten Bardividende zum Endkurs des Vormonats t-\. Die Betafaktoren /3j, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). Der Zwei-Stichproben-tTest priift, ob zwischen den ungewichteten Mittelwerten von zwei aufeinanderfolgenden Teilperioden ein Unterschied besteht. Die entsprechenden p-Werte stehen in eckigen Klammern. In runden Klammern stehen die tWerte von Signifikanztests der einzelnen Koeffizienten. *, ", **' kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.

Zeitperiode Anzahl der Monate t

Vo

n

Yi

ungew

t-Test fur A Yiungewl

1968-1977

82

0,1284 (1,588)

-0,6673*** (-6,442)

0,1949*** (5,657)

0,1980*" (3,940)

1978-1989

95

0,3281"* (3,768)

0,0934 (0,880)

0,0569 (1,477)

0,0455 (0,605)

1,69* [0,0935]

1990-1993

29

0,2214 (1,468)

-1,4521*** (-7,779)

0,1651" (2,260)

0,1891 (1,346)

-0,92 [0,3607]

1994-1998

39

0,1339 (1,283)

0,2172 (1,543)

0,0604 (0,971)

0,0700 (0,768)

0,74 [0,4614]

1999-2001

24

0,1898

-0,5044**

0,0005

-0,1396

1,40

(1,711)

(-2,059)

(0,008)

(-1,159)

[0,1666]

0,4312 (1,886)

-7,0009*** (-13,212)

0,1592 (1,557)

0,0182 (0,119)

-0,66 [0,5144]

0,2085"* (4,759)

-0,4191*** (-7,032)

0,1109*" (5,416)

0,0926*** (2,462)

2002 1968-2002

7 276

Allerdings steht der im Vergleich zur Teilperiode 1968 bis 1977 reduzierte Schatzwert fiir }^2 fiir die Teilperiode 1978 bis 1989 im Einklang mit der Steuerhypothese, denn die Zugrundelegung von Bardividenden anstelle von Bruttodividenden erfordert eine Modifikation der Hypothese 2 hinsichtlich der Veranderung dieses Koeffizienten bei Einfuhrung des Korperschaftsteueranrechnungsverfahrens. Wahrend der geschatzte Parameterwert fiir 72 in der Teilperiode 1968-77 unter den gegebenen Annahmen weiterhin als Grenzsteuersatz der Anleger interpretiert werden kann, misst er in den vier Teilperioden der Gtiltigkeit des Anrechnungs-

5 Empirische Untersuchung

177

verfahrens (1978 bis 1989, 1990 bis 1993, 1994 bis 1998, 1999 bis 2001) die steuerliche Belastung von Dividenden im Vergleich zu Kursgewinnen, die bei Anlegem zusatzlich zu denen bereits auf Untemehmensebene geleisteten Steuem anfallt. Demnach sollte der geschatzte Parameterwert fur y2 aufgrund der Anwendung des Anrechnungsverfahrens fallen. Die geschatzten impliziten Grenzsteuersatze betragen ca. 20 % fur die Teilperiode 1968 bis 1977 und ca. 40 % ftir die Teilperiode 1978 bis 1989.^^ Folglich ergeben sich aus der Betrachtung von Bardividenden ahnliche Schlussfolgerungen wie aus den Resultaten in Tabelle A.4. AbschlieBend kann festgestellt werden, dass wesentliche Steuergesetzesanderungen, wie die Korperschaftsteuerreform 1977, scheinbar mit Veranderungen des Einflusses der Dividendenrendite auf die risikoangepasste Vorsteuerrendite verbunden sind. Die Gesamtheit der in diesem Abschnitt dargestellten Resultate steht nicht im Widerspruch zu dem Erklarungsansatz, dass die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen die beobachteten Zusammenhange zwischen Aktienrenditen und Dividendenrenditen hervorruft.

5.4.2.2 Detaillierte Analyse des Steuer-CAPMs Den Ausgangspunkt der weiterfuhrenden Uberprtifungen der vom Steuer-CAPM angenommenen Beziehungen zwischen Aktienrenditen und Dividendenrenditen bildet die Analyse von saisonalen EinflUssen auf die Bestimmung des Dividendeneffekts. Tabelle A.6 weist die gewichteten Mittelwerte der monatlich geschatzten Koeffizienten yot, yu, yn und ihre t-Werte fur die einzelnen Quartale der vier gebildeten Teilperioden^' und ftir den gesamten Untersuchungszeitraum aus. Diese Resultate bestatigen die bereits in Abbildung 5.3 veranschaulichte zeitliche Variation der Schatzwerte ftir y2. Vor allem innerhalb der letzten beiden Teilperioden weichen die ermittelten Renditeeffekte der Dividendenrendite ftir die einzelnen Quartale erheblich voneinander ab.^^ Allerdings steigt mit Ausnahme des ersten Quartals von 2002, fUr welches nur eine monatliche Querschnittsregression durchfuhrbar war, innerhalb jedes Quartals die risikoangepasste Vorsteuerrendite der Aktien mit wachsender Dividendenrendite. Da die ftir das zweite und dritte Quartal angegebenen Schatzwerte ftir y2 den entsprechenden

Konig (1990), S. 168-169, schatzt fiir die Zeitperiode von Januar 1959 bis September 1977 einen impliziten Grenzsteuersatz von 26,35 % und fiir die Zeitperiode von Oktober 1977 bis Dezember 1986 von 41,82 %. Damit mehr monatliche Schatzwerte fiir die Quartale der einzelnen Teilperioden vorliegen, wurde der Einteilung des Untersuchungszeitraums in vier anstelle von sechs Teilperioden der Vorzug gegeben. Die Beobachtung von stark variierenden Schatzwerten ruft Zweifel an der unterstellten stationaren Verteilung hervor. Fiir den Fall, dass die Verteilungsannahme nicht der Realitat entsprechen sollte, kann die zeitliche Gesamtbetrachtung (,J'ooling" iiber die Monate des Kalenderjahres und der Teilperioden) zu fehlerhaften Schlussfolgerungen fiihren.

178

5 Empirische Untersuchung

gewichteten Mittelwerten der gesamten Teilperioden in Tabelle A.5 ahneln, konnten Effizienzverluste bei den Schatzungen fiir das erste und vierte Quartal die Abweichungen verursachen. Zum einen konnen fiir beide Quartale aufgrund der beschrankten Durchfuhrung von Querschnittsregressionen auf Monate mit mindestens fiinf Dividendenzahlungen nur wenige Schatzwerte ermittelt werden. Zum anderen liegt den monatlichen Schatzungen eine vergleichsweise geringe Anzahl von Dividendenausschtittungen zugrunde.^^ Aus theoretischer Sicht sollte die steuerliche Benachteiligung von Dividenden gegentiber Kursgewinnen ausschlieBlich in Ausschiittungsmonaten eine Erhohung der Vorsteuerrendite bewirken. In den Monaten, in denen die Aktie j keine Dividenden zahlt, sollte ihre Dividendenrendite keinen Einfluss auf die Aktienrendite besitzen. Zur (Jberprtifung von Dividendeneffekten in Ausschiittungs- und Nichtausschiittungsmonaten wird in Anlehnung an Litzenberger/Ramaswamy (1979) folgendes Regressionsmodell genutzt: r-j^ -rjt = Vot + n Pjt + Yit [DJ,SJ, - r^,)+ y,, (l - D., )^., + Cj,.

(5.34)

Djt bezeichnet eine Dummy-Variable, die einen Wert von Eins annimmt, wenn t ein Ausschiittungsmonat der Aktiey ist, und anderenfalls einen Wert von Null. Die Dividendenrendite der Aktie j , Sp die dem Verhaltnis der im Ausschtittungsmonat t gezahlten Dividende zum Endkurs des jeweiligen Vormonats entspricht, bleibt hochstens fiir die elf darauf folgenden Monate konstant und wird danach auf Null gesetzt. Bei jeder Dividendenzalilung der Aktie j wird Sjt jedoch aktualisiert. Falls Aktie j keine weiteren Dividenden zahlt, betragt Sjt fur die restlichen Monate des Untersuchungszeitraums Null. Der Parameter y2 misst weiterhin den Einfluss der Dividendenrendite im Ausschtittungsmonat und der Parameter ys ihre Renditewirkung in Nichtausschiittungsmonaten. Demzufolge sollte nach der Untersuchungshypothese 4 der Parameter y2 positive Werte aufweisen, wahrend der Schatzwert fiir yj Null sein sollte. Wie aus Tabelle 5.4 erkennbar ist, unterscheiden sich die auf Basis der Regressionsgleichung (5.34) geschatzten Koeffizienten fiir y2 nicht wesentlich von den angegebenen Schatzwerten in Tabelle A.4. Die ermittelten Werte fiir y^ sind fiir alle Teilperioden positiv, aber deutlich kleiner als die Schatzwerte fiir y2. Allerdings sind sie fiir die Teilperiode 1978 bis 1989 sowie fiir den gesamten Untersuchungszeitraum zu einem Ni-

Vgl. Tabelle A.l. Unter der Beachtung der geringen Anzahl von Dividendenausschtittungen in einzelnen Monaten, wie Januar, Oktober und November, sind die von Konig (1990) pro Monat ausgewiesenen Koeffizienten der Dividendenrendite mit Vorsicht zu interpretieren. Vgl. Konig (1990), S. 171 Tabelle 5.7.

179

5 Empirische Untersuchung

veau von 1 % statistisch signifikant von null verschieden. Demnach liegen keine Anzeichen fur eine Umkehrung des in den Ausschuttungsmonaten beobachteten Renditeeffekts vor. Der in den Nichtausschuttungsmonaten ermittelte Erklarungsgehalt der Dividendenrendite konnte jedoch durch die Vemachlassigung bewertungsrelevanter Variablen („omitted variables") in Gleichung (5.1) hervorgerufen werden.

Tabelle 5.4: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur Uberpriifung der Kurseffekte von Dividendenrenditen in Ausschuttungs- und Nichtausschuttungsmonaten im Zeitraum 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfoigenden Modells fur jeden Monat t: rj-rj, = yo, + yi,/3j, + y2,(Dj,Sj,-rf,)+y3,(l-Dj,)Sj, + ej,, wobei Kj, die Rendite der Aktie j und rj, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. Sj, ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahlten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats t-l. Die Betafaktoren j8j, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Dp kennzeichnet eine Dummy-Variable, die den Wert eins besitzt, wenn t ein Ausschiittungsmonat der Aktiey ist, und andernfalls den Wert null annimmt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). In Klammern stehen die t-Werte. *, ", *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.

Zeitperiode

Anzahl der

Vo

n

Yi

73

Monate t 1968-1977

81

0,1402 (1,607)

-0,5982"* (-5,532)

0,2131*" (5,599)

0,0165 (0,746)

1978-1989

95

0,2849"* (2,709)

0,0831 (0,763)

0,4312*" (14,731)

0,0530*** (2,942)

1990-1993

29

0,3804" (2,141)

-1,4609'" (-7,764)

0,4939"' (9,710)

0,0484 (1,674)

1994-1998

39

0,0922 (0,630)

0,2821* (1,920)

0,3531'" (7,260)

0,0429 (1,684)

1999-2001

24

2002

1968-2002

0,1353

-0,5352'

0,2455"*

0,0304

(0,796)

(-1,986)

(5,698)

(1,083)

7

0,2345 (0,828)

-7,3607*** (-12,402)

0,1791 (1,714)

0,0051 (0,149)

275

0,1962"' (3,656)

-0,3855*" (-6,227)

0,3455*** (19,840)

0,0364*** (3,642)

180

5 Empirische Untersuchung

Diese Resultate konnen weder als Bekraftigung der Steuerhypothese interpretiert werden, noch stehen sie im direkten Widerspruch zur Hypothese 7. Falls andere (Anomalie-)Variablen, die mit der Dividendenrendite korreliert sind, die beobachteten Beziehungen hervorrufen, sollten die Schatzwerte fiir Y2 und y^ annahemd gleich hoch sein.^"^ Den Mittelpunkt der nachfolgenden Untersuchungen bildet die Fragestellung, ob die von Kalay/Michaely (2000) beim Ubergang von monatlichen zu langeren Anlagehorizonten aufgezeigten Anderungen des ermittelten Dividendeneffekts fiir den US-amerikanischen Kapitalmarkt auch bei deutschen Aktien auftreten. Dazu werden den Querschnittsregressionen (5.1) vierteljahrliche Renditeintervalle zugrunde gelegt. Als erwartete vierteljahrliche Dividendenrendite wird dabei das Verhaltnis des im Quartal t gezahlten Bruttodividendenbetrags zum letzten verfiigbaren Kurs des vorangegangenen Quartals t-\ verwendet. Die Tabelle 5.5 zeigt, dass fiir alle Teilperioden ein positiver Dividendeneffekt geschatzt wird. Der fiir die Teilperiode 1968 bis 1977 ermittelte Schatzwert fiir Y2 ist aber weder okonomisch noch statistisch signifikant. Die Starke der Dividendeneffekte in den Teilperioden 1978 bis 1989 und 1990 bis 1993 entspricht annahemd den Resultaten bei monatlicher Betrachtungsweise (Tabelle A.4). Fiir die anderen Teilperioden bestehen teilweise deutliche Abweichungen zu den monatlich geschatzten YI^ die keine klare Tendenz besitzen. Insgesamt ergeben sich auf Basis der Schatzwerte fiir yi keine einheitlichen Schlussfolgerungen beziiglich der Untersuchungshypothesen 2 und 4. Entsprechend der Untersuchungshypothese 4 sollte der bei Zugrundelegung eines vierteljahrlichen Anlagehorizont ermittelte Schatzwert fur ^2 fiir alle Teilperioden das gleiche GroBenniveau besitzen wie bei Zugrundelegung eines monatlichen Renditeintervalls. Falls die Aktienrendite nur im Ausschiittungsmonat von der Dividendenrendite beeinflusst wird, sollte bei vierteljahrlicher Betrachtungsweise der gleiche absolute Renditeeffekt {yi) feststellbar sein. Wahrend die Resultate fur die Teilperioden 1978 bis 1989, 1990 bis 1993 im Wesentlichen mit beiden genannten Untersuchungshypothesen iibereinstimmen, stehen vor allem die Schatzergebnisse fur die aktuelleren Teilperioden 1999 bis 2001 und 2002 nicht im Einklang mit deren Vorhersagen.

Vgl. Litzenberger/Ramaswamy (1979), S. 187-188.

181

5 Empirische Untersuchung

Tabelle 5.5: Durchschnittliche Koeffizienten von vierteljahrlichen Querschnittsregressionen zur Uberprufung des Steuer-CAPMs im Zeitraum 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fiir jedes Quartal t: rp-rj, = yh, + yj.fij, + y2,(Sj,- KJ,) + ej,, wobei r^, die Rendite der Aktie j und />, den risikolosen Zinssatz im Quartal t darstellen. Sj, ist die Dividendenrendite der Aktie j im Quartal t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Quartal t gezahlten Bruttodividende zum Kurs am Ende des vorangegangenen Quartals f-1. Die Betafaktoren J3j, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 20 Quartale umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der Schatzwerte fiir die einzelnen Quartale t. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). In Klammern stehen die t-Werte. ', ", *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.

Zeitperiode

Anzahl der Ouartale t

ro

n

72

1968-1977

40

-0,0471 (-0,189)

-0,1744 (-0,646)

0,0104 (0,1735)

1978-1989

48

1,0362*" (4,763)

0,9753*'* (3,751)

0,3984*** (8,320)

1990-1993

16

1,204*" (3,118)

-1,0379** (-2,303)

0,4047*** (5,194)

1994-1998

20

0,4073 (1,616)

0,5133 (1,636)

0,4264*** (6,259)

1999-2001

12

1,3271*** (4,414)

-2,054*** (-3,536)

0,0852** (2,185)

2002

4

1,6460* (2,700)

-12,5571*** (-9,0236)

0,3432 (2,011)

140

0,7452*** (6,387)

-0,0092 (-0,063)

0,2257*** (9,536)

1968-2002

Allerdings ist zu bemerken, dass die Durchfuhrung von vierteljahrlichen Querschnittsregressionen mit verschiedenen Problemen verbunden ist. So wird bei der Ermittlung der erwarteten Dividendenrenditen implizit unterstellt, dass die Anleger vor Beginn des Quartals, in dem die Ausschiittung erfolgt, Kenntnis uber die Hohe der Dividendenzahlung haben. Da dieses unter Umstanden nicht fur Dividendenzahlungen in der zweiten Halfte bzw. im letzten Drittel der Quartale zutrifft, konnen einerseits die erwarteten Dividendenrenditen zu niedrig oder zu hoch sein. Andererseits konnen Ankundigungseffekte die Renditen der Aktien beeinflussen. Aufgrund der daraus moglicherweise resultierenden Verzerrungen ist eine vorsichtige Interpretation der Schatzwerte geboten. Tabelle 5.6 gibt die nach dem Fama/MacBeth-Verfahren geschatzten Koeffizienten der monatlichen Querschnittsregressionen (5.1) unter Einbeziehung einer erwarteten jahrlichen Dividendenrendite an. Entsprechend der Definition der langfristigen Dividendenrendite von Miller/Scholes (1982) wird dabei die Dividendenrendite der Aktie;, Sjt, in jedem Monat t eines

182

5 Empirische Untersuchung

Kalenderjahres in konstanter Hohe der Rendite der Aktie ; gegeniibergestellt. Die Dividendenrendite Sjt ist gleich dem Verhaltnis zwischen dem zuletzt im Vorjahr gezahlten Dividendenbetrag dj und dem Kurs der Aktie 7 am Ende des Vorjahres pj,^^ Folglich bilden die Dividendenzahlungen des Jahres 1968 die Grundlage fiir die Schatzungen der erwarteten Dividendenrenditen ftir das Jahr 1969. Aus diesem Grund liegen den Regressionen die Jahre von 1969 bis 2002 zugrunde. Von den Untersuchungen sind zusatzlich diejenigen Aktien ausgeschlossen, bei denen der Schatzwert ftir die erwartete jahrliche Dividendenrendite 10 % tibersteigt, da Anleger derartig hohe Betrage im Allgemeinen nicht prognostizieren werden.

Tabelle 5.6: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur tJberprtifung des Steuer-CAPMs auf Basis von jahrlichen Dividendenrenditen im Zeitraum 1969 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen gesciiatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fUr jeden Monat t: rj,-rf, = yo, + yi,j3j, + y2,(Sj,-rfJ + ej„ wobei r,, die Rendite der Aktie 7 und />, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. ^, ist die erwartete jahrliche Dividendenrendite der Aktie y, die in jedem Monat t eines Kalenderjahres in gleicher Hohe in die Regressionen einbezogen wird. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der Summe der im Vorjahr gezahlten Bruttodividenden zum Endkurs des Vorjahres. Die Betafaktoren y^, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). In Klammern stehen die t-Werte. *, **, *** kennzeichnet Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.

Zeitperiode

Vo

n

72

-0,1294* (-1,756)

-0,6049(-6,098)

0,0190 (0,956)

1969-1977

A n z a h l der Monate t 108

1978-1989

144

0,1943" (2,139)

-0,2581(-2,848)

0,0617*** (3,894)

1990-1993

48

-0,1074 (-0,755)

-0,8580(-5,664)

0,1118*** (4,313)

1994-1998

60

-0,1916 (-1,636)

0,0762 (0,665)

0,0815*** (3,477)

1999-2001

36

-0,0516 (-0,344)

0,0584 (2,258)

0,0633** (2,347)

2002

12

-0,0858 (-0,330)

-4,6452"* (-10,301)

0,0902* (1,948)

408

-0,0406 (-0,899)

-0,3952*** (-7,586)

0,0619*** (6,706)

1969-2002

Siehe ausfUhrlicher in Abschnitt 5.1.2.

5 Empirische Untersuchung

183

Im Gegensatz zu den Resultaten von Black/Scholes (1974) wird auch bei Verwendung der langfristigen Definition ein positiver Einfluss der Dividendenrendite auf die Aktienrendite vor Steuem festgestellt. Mit Ausnahme der Teilperiode von 1969 bis 1977 sind die geschatzten Parameterwerte fiir y2 uber alle Teilperioden sowohl okonomisch als auch mindestens auf einem Niveau von 10 % statistisch signifikant. Der fiir die Teilperiode 1978 bis 1989 ermittelte Schatzwert von 0,0617 impliziert, dass eine Erhohung der erwarteten Dividendenrendite um einen Prozentpunkt durchschnittlich eine Steigerung der risikoangepassten jahrlichen Vorsteuerrendite um ca. 0,74 Prozentpunkte hervorruft. Somit ist der implizite Grenzsteuersatz aller dividendennachfragenden Anleger in dieser Teilperiode unter den gegebenen Annahmen 74 %. Demgegeniiber betrug der Spitzensatz der Einkommensteuer bei privaten Anlegem in diesem Zeitraum 56 %}^ Auch auf Basis der Resultate fUr die nachfolgenden Teilperioden kann gefolgert werden, dass neben der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen noch weitere Ursachen fiir die aufgezeigten Dividendeneffekte vorliegen miis-

Nach Ansicht von Kalay/Michaely (2000) bilden die mit Hilfe von monatlichen Querschnittsregressionen bestimmten Koeffizienten y2 unter Verwendung der kurzfristigen Definition der Dividendenrendite keine Renditeunterschiede im Querschnitt der Aktien ab, sondem eine zeitliche Erhohung der Rendite um den Ausschiittungstag. Die Unterscheidung zwischen Zeitund Querschnittseffekten der Dividendenrendite ist moglich, wenn die Querschnittregression fiir den Monat t ausschlieBlich Aktien einbezieht, die in diesem ihre Dividenden zahlen. Falls die Dividendenrendite geeignet ist, Renditedifferenzen zwischen Aktien im Monat t abzubilden, soilte der Parameter y2 auch bei dieser Vorgehensweise positive Werte besitzen. Dagegen mussen die Schatzwerte fiir y2 als Indiz fiir bestehende Zeiteffekte der Dividendenrendite interpretiert werden, wenn sie nicht von null verschieden sind. Im Rahmen dieser Untersuchung werden Querschnittsregressionen nur fiir diejenigen Monate durchgefiihrt, die mindestens 20 dividendenzahlende Aktien umfassen. Aufgrund dieser Beschrankung liegt den gezeigten Schatzwerten und t-Werten in Tabelle A.7 eine erhebhch reduzierte Datenbasis zugrunde.^^

Vgl. hierzu und zur Besteuerung von Dividendeneinkunften und Kursgewinnen bei inlandischen Kapitalgesellschaften und auslandischen Anlegern Abschnitt 2.3.2. Demnach basieren die Querschnittsregression uberwiegend auf den Monaten Mai bis August. Vgl. Tabelle A.l.

184

5 Empirische Untersuchung

Die geschatzten Werte fur y2 sind fiir alle sechs Teilperioden positiv, aber weichen nur fiir die Teilperioden 1978 bis 1989 und 1990 bis 1993 zu einem Niveau von 10% statistisch signifikant von Null ab. Insbesondere bestatigen die fiir diese beiden Teilperioden ermittelten Schatzwerte ftir yi die entsprechenden Resultate in Tabelle A.4. Die annahemde LFbereinstimmung der Ergebnisse beider Tabellen weist auf vorliegende Querschnittseffekte der Dividendenrendite bei Aktien des Frankfurter amtlichen Handels im Zeitraum 1978 bis 1993 bin. Zudem stehen diese Resultate im Einklang mit den Untersuchungshypothesen 1 und 2. Demgegentiber konnen keine eindeutigen Schlussfolgerungen iiber die Renditeeffekte der Dividendenrendite in den Teilperioden des Zeitraums 1994 bis 2002 gezogen werden, da aus den geringen Stichprobenumfangen Effizienzverluste bei den Schatzungen resultieren. 5.4.2.3 Sensitivitatsanalyse In diesem Abschnitt soil beispielhaft fur den Zeitraum 1968 bis 1993 sowohl die Robustheit der ermittelten Dividendeneffekte als auch die Untersuchungshypothese 7 auf Basis eines anderen Schatzverfahrens gepriift werden. Insbesondere fiir diese Zeitperiode zeigen die bisherigen Analysen starke Dividendeneffekte und einen Einfluss der Korperschaftsteuerreform von 1977 auf. Ein zusatzlicher Grund fiir die Wahl dieses Untersuchungszeitraums ist die Verfiigbarkeit von Daten mit ausreichender Qualitat. Im Rahmen der folgenden Untersuchung wird die Risikobereinigung der Aktienrenditen nicht auf Basis des Standard-CAPMs, sondem auf Basis des Dreifaktorenmodells von Fama/ French (1993) vorgenommen. Hierfiir wird in Anlehnung an Naranjo/Nimalendran/Ryngaert (1998) unterstellt, dass das nachstehende Multifaktorenmodell den renditegenerierenden Prozess von Aktien abbildet: r., =E{rj,) + j3,j [MRP, -E{MRP,)h j3,j[SMB, -E{SMB,)] +/3,j[HML,-EiHML,)]+£j, (5.35) wobei

MRP, = r,nt - f/t,

mit:

SMBt : Renditedifferenz zwischen Aktien mit niedriger und mit hoher Marktkapitalisierung HML, : Renditedifferenz zwischen Aktien mit hohen und mit niedrigen Buchwert-Marktwert-Verhaltnissen.

Die Parameter j3ij, ^j, ^j geben dabei die Sensitivitat der Aktie j beziiglich des jeweiligen Risikofaktors an.

5 Empirische Untersuchung

185

Die erwartete Rendite der Aktiej bestimmt sich nach: ^(r,)=^0+^iy^,;+^A;+^A.+^4^,M

(5-36)

wobei die Parameter /i,, A2, A3 als Risikopramien fur die entsprechenden Risikofaktoren interpretiert werden. Demnach kompensiert beispielsweise Ai die Anleger fur das systematische Risiko von Aktiey. Den Renditeeinfluss der Dividendenrendite von Aktiej gibt der Parameter A4 an. Der Parameter AQ entspricht dem risikolosem Zinssatz. Aus der Verkniipfung von Gleichung (5.35) mit Gleichung (5.36) resultiert:

wobei

A\ = i , - E(MRP,), A\ = A2- E(SMB,l A\ = A-, - E{HML).

Unter der Annahme, dass die geschatzten Werte fUr die Risikopramien Ax, Ai und A^ im Durchschnitt identisch zu den Mittelwerten ihrer entsprechenden Risikofaktoren MRP,, SMB, und HML, sind, folgt A\ = A\ = /l*3 = 0 und somit: r^, =/io + A, ^ ^ ^ + A , ^ ^ 5 , + P^^^ML^ + ^ S., + 8^,.

(5.38)

Die Koeffizienten der Gleichungen (5.37) und (5.38) konnen mit Hilfe des von Zellner (1962) entwickelten SUR-Verfahrens ermittelt werden.^ Der Vorteil dieses Verfahrens ist die Einbeziehung der Varianzen und kontemporaren Kovarianzen der Residuen in die Schatzprozedur. Da diese jedoch vorab zu schatzen sind, konnen bei vorliegenden niedrigen kontemporaren Korrelationen die Effizienzverluste, die durch die Schatzung der Varianzen entstehen, die Effizienzvorteile aufwiegen, die ihre Einbeziehung in die Koeffizientenschatzung bewirkt. Deshalb konnte der OLS-Schatzer bei kleinen Stichprobenumfangen vorteilhafter als der SURSchatzer sein.^^ Weiterhin vermeidet das SUR-Verfahren die „Fehler-in-den-Variablen"-Problematik, indem es die Sensitivitaten bezUglich der einzelnen Risikofaktoren Pxj, ^p /%; simultan mit der renditebeeinflussenden Wirkung der Dividendenrendite A^ ermittelt.

Die Berechnung des 5M5-Portefeuilles und des //ML-Portefeuilles in Anlehnung an Fama/French (1993) sowie die zugrunde liegenden Daten werden ausfuhrlich in Ziegler/Ebert/Schroder/Schulz/Stehle (2003), S. 511 beschrieben. Vgl. Judge/Hill/Griffiths/Lutkepohl/Lee (1988), S. 452.

186

5 Empirische Untersuchung

Die durchgefuhrten SUR-Schatzungen basieren nicht wie die bisherigen Untersuchungen auf Einzelwerten, sondem auf Portefeuilles, die nach der Hohe der erwarteten jahrlichen Dividendenrendite gebildet wurden. Bin Vorteil der Verwendung von Portefeuilles besteht darin, dass sich ihre Renditen im Gegensatz zu einzelnen Aktienrenditen im Zeitablauf als stabiler erweisen und zumeist die unterstellte multivariate Normalverteilung besitzen. Im Rahmen der Portefeuillebildung werden die dividendenzahlenden Stichprobenaktien am Ende jedes Jahres nach der Hohe ihrer jahrlichen Dividendenrendite sortiert und in neun Portefeuilles gleicher Anzahl eingeteilt. Dem zehnten Portefeuille werden alle Aktien mit einer erwarteten Dividendenrendite von Null zugeordnet, um das Renditeverhalten dieser Aktien getrennt abbilden zu konnen. Die Zusammensetzung der einzelnen Portefeuilles bleibt wahrend des darauf folgenden Kalenderjahres konstant, sofem die einbezogenen Aktien nicht aus dem Handel ausscheiden.^^ Die monatlichen Renditen und die erwarteten Dividendenrenditen der zehn Portefeuilles berechnen sich jeweils aus dem gleichgewichteten Durchschnitt der aktienindividuellen Werte. Tabelle 5.7 enthalt die Schatzwerte fur die Konstante AQ und fur A4 aus den Gleichungen (5.37) und (5.38).^^ Da die Gleichung (5.37) eine nichtlineare Funktion der zu schatzenden Parameter ist, muss ein iteratives nichtlineares SUR-Verfahren angewendet werden. Dabei erfolgen die Iterationen nach der Gauss-Newton-Methode. Die auf Basis der Gleichung (5.38) fur die Zeitraume 1969 bis 1977 und 1978 bis 1993 ermittelten Schatzwerte fur /I4 unterscheiden sich nur unwesentlich von den entsprechenden Schatzwerten fur y2 in Tabelle 5.6. Somit kann im Einklang mit der Untersuchungshypothese 7 gefolgert werden, dass mit Hilfe der bekannten Size- und Buchwert-Marktwert-Anomalien die beobachteten Dividendeneffekte nicht erklarbar sind.^^ Als weiteres Indiz flir eine steuerbasierte Erklarung des Renditeeinflusses der Dividendenrendite kann die Steigerung des Schatzwerts fur /I4 von -0,0043 in der Teilperiode 1969 bis 1977 auf 0,0563 in der Teilperiode 1978 bis 1993 gewertet werden. Die Erhohung des geschatzten Parameterwerts fUr A4 beim Ubergang der

Aus Vereinfachungsgriinden werden Aktien, die im laufenden Kalenderjahr neu im Frankfurter amtlichen Handel notieren, dem zehnten Portefeuille zugeordnet. Auf die Angabe der simultan mit den Parameterwerten fiir AQ und /I4 geschatzten portefeuillespezifischen Sensitivitaten hinsichtlich der Marktrisikopramie, der Arbitrageportefeuilles SMB und HML wird verzichtet, da der Fokus der vorliegenden Arbeit auf den Erklarungsgehalt der Dividendenrendite gerichtet ist. Diese Schlussfolgerung wird durch SUR-Schatzungen einer Regressionsgleichung, die im Gegensatz zur Gleichung (5.38) nur die Marktrisikopramie und die Dividendenrendite der p Portefeuilles einbezieht, bekraftigt. Die diesbezUglichen Schatzwerte fUr A4 sind 0,009 (t-Wert: 0,239) fur 1969 bis 1977, 0,0554 (tWert: 2,319) fur 1978 bis 1993 und 0,035 (t-Wert: 1,608) fur 1969 bis 1993.

5 Empirische Untersuchung

187

zweiten Teilperiode fallt bei Zugrundelegung des Regressionsmodells (5.37) noch starker aus. Insgesamt werden bei Aufhebung der Restriktionen A*i = A*2 = A\ = 0 starkere (absolute) Dividendeneffekte fur alle betrachteten Zeitperioden geschatzt,^^ wobei fur A4 in der Teilperiode 1969 bis 1977 ein negativer und statistisch signifikanter Schatzwert in Hohe von 0,3662 ermittelt wird. Somit hatte eine Erhohung der Dividendenrendite um einen Prozentpunkt

in den Jahren

vor dem Korperschaftsteueranrechnungsverfahren

im

Durchschnitt zu einer Senkung der jahrlichen Aktienrendite um 4,4 Frozentpunkten gefiihrt. Die Ursache fiir eine derartige Renditewirkung kann nicht in der steuerlichen Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen liegen. Zudem rufen die Schatzergebnisse fiir Gleichung (5.37) Zweifel an der empirischen Giiltigkeit der Annahme hervor, dass die Risikopramien Au A2 und A3 im Mittel den durchschnittlichen Renditen ihrer Risikofaktoren entsprechen.

^^ Vgl. auch Naranjo/Nimalendran/Ryngaert (1998), S. 2044-2045.

188

5 Empirische Untersuchung

Tabelle 5.7: Mit Hilfe der (nichtlinearen) Seemingly-Unrelated-Regressions-Methode geschatzte Koeffizienten bei Verwendung des Dreifaktorenmodells zur Risikobereinigung im Zeitraum 1969 bis 1993 Den Schatzungen liegen die monatlichen Renditen von zehn gleichgewichteten Portefeuilles zugrunde, die nach der Hohe der erwarteten jahrlichen Dividendenrendite zu Beginn des jeweiligen Jahres gebildet wurden. Dabei enthalt ein Portefeuille alle Aktien, die eine erwartete Dividendenrendite von Null besitzen. Die im Panel A angegebenen Schatzwerte wurden mit Hilfe des SUR-Verfahrens auf Basis des folgenden Modells ermittelt: rj, = Ao+j3ij{r^t-rft)+^jSMBi+j32jHMLi+A4Sj,+ €ji (Modell 1), wobei r,, die Rendite des Portefeuilles y, r„, die Rendite der Stehle-Hartmond-Reihe bzw. des (steuerbereinigten) CDAXs und rj, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. SMBi bezeichnet die Rendite des Arbitrageportefeuilles hinsichtlich der Marktkapitalisierung und HMLt die Rendite des Arbitrageportefeuilles hinsichdich des Buchwert-Marktwert-Verhaltnisses im Monat t. Sj, ist die erwartete jahrliche Dividendenrendite des Portefeuilles y, die in jedem Monat t eines Kalenderjahres in gleicher Hohe in die Regressionen einbezogen wird. Die im Panel B angegebenen Schatzwerte wurden mit Hilfe eines iterativen nichdinaren SUR-Verfahrens auf Basis des folgenden Modells ermittelt: r,, = ^ + Pxj(r„„-rft + A*i) + J32j (SMB, + i*2) + A/ (HMLt + /l*3) + A4 Sj, + £j„ (Modell 2). A\ misst fiir jeden Risikofaktor k die Differenz zwischen der Risikopramie und dem Erwartungswert des Risikofaktors (A^ - E(Ffc)). Als Iterationsalgorithmus wurde die Gauss-Newton-Methode verwendet. In Klammern stehen die t-Werte. *, **, *" kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.

Zeitperiode

^0

K

A\

^;

^.

Panel A: Modell 1 1969-1977

0,5740*" (4,095)

-0,0043 (-0,131)

1978-1993

0,4031"* (3,593)

0,0563" (2,476)

1969-1993

0,4707*** (5,159)

0,0364* (1,820)

1969-1977

2,7844" (2,273)

1,2265 (1,308)

-3,6205*** (-3,356)

1,0028** (2,001)

-0,3662*** (-3,529)

1978-1993

-0,4672 (-0,500)

0,5444 (0,588)

0,4893 (0,611)

-0,1067 (-0,255)

0,0921** (2,020)

1969-1993

-1,9614 (-1,381)

2,6337* (1,707)

-0,1930 (-0,288)

-0,2307 (-0,555)

0,0720

Panel B: Modell 2

(1,511)

5.4.2.4 Steuerklientel-Effekte Elton/Gruber (1970) folgem anhand ihrer empirischen Resultate, dass Aktien mit hohen Dividendenrenditen vorwiegend von Anlegem mit niedrigen Grenzsteuersatzen fiir Dividendeneinkiinfte gehalten werden, wahrend sich Aktien mit niedrigen Dividendenrenditen vorwiegend im Besitz von Anlegem mit hohen Grenzsteuersatzen befinden. Zu dem gleichen Ergebnis im Rahmen des Steuer-CAPMs gelangen Litzenberger/Ramaswamy (1980), indem sie die Annahme unbeschrankter Leerverkaufsmoglichkeiten aufheben. Die Beschrankung von Leerverkaufen, die innerhalb des Untersuchungszeitraums zumindest auch fiir deutsche Privatanleger gegeben war, fiihrt zu einem Gleichgewicht, bei dem die Anleger entsprechend ihrer indi-

5 Empirische Untersuchung

189

viduellen Steuersituation ausschlieBlich in Aktien mit bestimmten Dividendenrenditen in94

vestieren. Anleger mit hohen Grenzsteuersatzen mussen im Vergleich zu Anlegem mit niedrigen Grenzsteuersatzen eine hohere Vorsteuerrendite fordem, um die gleiche Nachsteuerrendite zu erzielen. Demnach sollte der Renditeeffekt der Dividendenrendite bei Aktien mit niedrigem Dividende-Kurs-Verhaltnis starker als bei Aktien mit hohem Dividende-Kurs-Verhaltnis sein. Da in diesem Fall die Aktienrendite nicht langer linear von der Dividendenrendite abhangt, wird fiir die empirische Uberpriifung der Untersuchungshypothese 6 der Koeffizient yit in Gleichung (5.1) durch die Funktion y2t = mo - mi Sj, (mit mo, mi > 0) ersetzt.^^ Aus dieser Unterstellung resultiert das folgende Regressionsmodell:

n^-^f<=rot+ru A,+r2v fe -^/J+rs,^;, (^,, -r^J+^,,, wobei

y2't = fno und

(5.39)

}^3r = -mi.

Entsprechend der Untersuchungshypothese 6 sollte die Durchschnittswerte der monatlich geschatzten Koeffizienten y2' positive Werte und y^ negative Werte besitzen. Die gewichteten Mittelwerte der monatlich mit Hilfe der Fama/MacBeth-Methode ermittelten Schatzwerte fiir den gesamten Untersuchungszeitraum und fiir die vier Teilperioden^^ zeigt Tabelle 5.8. Mit Ausnahme von Teilperiode 1968 bis 1977 weisen die geschatzten Werte fiir yx und y^ die mit der Steuerklientelhypothese in Einklang stehenden Vorzeichen auf. Die Schatzergebnisse fiir die Teilperiode 1978 bis 1993 implizieren, dass Aktien mit einer Bruttodividendenrendite von 5 % von Anlegem mit einem marginalen Steuersatz von ungefahr 47 % gehalten werden. Dagegen betragt der implizite marginale Steuersatz der Anleger von Aktien

Auf der Basis derartiger Investitionsentscheidungen der Anleger leiten Litzenberger/Ramaswamy (1980) fur die unterstellten funf Aktiengruppen separate Gleichgewichtsmodeile her, wobei sich in der renditebeeinflussenden Wirkung der Dividendenrendite die steuerlichen Rahmenbedingungen der jeweiligen Anlegergruppe widerspiegeln. Vgl. zu kritischen Anmerkungen Hess (1980) und Kalay/Michaely (2000). Vgl. auch Litzenberger/Ramaswamy (1979) und Capitelli (1989). Konig (1990), S. 172-173, untersucht die Steuerklientel-Hypothese in Anlehnung an Litzenberger/Ramaswamy (1980) mit Hilfe von Dummy-Variablen fiir vier Dividendenrenditeklassen. Er findet keine Hinweise auf ihre GUltigkeit. Der gesamte Untersuchungszeitraum wurde in vier und nicht in sechs Teilperioden eingeteilt, da sich zum einen die bisher in diesen Teilperioden aufgezeigten Dividendeneffekte deutlich voneinander unterscheiden und zum anderen, um eine Vergleichbarkeit zu Tabelle A. 16 zu gewahrleisten.

190

5 Empirische Untersuchung

mit einer Bruttodividendenrendite von einem Prozent ungefahr 52 %. Beide Steuersatze stehen somit im Einklang mit den tatsachlich geltenden steuerlichen Rahmenbedingungen.

Tabelle 5.8: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur Uberpriifung von Steuerklientel-Effekten im Zeitraum 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fiir jeden Monat t: rp-r/, = yo, + YKPJI + Yrti^ii-^ft) + Yn4'f4'-'/') + ^y" wobei r,, die Rendite der Aktie j und r^, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. 4 ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahlten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats t-\. Die Betafaktoren pj, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). In Klammern stehen die t-Werte. *, ",'" kennzeichnet Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.

Zeitperiode

ro

Y\

Yi'

rs

0,2528" (2,495)

-0,6557"' (-6,515)

0,1963' (1,851)

0,0027 (0,128)

1968-1977

Anzahl der Monate / 82

1978-1993

124

0,4944*" (5,522)

-0,2915'" (-3,099)

0,5372"' (7,918)

-0,0134" (-2,017)

1994-2001

63

0,3387"' (3,927)

0,0175 (0,141)

0,5179'" (7,250)

-0,0163'" (-3,536)

2002

7

0,3778 (1,541)

-7,3187'" (-12,593)

0,4859' (2,294)

-0,0131 (-1,133)

276

0,370r"

-0,4227'"

0,4700"*

-0,0146'"

(7,149)

(-7,069)

(10,763)

(-4,123)

1968-2002

5.4.3 Uberpriifung des Dividendenabschlags Nachdem im vorangegangenen Abschnitt die bestehenden Zusammenhange zwischen den Durchschnittsrenditen und den Dividendenrenditen der im Frankfurter amtlichen Handel notierten Aktien im Zeitraum von 1968 bis 2002 fiir unterschiedliche Anlagehorizonte gezeigt wurden, stellen die nachfolgenden Abschnitte die Untersuchungsergebnisse bezuglich des Einflusses der Dividende auf die Preisbildung am Ausschuttungstag vor.^^

Vgl. ausfuhrlich Abschnitt 3.2.1. Alle Ergebnistabellen dieses Untersuchungsteils befmden sich im Anhang.

5 Empirische Untersuchung

191

5.4.3.1 Resultate unterschiedlicher Schatzmethoden Tabelle A.8 im Anhang zeigt die durchschnittlichen Verhaltnisse der Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag zum ausgeschutteten Dividendenbetrag pro Aktie nach Gleichung (5.15) fur jedes Jahr des Untersuchungszeitraums und fur die entsprechend den geltenden steuerlichen Rahmenbedingungen gebildeten Teilperioden. Dabei vergleichen die in der zweiten Spalte angegebenen Pramien die Hohe des Kursrlickgangs am Extag jeweils mit der gezahlten Bardividende der Aktie. In den Spalten drei und vier der Tabelle wird dagegen die Kursbewegung ins Verhaltnis zur Bruttodividende, d.h. zur Bardividende plus erhaltener Korperschaftsteuergutschrift, gesetzt. Wahrend die direkt aus den Pramien der zweiten Spalte resultierenden impliziten Grenzsteuersatze z.B. als Schatzwerte ftir die marginale Steuerbelastung von Dividenden bei auslandischen Grenzanlegem interpretiert werden konnen, die nicht am Anrechnungsverfahren teilnahmen, entsprechen die anderen beiden Spalten z.B. der Perspektive deutscher Privatanleger. Zusatzlich wurden die Schlusskurse der Aktien an den Extagen nach Gleichung (5.12) mit Hilfe der Renditen des DAFOX um die erzielte Marktrendite bei der Pramienschatzung in der vierten Spalte von Tabelle A.8 bereinigt.^^ Obwohl die Bereinigung der Extagskurse mitunter in einzelnen Jahren, z.B. in den Jahren 1973, 1985 und 1987, zu einer wesentlichen Veranderung der geschatzten Pramie fiihrt, hat sie nur geringe Auswirkungen auf die berechneten Mittelwerte der einzelnen Teilperiode. Die durchschnittlichen Pramien der einzelne Jahre weichen unabhangig von der angewendeten Schatzmethode erheblich voneinander ab. Allerdings sind alle jahrlichen aktienindividuellen Quotienten zwischen der Kursbewegung am Extag und der gezahlten Bruttodividende nach dem parametrischen t-Test und dem nichtparametrischen Vorzeichentest zu einem Niveau von 5 % statistisch signifikant von Eins verschieden. Ebenso wie die im ersten Untersuchungsteil geschatzten Dividendenrenditekoeffizienten Y2 weisen die durchschnittlichen bereinigten Pramien auf Basis von Bruttodividenden ftir die Teilperioden 1968 bis 1977 und 1978 bis 1989 deutlich unterschiedliche Werte in Hohe von 0,789 und von 0,527 auf. Ahnliche Resultate erhalt Bay (1990).^°^ Dagegen unterscheiden sich die angegebene Mittelwerte der auf Bardividenden basierenden Kursdifferenzen zwischen Cum- und Extag fUr die ge-

Die Bereinigung der Extagskurse um die allgemeine Marktentwicklung hat eine Reduzierung des Stichprobenumfangs von 7538 auf 7463 Dividendenzahlungen zur Folge. Die Hauptursache hierfur besteht darin, dass fur die nur regionalen Feiertage Fronleichnam und Maria Himmelfahrt keine Indexstande ftir den DAFOX vorliegen, wahrend bei einzelnen Aktien die Kurse von anderen Borse die fehlenden Kurse der Frankfurter Borse fur den Cum- bzw. Extag ersetzen. Vgl. Tabelle 4.3 oder Bay (1990), S. 153, Tabelle 6.

192

5 Empirische Untersuchung

nannten Teilperioden kaum voneinander. Allerdings scheinen die aktienindividuellen Pramien auf Basis von Bardividenden zumindest in einer Teilperiode stark zu streuen, denn der nichtparametrische Wilcoxon-Rangsummentest deutet auf statistisch signifikante Unterschiede in den Medianen beider Teilperioden hin. Da der Median der berechneten Pramien fur die Teilperiode 1978 bis 1989 0,933 betragt, liegen insbesondere in dieser Teilperiode AusreiBer nach unten, also zur Null gerichtet, vor. Der Median fiir die Teilperiode 1968 vor 1977 betragt 0,850.^^^ Bei der Interpretation der sehr geringen Anderung der durchschnittlich geschatzten Pramien auf Basis von Bardividenden bei EinfUhrung des Anrechnungsverfahrens muss jedoch beriicksichtigt werden, dass sich der aus dem Pramienwert berechenbare implizite Grenzsteuersatz des Grenzanlegers verandert hat. Im Einklang mit der Steuerhypothese und den Resultaten auf Basis der Bruttodividenden hat sich dieser von 20 % fiir die Teilperiode 1968 bis 1977 auf 49 % nach Gleichung (4.10) fur die Teilperiode 1978 bis 1989 erhoht. Die vorgenommene Gleichgewichtung der aktienindividuellen Pramien bei der Mittelwertberechnung in Tabelle A.8 ist Equivalent zu einer OLS-Schatzung. Sie bewirkt als Folge der Heteroskedastie der Residuen, dass die Resultate wesentlich starker von Aktien mit niedrigen Dividenden beeinflusst werden.'^^ Zur Beseitigung dieser Problematik bietet sich eine GLSSchatzung der Pramien nach Gleichung (5.18) an. Weiterhin konnen Verzerrungen der Schatzergebnisse auftreten, wenn mehrere Aktien an einem Tag Dividenden zahlen, da bei den betreffenden aktienindividuellen Pramien nicht mehr von der den Teststatistiken zugrunde liegenden Annahme der Unabhangigkeit der Ereignisse ausgegangen werden kann.^^^ Deshalb erfolgt eine Zusammenfassung der am selben Tag ausschtittenden Aktien zu einem Portefeuille, wobei der Cum- und Exkurs sowie der gezahlte Dividendenbetrag des Portefeuilles jeweils dem gleichgewichteten Durchschnitt der individuellen Werte entspricht.^^"^ Abbildung 5.5 gibt die Anzahl der gebildeten Portefeuille im Vergleich zu den einbezogenen Einzelwerten innerhalb der sechs Teilperioden des Untersuchungszeitraums an. Wie Tabelle A.9 zeigt, bewirkt die Einbeziehung von Portefeuilles anstelle von einzelnen Aktien durchschnittlich keine erheblichen Anderungen in den geschatzten Pramienwerten und in

'°' Mediane sind nicht in den Tabellen enthalten. '°^ SieheAbschnitt 4.2.1. '°^ Vgl. u.a. Wulff (2001), S. 127. '°^ Vgi. auch Bay (1990), S. 108.

193

5 Empirische Untersuchung

den ermittelten t-Werten. Die durchschnittlichen Pramien der einzelnen Teilperioden stehen im Einklang mit der Untersuchungshypothese 3. Zudem stimmen die aus den Pramienwerten berechenbaren impliziten Grenzsteuersatze des Grenzanlegers vorwiegend mit den Schatzergebnissen von Tabelle A.4 uberein. Der bei Zugrundelegung von Einzelwerten (von Portefeuilles) geschatzte implizite Grenzsteuersatz des Grenzanlegers betragt 19 % (18,2 %) fiir die Teilperiode 1968 bis 1977 und 40,9 % (38,4 %) fur die Teilperiode 1978 bis 1989. Fur den Zeitraum 1994 bis 2001 scheinen die Aktienkurse an Ausschuttungstagen durch Anleger mit einem marginalen Steuersatz von ca. 26 % (ca. 27 %) determiniert zu werden. Allerdings liegen die fiir die einzelnen Teilperioden ermittelten impliziten Grenzsteuersatze erheblich unter den relevanten Indifferenzsteuersatzen. Der auf Basis eines Regressionsmodells, welches fiir jede Teilperiode eine Dummy-Variable beinhaltet, durchgefiihrte F-Test zeigt statistisch signifikante Unterschiede bei den LFbergangen der Teilperioden im Zeitraum von 1978 bis 1998 auf, wobei der Ubergang von Teilperiode 1978 bis 1989 zu Teilperiode 1990 bis 1993 nur bei der Einbeziehung von Einzelwerten statistische Relevanz besitzt.

Abbildung 5.5: Einbezogene Anzahl an Einzelwerten und Portefeuilles fur die einzelnen Teilperioden 2500 ^ 2000 _ SI aN

1500 -

<

1000 500 -1

0DEinzelwerte H Portefeuilles

1

1

H

^H 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001

1

^H 2002

1679

2249

1043

1360

945

262

838

984

383

503

318

97

Teilperioden

194

5 Empirische Untersuchung

Anhand der Tabelle A. 10 ist erkennbar, dass die Schatzwerte ftir das durchschnittliche Verhaltnis zwischen Dividendenabschlag und Ausschiittungsbetrag mit Ausnahme von Teilperiode 1999 bis 2001^^^ nicht wesentlich von den Effekten unregelmaBig gehandelter Aktien beeinflusst wird. Die in dieser Tabelle angegebenen Pramien beruhen ausschlieBlich auf Aktien, deren Schlusskurse am Extag durch Handel zustande gekommen sind.^^^ Verzerrungen konnten bei einer undifferenzierten Einbeziehung aller verfugbaren Extagskurse dadurch entstehen, dass gestellte Kurse (insbesondere Taxkurse) in der Regel auf die Differenz zwischen dem Kurs am Cumtag und dem Bardividendenbetrag gesetzt werden. Diese „mechanischen" Kursanpassungen an Ausschiittungstagen sollte den Durchschnittswert der aktienindividuellen Pramie nach oben verzerren, also in Richtung des Werts eins. Die auf Basis von Handelskursen ermittelten jahrlichen Pramien ftir die Teilperiode 1999 bis 2001 sind jedoch hoher als die entsprechenden Schatzwerte in Tabelle A.9 Zudem unterscheiden sie sich nun statistisch signifikant von denen der vorangegangenen Teilperiode. Die in Tabelle A. 11 angegebenen geschatzten tJberrenditen am Ausschtittungstag nach Gleichung (5.21) bekraftigen ebenfalls die bisherigen Erkenntnisse. Innerhalb des gesamten Untersuchungszeitraums erzielten Aktien am Extag ihrer Dividende mit Einbeziehung der Korperschaftsteuergutschrift im Durchschnitt eine um 1,36 Prozentpunkte hohere Rendite als die nicht dividendenzahlenden Aktien. Die beim Ubergang der Teilperiode 1968 bis 1977 zur Teilperiode 1978 bis 1989 beobachtbare entgegengesetzte Veranderung der geschatzten Uberrenditen auf Basis von Bardividenden gegeniiber der Zugrundelegung von Bruttodividenden steht im Einklang mit der entsprechenden Prognose von Tabelle 5.1.^°^ Weiterhin ahneln die geschatzten Uberrenditen auf Basis von Bruttodividenden in Hohe von 0,68 % und von 1,87 % den von Bay (1990) ermittelten Renditen von 0,63 % fur die Zeitperiode 1966 bis 1977 und von 2 % fur die Zeitperiode 1978 bis 1988.^^^ Die geschatzten Uberrenditen ohne Berticksichtigung der Korperschaftsteuergutschrift ftir die Teilperioden 1978 bis 1989, 1990

Generell nachteilig fiir die aktienindividuelle Gegeniiberstellung der Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag und des Ausschiittungsbetrags in der Teilperiode ist, dass die erforderliche Umrechnung der in DM gezahlten Dividenden in Euro zu einem Betrag fUhren kann, der nicht bis zu einem Cent genau ist. Vgl. die allgemeinen Ausfuhrungen zu Marktmikrostruktureffekten in Abschnitt 4.2.3. Interessanterweise sind die fiir die Jahre 1999 bis 2002 verfugbaren Schlusskurse haufig keine Handelskurse. Deshalb reduzierte sich aufgrund der genannten Bedingung der Stichprobenumfang fiir diese Zeitperiode erheblich. Vgl. hierfur Tabelle A. 16. Da die Einteilung der Kurse in Handels- und Nichthandelskurse einheitlich iiber den gesamten Untersuchungszeitraum anhand der Kurszusatze durchgefiihrt wurde, fallen auch Aktien aus der Stichprobe heraus, bei denen im Laufe des Extags Transaktionen stattfanden. Vgl. auch die Ausfuhrungen beziiglich des Vergleichs der Resultate von Bay (1990) und Neuffer (1999) in Abschnitt 4.2.1. Bay (1990) bezieht keine Aktien von Versicherungsunternehmen ein.

5 Empirische Untersuchung

195

bis 1993, 1994 bis 1998 weichen teilweise deutlich von den empirischen Resultaten ftir die Untemehmen des DAXIOO von Neuffer (1999) ab.^^^ Jedoch ist in den Abweichungen kein Muster zu erkennen, das auf Unterschiede in der Preisbildung am Extag der Dividende zwischen DAXIOO-Untemehmen und kleineren unbekannteren Untemehmen schlieBen lassen wUrde. Bevor sich der nachfolgende Abschnitt detaillierter mit dem Dividendenabschlag deutscher Aktien beschaftigt, kann zusammenfassend festgestellt werden, dass die in diesem Anschnitt dargestellten Ergebnisse prinzipiell die im ersten Untersuchungsteil aufgezeigten Beziehungen zwischen Aktien- und Dividendenrenditen bekraftigen. Die bisherigen empirischen Ergebnisse stehen im Einklang mit der Steuerhypothese im Allgemeinen und mit der Untersuchungshypothese 3 im Speziellen. Dies weist darauf hin, dass die im ersten Untersuchungsteil (Abschnitt 5.4.2) beobachtete renditebeeinflussende Wirkung der Dividendenrendite auf die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen zuruckgefuhrt wirden kann. Zudem sind die aus den geschatzten Koeffizienten der Dividendenrendite resultierenden impliziten Grenzsteuersatze der Anleger in den einzelnen Teilperioden annahemd gleich mit den impliziten Grenzsteuersatzen der Grenzanleger, die sich aus der Pramie ableiten. Hinsichtlich der empirischen Relevanz der Untersuchungshypothese 5 konnen die miteinander im Einklang stehenden geschatzten impliziten Grenzsteuersatze der beiden Untersuchungsteile als Indiz gedeutet werden, dass der Effekt der Dividendenrendite auf die durchschnittliche Aktienrendite iiberwiegend am Extag hervorgerufen wird. Die in den Tabellen A.8 bis A. 10 angegebene Entwicklung der geschatzten Pramienwerte iiber die Teilperioden des Untersuchungszeitraums steht im Widerspruch zu den theoretischen Implikationen der Transaktionshypothese.^^^ Mit dem Inkrafttreten der Korperschaftsteuerreform von 1977 stieg die Vorteilhaftigkeit des so genannten Dividendenstrippings, da auslandische Anleger nicht zur Anrechnung von bereits gezahlter Korperschaftsteuer berechtigt waren.''^ Weiterhin stieg nach der Korperschaftsteuerreform von 1977, wie die Tabelle A.3 zeigt, die durchschnittliche Bruttodividendenrendite. Dies fuhrt ebenfalls zur Erhohung der Gewinnmoglichkeiten bei der Durchfuhrung einer kurzfristigen Handelsstrategie. Entspre-

Siehe hierfur und fUr die Resultate anderer Untersuchungen des deutschen Kapitalmarkts Tabelle 4.3. '•^ Vgl. Abschnitt 3.2.4. ' " Vgl. u.a. Stremplat (1999), Seller (2000) und Lishaut (2000).

196

5 Empirische Untersuchung

chend der Transaktionshypothese sollte demnach der um den Extag stattfindende, steuermotivierte Handel eine Angleichung der Kursdifferenz an den gezahlten Dividendenbetrag bewirken. Die Pramie sollte sich dem Wert eins nahem. Im Gegensatz dazu fallt die Pramie beim Ubergang von der Teilperiode 1968 bis 1977 zur Teilperiode 1978 bis 1989 erheblich. Ebenso hat die am 1. Januar 1994 in Kraft getretene Einfiihrung des § 50c Abs. 10 EStG a.F. im Rahmen des Standortsicherungsgesetzes von 1993/^^ welcher die Attraktivitat der Durchfiihrung von Stripping-Geschaften bei borsennotierten Aktien bedeutend senkte, nicht die erwartete Reduzierung der Pramie zur Folge. Bay (1990) fUhrt an, dass Pramienwerte von mindestens 0,8 bei durchschnittlichen Dividendenrenditen im Einklang mit der Transaktionshypothese stehen.^^^ Da sich im Allgemeinen die Transaktionskosten in den neunziger Jahren des letzten Jahrhunderts fur alle Anleger reduziert haben, impliziert die Transaktionshypothese fur diesen Zeitraum noch hohere Pramienwerte. Steuerlich bedingte Bewertungsunterschiede am Extag der Dividende stellen insbesondere fiir Akteure mit den niedrigsten Transaktionskosten (z.B. Borsenmitgliedem und Banken) einen Handlungsanreiz dar.*^"^ Bei Transaktionen von Banken auf eigene Rechnung fallt in der Regel pro Auftrag nur die Courtage an, die im Untersuchungszeitraum von 0,08 % auf 0,06 % des Kurswerts gesenkt wurde. Nach Gleichung (3.22) sollten sich demnach bei einer unterstellten Dividendenrendite von 3,5 % Pramienwerte zwischen 0,954^^^ und 0,966 ergeben. Die geschatzten Werte fiir die Pramien sind fiir alle Teilperioden ab 1978 teilweise deutlich niedriger als die prognostizierten Werte. Auch liegen nach Tabelle A. 16 die durchschnittlichen Pramien fiir die Aktien mit hohen Dividendenrenditen (Dividendenklasse 9 und 10) tendenziell unter 0,8. Dagegen iibersteigen die ermittelten durchschnittlichen Pramien fiir die Teilperiode 1968 bis 1977 den erwarteten Wert 0,8.

"^ § 50c EStG a.F. wurde bei Einfiihrung des Halbeinkiinfteverfahrens gestrichen. •'^ Vgl. Bay (1990), S. 57 und 106. Dabei unterstellt er einen Transaktionskostensatz rvon ca. 0,35 %. ''"* Hockmann (1978), S. 1996, weist darauf hin, dass die Transaktionskosten von ca. 2,7 % des Kurswerts bei Privatanlegern in den siebziger Jahren zu hoch sind, um von der Umsetzung einer Handelsstrategie zu profitieren. Bay (1990), S. 120, gibt die gleiche Hohe der gesamten Transaktionskosten fiir die achtziger Jahre an. Aktuell betragen die Transaktionskosten durch den Wegfall der Borsenumsatzsteuer im Jahr 1991 zwischen 0,5 % und 2 %. •'^ Dieser Wert bestimmt sich aus l-[2*0,0008*(l/0,035)].

5 Empirische Untersuchung

197

5.4.3.2 Detaillierte Analyse Tabelle A. 12 weist die durchschnittlichen Pramienwerte fur die einzelnen Kalendermonate der sechs Teilperioden aus. Bei Giiltigkeit der Steuerhypothese sollte fiir jeden Monat einer Teilperiode ein gleichwertiges Verhaltnis der Kursreaktion am Extag zum gezahlten Dividendenbetrag beobachtbar sein. Die auf Basis eines Regressionsmodells, welches fiir jeden Monat eine Dummy-Variable umfasst, durchgefuhrten F-Tests finden fiir alle Teilperioden, ausgenommen die Teilperiode 2002, auf einem Niveau von 10 % statistisch signifikante Unterschiede zwischen den ermittelten Pramien. Diese mitunter stark schwankenden Pramienwerte fur die einzelnen Monate der Teilperioden scheinen folglich nicht im Einklang mit den angenommenen Steuerwirkungen zu stehen. Den Einfluss des Wochentags auf die Schatzwerte des relativen Dividendenabschlags zeigt Tabelle A. 13. Die fiir die Wochentage angegebenen Pramienwerte sind fast alle auf einem Niveau von 5 % statistisch signifikant von Eins verschieden und weichen nicht erheblich voneinander ab. Statistisch signifikante Unterschiede zwischen den Wochentagen treten nach dem F-Test insbesondere bei der Betrachtung des gesamten Untersuchungszeitraums auf. Allerdings bestehen keine Hinweise darauf, dass der so genannte „Montagseffekt" einen Einfluss auf die geschatzten Pramien hat.^^^ Als Montagseffekt wird die Beobachtung bezeichnet, dass Aktien an diesem Wochentag im Durchschnitt niedrigere Renditen erzielen als an den anderen Tagen der Woche.'^^ Ubertragen auf die ermittelten Pramien, mussten diese an Montagen durchschnittHch hohere Werte besitzen als an den anderen Wochentagen. Wie Tabelle A. 14 veranschaulicht, wird die Preisbildung am Extag der Dividende im Allgemeinen nicht wesentlich von der Branche der ausschuttenden Aktie beeinflusst. Eine Ausnahme hiervon bildet die Teilperiode 1978 bis 1989 mit einem durchschnittlichen Quotienten der Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag zum Dividendenbetrag in Hohe von 0,3319 bei Versicherungsuntemehmen. Der implizite Grenzsteuersatz des diesbeziiglichen Grenzanlegers nach dem Modell von Elton/Gruber (1970) betragt somit 66,81 % und iibersteigt den damals geltenden Hochstsatz von 56 % bei deutschen Privatanlegem erheblich. Dagegen liegen die geschatzten impliziten Grenzsteuersatze der Grenzanleger bei den Aktien der anderen beiden Branchen fur jede Teilperiode unter den jeweils relevanten Spitzensteuersatzen.''^ Im Ein-

Vgl. auch Eades/Hess/Kim (1984), S. 24. Vgl. u.a. Gibbons/Hess (1981). Vgl. Tabelle 2.1.

198

5 Empirische Untersuchung

klang mit den Ergebnissen von Bay (1990) werden bei den Banken bis zum Jahr 1998 die hochsten Pramienwerte geschatzt.^^^ Allerdings sind die Abweichungen teilweise zu gering, um Schlussfolgerungen iiber Besonderheiten in den steuerlichen Merkmalen der Grenzanleger Ziehen zu konnen, die in den einzelnen Branchen preisbestimmend sind. Im Gegensatz zu diesen Resultaten zeigen sich erhebliche Unterschiede in den ermittelten Pramien, wenn eine Einteilung nach der Aktiengattung in Stamm- und Vorzugsaktien erfolgt. Vorzugsaktien deutscher Pragung haben insbesondere gegentiber den Stammaktien einen Dividendenvorzug und zusatzlich in der Regel eine Mehrdividende. Sie besitzen grundsatzlich kein Stimmrecht.*^^ Die in Tabelle A. 15 angegebenen durchschnittlichen Dividendenrenditen von Vorzugsaktien sind bis auf die Teilperiode 1999 bis 2001 hoher als die Dividendenrenditen von Stammaktien.^^^ Jedoch sinkt der Kurs am Extag bei Vorzugsaktien in alien Teilperioden um einen deutlich geringeren Dividendenanteil als bei Stammaktien.^^^ Die geschatzten impliziten Grenzsteuersatze des Grenzanlegers bei Vorzugsaktien tibersteigen die relevanten Spitzensteuersatze der Einkommensteuer. Dieses Resultat steht im Widerspruch zu der Steuerklientel-Hypothese, nach der Anleger mit niedrigeren Grenzsteuersatzen vorwiegend Aktien mit hohen Dividendenrenditen, also Vorzugsaktien, besitzen soUten. Der nachste Abschnitt widmet sich intensiver der Fragestellung, ob sich die Preisbildung am Extag der Dividende bei Aktiengruppen mit unterschiedlichen Dividendenrenditen entsprechend der Steuerklientel-Hypothese unterscheidet.

5.4.3.3 Steuerklientel-Effekte Im Rahmen der nachfolgenden Untersuchungen wird die durchschnittliche Abweichung der Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag von dem gezahlten Dividendenbetrag separat fiir einzelne anhand der Dividendenrendite gebildete Aktiengruppen betrachtet. Dieser Vorgehensweise liegt somit vorab keine Annahme iiber die funktionale Beziehung zwischen den Dividendenrenditen und den Pramien bzw. den Renditen von Aktien zugrunde. Die empirischen

''^ Vgl. Bay (1990), S. 110 und S. 160-161, Tabelle 13. ^^^ Vgl. zu den rechtlichen Rahmenbedingungen deutscher Vorzugsaktien Ehrhardt/Daske (2002). '^' Da alle im Frankfurter amtlichen Handel notierten Stammaktien ebenfalls alien im Frankfurter amtlichen Handel notierten Vorzugsaktien gegeniibergestellt werden, beziehen sich samtliche nachfolgenden Aussagen immer auf Stammaktien und Vorzugsaktien als unterschiedliche Aktiengruppen und nicht als Gattungen des gleichen Unternehmens. '^^ Demgegenuber stellen Eades/Hess/Kim (1984), S. 12-13, im Einklang mit der Steuerklientel-Hypothese fiir den US-amerikanischen Kapitalmarkt fest, dass der Kurs bei Vorzugsaktien um einen hdheren Betrag als die gezahlte Dividende fallt.

5 Empirische Untersuchung

199

Ergebnisse stimmen mit den theoretischen Aussagen der Steuerklientel-Hypothese iiberein, wenn die Pramien mit steigenden Dividendenrenditen wachsen. Im Gegensatz dazu wird bei der Ubeq)rufung von Steuerklientel-Effekten in Abschnitt 5.4.2.4 eine steigende konkave Beziehung zwischen durchschnittlichen Aktien- und Dividendenrenditen unterstellt.^^^ Aufgrund dieser unterschiedlichen Untersuchungsansatze sind zwar die Schlussfolgerungen, aber nicht die Resultate direkt miteinander vergleichbar.^^'* Die dividendenzahlenden Aktien werden in jedem Jahr nach der Hohe ihrer (gegenwartigen) Dividendenrendite in zehn relativ gleich groBe Gruppen eingeteilt, wobei die erste Klasse die Aktien mit den niedrigsten und die zehnte Klasse die Aktien mit den hochsten Dividendenrenditen umfasst. Die durchschnittlichen Dividendenrenditen und Pramienwerte dieser zehn Dividendenklassen in den vier Teilperioden des Untersuchungszeitraums^^^ zeigt das Panel A der Tabelle A. 16. In Ubereinstimmung mit den Resultaten von Bay (1990) besteht wahrend der Gtiltigkeit des Anrechnungsverfahrens, Teilperioden 1978 bis 1993 und 1994 bis 2001, ein statistisch hochsignifikanter positiver Zusammenhang zwischen der Dividendenrendite und der geschatzten Pramie. Die Pramienwerte wurden mit Hilfe des OLS-Schatzers in Gleichung (5.15) ermittelt, da der mogHcherweise verzerrende Einfluss der Aktien mit kleinen Dividendenrenditen auf die angegebenen Mittelwerte in den einzelnen Dividendenklassen gering ausfallen sollte. Allerdings gilt dieses nicht fur die erste Dividendenklasse, welche die Aktien mit den niedrigsten Dividendenrenditen umfasst. Wahrend Bay (1990) fiir Aktien mit den niedrigsten Dividendenrenditen relativ hohe Pramienwerte erhalt/^^ weisen diese bei der vorliegenden Untersuchung mit Ausnahme der Zeitperiode 1968 bis 1977 und Jahres 2002 ungewohnlich niedrige Pramienwerte auf.^^^ Obwohl die Testverfahren eine schwachere Beziehung zwischen Pramie und Dividendenrendite fur die Teilperiode 1968 bis 1977 anzeigen, ist der geschatzte implizite Grenzsteuersatz

Die Ergebnisse von Neuffer (1999), S. 63-70, weisen auf eine konkave Funktion der Uberrendite am Extag von der Dividendenrendite hin. '^'^ Die diesem Abschnitt zugrunde liegende Methodik ist an Bay (1990) angelehnt, urn eine Vergleichbarkeit mit seinen Resultaten zu gewahrleisten. Da die Einteilung des Untersuchungszeitraums in sechs oder in vier Teilperioden keinen wesentlichen Einfluss auf die Resultate bezuglich der Existenz von Steuerklientel-Effekten besitzt, wird der Einteilung in vier Teilperioden aus Griinden der Ubersichtlichkeit der Vorzug gegeben. '^^ Vgl. Bay (1990), S. 105, und S. 156, Tabelle 9. Diese Resultate sind insbesondere auf wenige AusreiBer zuriickzufuhren. So steigt z.B. die durchschnittliche Pramie der ersten Dividendenklasse in der Teilperiode 1978-1993 von 0,2234 auf 0,4056, wenn die zwei kleinsten Pramienwerte vernachlassigt werden.

200

5 Empirische Untersuchung

des Grenzanlegers bei den unteren ftinf Dividendenklassen im Einklang mit der Untersuchungshypothese 6 hoher als bei den oberen ftinf. Generell ist jedoch bei der Interpretation der Resultate zu beachten, dass die moglicherweise durch die marginale Steuerbelastung des Grenzanlegers verursachte Abweichung zwischen der Kursdifferenz und dem Dividendenbetrag am Extag bei Aktien mit hohen Dividendenrenditen deutlicher beobachtet werden kann als bei denen mit niedrigen Dividendenrenditen. Hierauf deutet auch die mit steigender Dividendenrendite sinkende Streuung der aktienindividuellen Pramienwerte in alien Teilperioden bin. Der im Vergleich zur Teilperiode 1968 bis 1977 starkere negative Zusammenhang zwischen impliziten Grenzsteuersatzen der Grenzanleger und der Dividendenrendite in den Teilperioden 1978 bis 1993 und 1994 bis 2001 konnte damit begrundet werden, dass die Spannweite der marginalen Steuersatze von dividendennachfragenden Anlegem nach der Korperschaftsteuerreform von 1977 gestiegen ist. Denn nach der Einfuhrung des Anrechnungsverfahren sollten auch Anleger mit hoheren Grenzsteuersatzen dividendenzahlende Aktien nachfragen. Die in Panel B der Tabelle A. 16 enthaltenen durchschnittlichen Pramien fiir ftinf gebildete Dividendenklassen bei ausschlieBlicher Einbeziehung von Handelskursen der ausschuttenden Aktien am Extag bestatigen die Resultate des Panels A. Zudem ist aus beiden Panels erkennbar, dass sich im Zeitverlauf die Spannweite der durchschnittlichen Dividendenrenditen uber die zehn Dividendenklassen erhoht hat. Insgesamt konnen die Resultate der Tabelle A. 16 und der Tabelle 5.8 als Hinweise auf die Existenz von Steuerklienteln wahrend der Gtiltigkeit des Anrechnungsverfahrens im Zeitraum 1978 bis 2002 interpretiert werden. Demgegentiber scheinen keine Steuerklientel-Effekte im Zeitraum vor der Korperschaftsteuerreform von 1977 vorzuliegen. Da keine Aussagen tiber die Relevanz der Steuerklientel-Hypothese wahrend der Gtiltigkeit des Halbeinktinfteverfahrens auf Basis der Resultate ftir das Jahr 2002 getroffen werden konnen, bleibt dieses zuktinftigen Untersuchungen tiberlassen.

201

6

Zusammenfassung

Die vorliegende Arbeit untersucht detailliert die Beziehungen zwischen Renditen und Dividenden deutscher Aktien fur den Zeitraum von 1968 bis 2002. Im Mittelpunkt der Betrachtungen steht dabei, ob die auf Untemehmensebene und auf Anlegerebene zu leistenden Korperschaft- bzw. Einkommensteuem die beobachteten Abhangigkeiten zwischen Aktien- und Dividendenrenditen hervorrufen konnen. Die Beantwortung dieser Fragestellung hat vor allem fur die Portefeuilleentscheidungen von privaten und institutionellen Anlegem sowie fur die Finanzierungsentscheidungen von Untemehmen groBe Bedeutung. Zudem kann sie zur Klarung der bisher in der Finanzierungstheorie noch ungelosten Fragen beitragen, welches Kapitalmarktgleichgewichtsmodell die ReaHtat am besten beschreibt und ob der Marktwert des Eigenkapitals von Untemehmen von ihrer Dividendenpolitik abhangt. Der deutsche Kapitalmarkt ist insbesondere im betrachteten Zeitraum fUr Analysen von steuerlich bedingten Zusammenhangen zwischen Renditen und Dividenden von Aktien besser geeignet als der US-amerikanische Kapitalmarkt: Zum einen war die steuerliche Ungleichbehandlung von Dividenden und Kursgewinnen auf Anlegerebene in Deutschland wesentlich starker ausgepragt als auf dem US-amerikanischen Kapitalmarkt, fiir den bisher die meisten empirischen Untersuchungen vorliegen. Zum anderen unterschieden sich die auf dem deutschen und US-amerikanischen Kapitalmarkt geltenden Steuersysteme voneinander. So wurden auf dem deutschen Kapitalmarkt - im Gegensatz zum US-amerikanischen Kapitalmarkt - einbehaltene und ausgeschtittete Gewinne auf Untemehmensebene bis zum Jahr 2001 unterschiedlich stark besteuert. Weiterhin konnen Einflusse von Andemngen in den steuerlichen Rahmenbedingungen auf die Renditewirkung der Dividendenrendite anhand der im Untersuchungszeitraum durchgefiihrten Steuerreformen analysiert werden. Nach Litzenberger/van Home (1978) hat die Dividendenpolitik einer einzelnen Untemehmung im Rahmen des auf dem deutschen Kapitalmarkt im Zeitraum von 1977 bis 2000 geltenden Vollanrechnungsverfahrens keinen Einfluss auf ihren Marktwert, wenn der marginale Einkommensteuersatz des Grenzanlegers fiir Dividenden gleich dem Korperschaftsteuersatz fiir einbehaltene Gewinne ist. Fine Erhohung bzw. Senkung des Korperschaftsteuersatzes auf einbehaltene Gewinne sollte demnach eine Anderung des marginalen Einkommensteuersatzes des Grenzanlegers bewirken. Von dieser Anpassung sollte ein indirekter Einfluss auf die Beziehungen zwischen Renditen und Dividenden deutscher Aktien ausgehen. Ebenso konnen sich Steuersystemwechsel, z.B. der IJbergang vom klassischen Korperschaftsteuersystem zum Vollanrechnungsverfahren im Jahr 1977 und anschlieBend zum Halbeinkunfteverfahren im

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Jahr 2001, auf die Abhangigkeit der Aktienrendite von der Dividendenzahlung auswirken. Entsprechend dieser Argumentation wird der gesamte Untersuchungszeitraum zur Analyse dieser indirekten Steuereffekte in verschiedene Teilperioden gegliedert. Die durchgefuhrten empirischen Untersuchungen der Zusammenhange zwischen Renditen und Dividenden deutscher Aktien basieren auf zwei unterschiedlichen theoretischen Ansatzen. Den Querschnittsuntersuchungen nach der Methode von Fama/MacBeth (1973) im ersten empirischen Untersuchungsteil liegt das Steuer-CAPM von Brennan (1970) zugrunde, das die Einkommensteuerbelastung auf Anlegerebene beriicksichtigt. Entsprechend dem SteuerCAPM sollte sich die risikoangepasste Vorsteuerrendite von Anlegem mit steigender Dividendenrendite erhohen, falls Dividenden steuerlich hoher belastet werden als Kursgewinne. Nachfolgend werden die wichtigsten Ergebnisse des ersten Untersuchungsteils zusammengefasst: - Fur den gesamten Untersuchungszeitraum von 1968 bis 2002 sowie fiir die gebildeten Teilperioden besitzt die Dividendenrendite einen positiven Einfluss auf die risikoangepasste Rendite vor Steuem. Dieser ist fiir den gesamten Zeitraum sowie fiir die Teilperioden 1968 bis 1977, 1978 bis 1989, 1990 bis 1993 und 1994 bis 1998 okonomisch und statistisch hochsignifikant (Hypothese 1). - Die fiir die einzelnen Teilperioden geschatzten Koeffizienten der Dividendenrendite weichen teilweise erheblich voneinander ab und sind fiir die Teilperioden 1968 bis 1977 und 1978 bis 1989 auf einem Signifikanzniveau von unter 1 % statistisch hochsignifikant voneinander verschieden. Dabei scheint eine Reduzierung bzw. Erhohung der Besteuerung von einbehaltenen im Vergleich zu ausgeschiitteten Gewinnen auf Untemehmensebene eine Verringerung bzw. Steigerung des Renditeeinflusses von Dividenden zu bewirken (Hypothese 2). - Die ermittelten Beziehungen zwischen Aktien- und Dividendenrenditen werden nicht wesentlich von der zugrunde liegenden Definition der Dividendenrendite und dem angewendeten Schatzverfahren beeinflusst. - Im Gegensatz zu den Resultaten von Kalay/Michaely (2000) fiir den US-amerikanischen Kapitalmarkt wird auch bei der ausschlieBlichen Einbeziehung von Aktien, die im jeweils betrachteten Monat Dividenden zahlen, sowohl fiir den gesamten Untersuchungszeitraum als auch fiir die Teilperiode 1978 bis 1989 ein auf einem Signifikanzniveau von 1 % sta-

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tistisch signifikanter Koeffizient der Dividendenrendite geschatzt. Allerdings ist dieser fiir die Teilperioden 1994 bis 1998, 1999 bis 2001 und 2002 deutlich geringer. - In Nichtausschtittungsmonaten wird ebenfalls fiir alle Teilperioden ein positiver Koeffizient fiir die Dividendenrendite ermittelt. Dieser ist jedoch wesentlich kleiner als der geschatzte Wert in Ausschiittungsmonaten und nur fur die Teilperiode 1978 bis 1989 sowie fur den gesamten Untersuchungszeitraum statistisch signifikant (Hypothese 4). - Fiir den gesamten Untersuchungszeitraum und fur die Teilperioden 1978 bis 1993 und 1994 bis 2001 konnen Steuerklientel-Effekte ermittelt werden (Hypothese 6). - Eine Risikoanpassung auf Basis des von Fama/French (1993) vorgeschlagenen Dreifaktorenmodells hat einen Einfluss auf die geschatzte renditebeeinflussende Wirkung der Dividendenrendite, aber nicht auf die Schlussfolgerungen beziiglich der steuerlichen Einflusse (Hypothese 7). Die empirischen Resultate konnen folglich als ein deutlicher Hinweis auf einen steuerlich bedingten Zusammenhang zwischen der durchschnittlichen (Vorsteuer-)Rendite und der Dividendenrendite interpretiert werden. Somit scheint das Steuer-CAPM das Renditeverhalten von deutschen Aktien im Untersuchungszeitraum betrachtlich besser abzubilden als das StandardCAPM. Dem zweiten Untersuchungsteil liegt das Modell von Elton/Gruber (1970) beziiglich der Preisbildung am Ausschiittungstag der Dividende zugrunde, wonach die marginalen Einkommensteuersatze des Grenzanlegers fiir Dividenden und Kursgewinne den Dividendenabschlag bestimmen. Die durchgefiihrten Analysen basieren hauptsachlich auf dem aktienindividuellen Verhaltnis der um Markteinfliisse bereinigten Kursdifferenz zwischen Cum- und Extag zum ausgeschiitteten Dividendenbetrag, welches kurz als Pramie bezeichnet wird. Die wichtigsten Ergebnisse des zweiten Untersuchungsteils konnen wie folgt zusammengefasst werden: - In jedem Jahr des Untersuchungszeitraums ist der Kursriickgang am Ausschiittungstag der Dividende im Durchschnitt geringer als der gezahlte Dividendenbetrag. - Die aus den geschatzten Pramienwerten ermittelbaren impliziten Grenzsteuersatze des Grenzanlegers fiir die einzelnen Teilperioden stehen im Einklang mit den jeweils tatsachlich vorliegenden steuerlichen Gegebenheiten.

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- Die im Untersuchungszeitraum durchgefuhrten Steuerreformen scheinen im Allgemeinen einen Einfluss auf den Dividendenabschlag am Ex tag zu besitzen. Der geschatzte implizite Grenzsteuersatz des Grenzanlegers fallt bzw. steigt bei einer Reduzierung bzw. Erhohung der steuerlichen Belastung einbehaltener Gewinne im Vergleich zu ausgeschtitteten Gewinnen (Hypothese 3). - Die geschatzten Pramienwerte sind relativ robust sowohl bezuglich der Einbeziehung von Einzel- oder Portefeuilledaten als auch bezuglich der Anwendung eines OLS- oder GLSSchatzverfahrens. Ebenfalls beeinflusst die ausschlieBliche Einbeziehung von Handelskursen die Resultate nicht wesenthch. - Die Betrachtung der durchschnittlichen Uberrenditen von Aktien am Ausschiittungstag der Dividende bestatigt die ermittelten Resultate auf Basis der Pramienwerte. - Im Einklang mit der Steuerklientel-Hypothese wird fUr Aktien mit hohen Dividendenrenditen eine niedrigere durchschnittliche Pramie und somit ein hoherer impliziter Grenzsteuersatz ermittelt als fUr Aktien mit niedrigen Dividendenrenditen (Hypothese 6). Die Resultate dieses Untersuchungsteils stehen im Einklang mit den Implikationen des Modells von Elton/Gruber (1970). Demnach scheinen steuerliche Effekte die im Vergleich zum Dividendenbetrag zu geringe Kurssenkung am Ausschiittungstag zu bewirken. Die vergleichende Betrachtung der Resultate beider Untersuchungsteile bekraftigt weiterhin die Hinweise auf einen steuerlich verursachten Zusammenhang zwischen Renditen und Dividenden deutscher Aktien. Der im Rahmen von Querschnittsuntersuchungen ermittelte Erklarungsbeitrag der Dividendenrendite fiir die monatlichen Renditedifferenzen von Aktien stimmt im Umfang mit der beobachteten Uberrendite am Ausschiittungstag der Dividende iiberein (Hypothese 5). Bei der Ableitung weiterer Schlussfolgerungen auf Basis einer Gegeniiberstellung der empirischen Ergebnisse beider Modellansatze miissen die ihnen zugrunde liegenden unterschiedlichen Annahmen beachtet werden. Aufgrund der geringen Anzahl von Beobachtungen fiir den Zeitraum nach der Steuerreform 2000 besitzen diese Resultate nur eine geringe Aussagekraft beziiglich der steuerlichen Auswirkungen auf die Beziehungen von Renditen und Dividenden deutscher Aktien in einem klassischen Korperschaftsteuersystem in Verbindung mit einem einkommensteuerlichen Halbeinkiinfteverfahren. Eine detaillierte Analyse dieser Zusammenhange bleibt nachfolgenden Untersuchungen vorbehalten. Die Einfuhrung des Halbeinkiinfteverfahren stellt eben-

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falls einen interessanten Untersuchungsgegenstand im Rahmen von Analysen des Dividendenabschlags am Ausschuttungstag dar. Dabei konnten die Pramien bzw. Uberrenditen sowohl bei Verwendung von Eroffnungs- als auch von Schlusskursen am Extag der Dividende ermittelt und miteinander verglichen werden. Femer ware eine vertiefende Betrachtung des Renditeeffekts der Dividendenrendite bei Verwendung des Dreifaktorenmodells von Fama/ French (1993) iiber verschiedene Zeitperioden sinnvoll. Diese wiirde zusatzliche Hinweise auf die empirische Gtiltigkeit des Dreifaktorenmodells auf dem deutschen Kapitalmarkt und fur die Beantwortung der Frage geben, welches Kapitalmarktgleichgewichtsmodell die Renditen deutscher Aktien am besten beschreibt.

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Wiese, J. (2004), Untemehmensbewertung mit dem Nachsteuer-CAPM, Working paper, Universitat Miinchen. Wulff, C. (2001), Kapitalmarktreaktionen auf Nennwertumstellungen, Deutscher UniversitatsVerlag, Wiesbaden. Wustemann, J. (1996), US-GAAP: Modell fUr das deutsche Bilanzrecht?, Die Wirtschaftsprufung 49, Nr. 11:421-431. Zellner, A. (1962), An efficient method of estimating seemingly unrelated regressions and tests for aggregation bias. Journal of the American Statistical Association 57: 348-368. Ziegler, A./Ebert, E./Schroder, M./Schulz, A./Stehle, R. (2003), Multifaktormodelle zur Erklarung deutscher Aktienrenditen: Eine empirische Analyse, ZEW Discussion paper No. 03-45. Zodrow, G.R. (1991), On the "traditional" and "new" views of dividend taxation. National Tax Journal 44, No. 4: 497-509.

227

Anhang A. 1

Aquivalenz der Version des Steuer-CAPMs nach Konig (1990) auf Basis von Bardividenden mit der Version von Brennan (1970) auf Basis von Bruttodividenden

Zusatzliche Annahme:

5 =0

V / = 1, ..., /.

Version des Steuer-CAPMs nach Konig (1990):

(1) wobei

S.=h

Z^'^^'

S,=h

Z-,(i-

V / = 1, ..., /.

s:-s,=h*

Z"',((i+'Sfa>rf,-'5fa)

Wenn s^^=Si., dann;

s:-s,=h' 2:-,((i + (i +

s,]s,-s,

= {l + s,)h' Z'^.'Srf, + s,

(2)

^)s',-h

(2)in(l): E('r^)=r,{l-S:)

+ /i^{E('rJ-{(l

+ s,)s:-s,)S„-r^(l-S:))

+ {{l +

s,)S:-s,)S^ (3)

Definiere: E{?f''''"")=E(7/)+s,S^ E(7j""")=E{7J + s,S„

E(?;""•" )=r^{l-S',) + /3^{E( 'C'"" hSlC""" Wegen s^. =0 V / = 1, ..., /

- r^, ( l - 5 ; ) ) + 5;
(4)

ist dann S^ =0 und damit 5 = 5^.

Efrj'""" ) = r^{l-S) +fi^[E(?j;"'"")-SS^'"""-

r,(l-S))

+ SS^'"""

(5)

228

Anhang

A.2

Ubereinstimmung der Modelle von Elton/Gruber (1970) und Eades/Hess/ Kim (1984) bei Einbeziehung einer Altemativrendite am Extag

Zusatzliche Annahmen: der erzielte Betrag durch den Aktienverkauf am Cumtag wird fur einen Tag in eine Altemativanlage mit einer erwarteten Rendite nach Steuem von E{r. ) investiert. alle Steuem fallen am Extag an

Ein Anleger ist indifferent zwischen dem Verkauf einer Aktie j am Cum- oder Extag, wenn am Extag gilt:

Pjc^(i-^,)+p,c^E{7;)+s^p,„ = Pjc..E(r;) E(rj')

EiPjJ-Pj..„+d,

= ^

^

Pjcum

K,=

'—,

dj(.l-s,}+{E{p^J-pj^J(l-s^) dj

(1-5J ^

Ej?/) (l-'S,)

E{r,)

wobei:

dja-s,)+E(p,ja-s^)+s^Pj„

/.,=

=

—,

^ d,

E(pjJ-pj^^

{s,-s^)

Picun, ( 1 - ^ s )

Yoi + ru^j,'

d,,=—'—.

Anhang

229

A.3

Auswirkungen von vereinfachenden Annahmen auf den Steuerparameter S S -S S=— '-,

Allgemein gilt fur S aus Gleichung (3.8):

wobei

h-

S=h

^(i-^.r

V / = 1, ..., /.

l.Wenn

s^^=s^ und s^.=s^,

dann: 1

h =

tta-sv ^

=h

=/i

(1-^.)

=h

5.=/l

rZ^/

(i-^.rtr

S^' M

hrl^ (i-^.rtr i-^„

2. Wenn

w. = w und -y^j—O, dann:

h =

S=h

^

w

= [iw]-

=0

S,=h

230

Anhang

Tabelle A.l: Aufteilung der Dividendenzahlungen von Stamm- und Vorzugsaktien des Frankfurter amtlichen Handels auf Jahre und Monate im Zeitraum 1968 bis 2002 Jahr

Jan

Feh Mar Apr Mai

1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002

10 8 2 2 3 6 4 3 1 0 1 1 1 2 1 2 2 3 1 1 1 1 2 1 1 1 3 0 3 3 2 0 1 3 3 79

2 4 8 9 8 6 5 8 9 6 8 8 9 8 5 6 5 2 7 8 8 8 4 2 0 0 0 2 1 3 3 3 5 4 2 176

1

8 9 1? 9

n

8 8 5 3 7 6 5 7 9 8 3 6 7 8 7 9 8 13 11 18 19 11 13 13 16 13 17 16 17 16 358

Jul Aug

Sep

Okt Nov Dez

34 27 26 27 55 18 20 76 27 62 24 ?6 28 69 22 20 33 71 20 71 13 37 31 57 22 78 37 53 25 9 13 30 13 69 25 14 76 19 36 55 12 78 31 48 25 9 12 77 34 63 78 66 35 8 10 39 55 11 31 9 14 77 50 42 9 34 59 10 13 25 15 11 25 40 54 10 36 55 15 21 12 7 28 30 60 16 39 66 13 25 67 15 13 23 41 17 11 29 47 77 80 24 35 47 8 18 16 26 64 77 9 25 35 70 71 24 11 41 59 91 58 94 25 14 35 18 10 38 57 84 14 39 82 66 21 17 12 47 75 79 13 13 48 72 75 12 18 50 63 72 13 80 74 17 59 18 73 92 63 23 89 57 21 19 85 24 74 104 50 22 13 89 36 18 72 498 1294 1820 2241 634

9 7 6 3 3 4 3 4 2 1 2 2 3 1 3 0 1 3 4 1 3 5 4 9 3 1 2 4 7 5 6 6 8 6 9 140

1 1 1 2 1 0 1 2 1 1 2 2 2 2 2 2 2 1 1 3 2 2 2 2 3 2 3 6 3 5 5 4 3 0 0 72

Jun

1 1 2 0 0 1 0 1 0 0 0 0 0 0 2 0 0 1 1 2 1 1 0 0 0 3 3 0 4 2 10 9 8 4 2 59

S

8 208 192 9 8 208 11 201 12 200 11 188 11 182 10 183 10 170 11 171 11 177 10 173 12 176 12 175 11 177 12 162 14 167 13 189 17 198 17 220 14 232 15 241 22 257 23 274 24 275 21 254 22 266 23 278 21 273 19 268 8 290 14 322 7 319 3 311 3 263 469 7840

231

Anhang

Tabelle A.2: Jahr

Verteilung der Stamm- und Vorzugsaktien des Frankfurter amtlichen Handels auf Branchen im Zeitraum 1968 bis 2002

Industrieunternehmen ohne Div

1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

I2OO2 1968-2002 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001 12002

25 40 26 30 23 29 36 33 42 40 33 36 35 34 32 40 46 35 32 30 30 28 36 26 46 58 63 53 70 84 74 78 86 94 125 1628

324 411 166 344 258 125

Div 178 160 172 165 165 152 146 149 135 138 146 141 140 142 145 132 135 155 165 182 194 199 210 231 223 210 213 227 224 220 242 274 277 270 231 6488 1560 1876

874 1126

821 231

ohne Div

4 7 3 1 2 1 0 3 2 1 3 2 1 3 3 4 2 2 3 1 2 1 4 3 2 4 2 3 3 2 3 4 2 4 8 95 24 27 13 13 10

1 ^

relativer Anteii (in % )

Versicherung

Banken

Div 20 17 21 22 21 21 22 19 20 19 16 17 18 16 16 15 17 18 18 20 20 21 18 18 20 18 20 19 18 19 19 17 20 19 16 655 202 212 74 95 56 16

ohne Div

9 6 4 5 5 4 3 0 0 1 0 0 0 0 2 2 2 2 3 3 3 ,3 3 4 1 6 2 2 2 5 1 0 0 0 4 87 37 20 14 12 0

1 "^

Div 10 13 15 14 14 15 14 15 15 14 15 15 18 17 15 15 15 15 14 16 18 19 24 24 29 24 30 30 29 26 27 28 22 19 15 658 139 192 101 142 69 15

ohne Div

Div 1

15,45 21,81

84,55 78,19

13,69 15,19 13,04

86,31 84,81 86,96 84,68 82,35 83,56 79,44

15,32 17,65 16,44 20,56 19,72

80,28

16,90

83,10

18,01

81,99 83,02

16,98 17,45 17,37

82,55

17,18 16,17 13,49

82,63 77,88 76,96 82,82 83,83 86,51

13,11

86,89

11,81 14,58

88,19 85,42

10,78 15,26 21,25 20,30 17,37 21,68 25,56 21,31

89,22 84,74

78,69

20,45

79,55

21,62 24,14

78,38

22,12 23,04

78,75 79,70 82,63 78,32 74,44

75,86

34,34

65,66

18,83 16,84

81,17 83,16

16,73

83,27

15,54

84,46

21,30 22,08 34,34

78,70 77,92 65,66

232

Anhang

Tabelle A.3: Durchschnittliche Dividendenrenditen von Stamm- und Vorzugsaktien des Frankfurter amtlichen Handels im Zeitraum 1968 bis 2002 bezogen auf Cumkurs (n = 7538) Jahr

Bardividende

Bruttodividende

bezogen auf Endkurs des Vormonats (n = 7813) Bardividende Bruttodividende

Mittelwert Median Mittelwert Median Mittelwert Median Mittelwert Median 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 1968-2002 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001 2002

3,40 3,35 3,70 3,70 2,90 3,01 3,78 3,69 3,65 3,72 2,91 3,07 3,39 3,35 3,50 2,60 2,85 2,57 2,21 2,38 2,60 2,19 2,02 2,34 2,49 2,51 2,44 2,62 2,78 2,48 2,35 2,93 3,22 3,82 3,72 2,93 3,49 2,76 2,34 2,53 3,32 3,72

3,30 3,13 3,57 3,33 2,68 2,80 3,59 3,41 3,56 3,79 2,97 3,11 3,28 3,38 3,46 2,54 2,86 2,67 2,15 2,42 2,76 2,23 1,83 2,07 2,28 2,24 2,10 2,40 2,58 2,13 2,09 2,67 2,89 3,05 3,15 2,72 3,29 2,77 2,11 2,24 2,86 3,15

3,40 3,35 3,70 3,70 2,90 3,01 3,78 3,69 3,65 3,84 4,54 4,79 5,30 5,23 5,46 4,07 4,46 4,02 3,44 3,71 4,04 3,42 3,12 3,63 3,88 3,89 3,46 3,66 3,81 3,40 3,22 3,93 4,25 5,17 3,82 3,89 3,50 4,31 3,63 3,51 4,44 3,82

3,30 3,13 3,57 3,33 2,68 2,80 3,59 3,41 3,56 3,98 4,65 4,86 5,12 5,29 5,40 3,96 4,47 4,18 3,37 3,73 4,31 3,48 2,85 3,23 3,55 3,45 2,98 3,42 3,62 2,98 2,88 3,61 3,97 4,08 3,21 3,59 3,30 4,32 3,28 3,13 3,86 3,21

3,44 3,27 3,47 3,50 2,85 2,95 3,75 3,72 3,61 3,73 2,95 3,03 3,42 3,43 3,49 2,65 2,86 2,61 2,20 2,38 2,63 2,22 2,02 2,36 2,48 2,55 2,35 2,66 2,78 2,55 2,38 2,95 3,28 3,83 3,71 2,94 3,42 2,79 2,35 2,54 3,35 3,71

3,30 2,99 3,32 3,23 2,62 2,80 3,59 3,46 3,48 3,77 3,03 3,03 3,33 3,41 3,47 2,66 2,90 2,64 2,15 2,35 2,74 2,21 1,83 2,11 2,27 2,26 2,13 2,38 2,55 2,22 2,07 2,68 2,97 3,10 3,03 2,72 3,23 2,80 2,12 2,25 2,88 3,03

3,44 3,27 3,47 3,50 2,85 2,95 3,75 3,72 3,61 3,86 4,61 4,74 5,35 5,36 5,45 4,14 4,47 4,08 3,43 3,72 4,10 3,46 3,13 3,67 3,86 3,96 3,33 3,71 3,82 3,50 3,27 3,95 4,33 5,18 3,81 3,89 3,43 4,35 3,66 3,52 4,48 3,81

3,30 2,99 3,32 3,23 2,62 2,80 3,59 3,46 3,48 3,95 4,73 4,73 5,21 5,34 5,42 4,16 4,53 4,13 3,37 3,63 4,24 3,45 2,84 3,29 3,53 3,51 3,01 3,40 3,62 3,11 2,88 3,62 4,04 4,04 3,14 3,57 3,24 4,38 3,30 3,17 3,91 3,14

233

Anhang

Tabelle A.4: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsschatzungen zur Uberprlifung des Steuer-CAPMs fiir sechs Teilperioden des Zeitraums 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete und teilweise ungewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fiir jeden Monat t: rj,-rp = Yo,+ Yi,/3j, + y2:(Sj,-rf,) + ej„ wobei rj, die Rendite der Aktiey und rj, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. Sj, ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahlten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats f-1. Die Betafaktoren /?, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Fiir yz, wird zusatzlich der ungewichtete Mittelwert angegeben. OLS bezeichnet die Ordinary-Least-Square-Schatzung, GLS die Generalized-Least-Square-Schatzung und ML die Maximum-Likelihood-Schatzung. Der Zwei-Stichproben-t-Test priift, ob zwischen den ungewichteten Mittelwerten von zwei aufeinanderfolgenden Teilperioden ein Unterschied besteht. Die entsprechenden p-Werte stehen in eckigen Klammern. In runden Klammern stehen die t-Werte von Signifikanztests der einzelnen Koeffizienten. ', **, "* kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.

Methode

Yo

Y\

Yi

/ 2 un^tw

t-Test im AYI

Panel A: 1968-1977,1=82 OLS GLS ML

OLS GLS ML

OLS GLS ML

OLS GLS ML

0,2279** (2,251) 0,1893** (2,409) 0,2321*** (2,805)

0,2766*** -0,2699** 0,2219*" (6,694) (-2,254) (3,860) 0,2005*** -0,5626*" 0,1979'" (5,879) (-6,022) (3,952) 0,2033'** -0,6508*** 0,2004"* (5,953) (-6,486) (3,960) Panel B: 1978-1989,1=95

0,5401*** (5,231) 0,5003*** (6,309) 0,5170*** (5,979)

0,1240 (1,029) 0,0756 (0,788) 0,0975 (0,907)

0,4469"* 0,4031*" (13,318) (8,388) 0,3944"* 0,3795*" (16,014) (8,157) 0,3927*** 0,3849*** (15,875) (7,968) Panel C: 1990-1993,1=29

-2,44*' [0,0158] -2,66*** [0,0086] -2,63*" [0,0092]

0,4843** (2,680) 0,4560*** (3,121) 0,5691*** (3,720)

-1,5207*** 0,4652**' 0,5089"* (-7,177) (8,235) (6,843) -1,2774**' 0,4546*** 0,4715"* (-7,242) (9,684) (5,531) -1,4540*** 0,4581*" 0,4706*** (-7,744) (9,811) (5,404) Panel D: 1994-1998,1=39

-1,10 [0,2738] -0,95 [0,3422] -0,86 [0,3926]

0,2442 (1,672) 0,2775**' (2,775) 0,2629** (2,522)

-0,0532 (-0,311) 0,1598 (1,210) 0,2056 (1,455)

0,2806**' (4,581) 0,3344"* (7,567) 0,3399**' (7,739)

0,2801*" (3,432) 0,3416'" (5,174) 0,3434*" (5,325)

2,00** [0,0495] 1,22 [0,2251] 1,20 [0,2343]

234

Anhang

(Fortsetzung von Tabelle A.4) Panel E: 1999-2001,1^4 OLS GLS ML

OLS GLS ML

-0,1906 (-1,170) 0,2144' (2,025) 0,2962" (2,679)

-0,6628" (-2,360) -0,4585' (-1,997) -0,5324" (-2,097)

-1,0829" (-3,415) -0,2025 (-0,942) 0,2709 (1,202)

-5,4572'" (-9,431) -5,7750'" (-11,349) -7,3146*" (-12,633)

0,2257'" (3,875) 0,2701'" (6,744) 0,2569'" (6,425) Panel F: 2002, t=7 0,2403 (1,720) 0,2114' (2,069) 0,1837 (1,809)

~~1 0,1940" (2,069) 0,1660 (1,715) 0,1526 (1,649)

0,67 [0,5024] 1,55 [0,4337] 1,74* [0,0868]

0,2989 (1,665) 0,1513 (1,570) 0,1005 (1,124)

-0,53 [0,6018] 0,08 [0,9380] 0,29 [0,1116]

'

Tabelle A.5: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsschatzungen zur Uberprufung des Steuer-CAPMs fur vier Teilperioden des Zeitraums 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewiclitete und teilweise ungewichtete Mitteiwerte der mit Hiife von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fUr jeden Monat t: rj,-rf, = yo,+ y„/3j, + Y2,(^,-rf,) + eji, wobei rj, die Rendite der Aktiey und />, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. Sj, ist die Dividendenrendite der Aktie; im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahlten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats /-I. Die Betafaktoren jSj, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). Der Zwei-Stichproben-t-Test priift, ob zwischen den ungewichteten Mittelwerten von zwei aufeinanderfolgenden Teilperioden ein Unterschied besteht. Die entsprechenden p-Werte stehen in eckigen Klammern. In runden Klammern stehen die t-Werte von Signifikanztests der einzelnen Koeffizienten. *, ", "* kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.

Zeitperiode

Anzahl der Monate t

Yo

n

Yi

/ 2 ungew

t-Test fur A Yiunge^

1968-1977

82

0,2321*** -0,6508*** 0,2033*** 0,2004*** (3,960) (5,953) (2,805) (-6,486)

1978-1993

124

0,5296*** -0,2856*** 0,4070*** 0,4050*** (18,621) (9,596) (7,036) (-3,061)

-3,09*** [0,0023]

1994-2001

63

0,2786*** 0,0311 (3,673) (0,252)

0,2707*** (5,005)

1,90* [0,0590]

2002

7

0,2710 (1,202)

0,1005 (1,124)

1,03 [0,3080]

0,2945**' (9,961)

-7,3146*** 0,1837 (-12,633) (1,809)

235

Anhang

Tabelle A.6: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsschatzungen zur Uberprtifung des Steuer-CAPMs fur die Quartale des Zeitraums 1968 bis 2002. Die fiir die einzelnen Quartale ausgewiesenen Werte sind gewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fUr jeden Monat t: rj,-rp = yo, + yi,^i,+ y2,(Sj,-rf,) + ej„ wobei r,, die Rendite der Aktie) und rj, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. Sp ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahiten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats t-l. Die Betafaktoren ^j, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Kegel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). In Klammern stehen die t-Werte. *, '*, '** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau. ^ t-Werte fiir die geschatzten Koeffizienten der einzelnen monatlichen Querschnittsregression.

Zeitperiode 1968-1977

1978-1993

1994-2001

2002

1968-2002

Quartal

Anzahl der Monate t

Yo

n

Vi

1

19

2

30

3

23

4

10

1

26

2

48

3

34

4

16

1

8

2

24

3

20

4

11

0,7932(4,278) 0,1024 (0,776) 0,1033 (0,678) 0,0296 (0,120) 0,6919"* (4,038) 0,4265"* (3,538) 0,4725*" (3,290) 0,7023"* (3,519) 0,3104 (1,352) 0,6300*** (5,125) -0,1404 (-1,068) 0,2901 (1,612)

0,1635 (1,471) 0,1701*" (3,382) 0,2258*** (3,998) 0,3388" (2,799) 0,3988*" (6,092) 0,3783*" (12,812) 0,5032"* (11,928) 0,2802"* (3,436) 0,0242 (0,154) 0,3840*** (9,490) 0,2224*** (4,471) 0,1305 (1,227)

1

1

2

3

3

3

1

54

2

105

3

80

4

37

1,1205*" (5,136) -1,7592*" (-10,919) -0,4353" (-2,327) -0,7106" (-2,383) -0,2535 (-1,203) -0,2651* (-1,771) -0,3096* (-1,746) -0,3404 (-1,358) -1,1719" (-3,342) 1,4142*" (7,025) -1,2362*" (-5,576) 0,1465 (0,517) 5,3647*" (3,884)' -7,7697*** (-9,129) -12,8957*" (-13,391) 0,2129 (1,538) -0,5075*" (-5,304) -0,7498*" (-6,782) -0,2922'* (-1,840)

0,5505 (1,036)' 0,8149 (2,449) -0,5606 (-1,494) 0,6360*** (5,886) 0,4183*" (5,938) 0,0975 (1,220) 0,3739"* (3,182)

-0,3362 (-0,945)' 0,2524 (2,065) 0,1613 (0,757) 0,2884*** (5,493) 0,3390*** (15,972) 0,3434*" (12,389) 0,2501*" (4,383)

1

236

Anhang

Tabelle A.7: Durchschnittliche Koeffizienten von monatlichen Querschnittsregressionen zur Uberpriifung des Steuer-CAPMs bei ausschliefilicher Einbeziehung von Aktien mit einer Dividende im jeweiligen Monat im Zeitraum 1968 bis 2002 Die angegebenen Werte sind gewichtete Mittelwerte der mit Hilfe von Querschnittsregressionen geschatzten Koeffizienten des nachfolgenden Modells fiir jeden Monat t: rj,-rf, = yo, + yi,fij,+ y2,(^,-rf,) + ej„ wobei r,, die Rendite der Aktiey und r/, den risikolosen Zinssatz im Monat t darstellen. 4 ist die Dividendenrendite der Aktiey im Monat t. Sie berechnet sich aus dem Quotienten der im Monat t gezahlten Bruttodividende zum Endkurs des Vormonats t-\. Die Betafaktoren J3j, werden auf Basis des Marktmodells in einem den Querschnittsregressionen vorgelagerten Zeitraum, der in der Regel 60 Monate umfasst, geschatzt. Als Gewichte im Rahmen der Mittelwertbildung dienen die inversen Varianzen der monatlichen Schatzwerte. Das verwendete Schatzverfahren ist die Maximum-Likelihood-Schatzung (ML). In Klammern stehen die t-Werte. *, *', "* kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau.

Zeitperiode

Anzahl der Monate t

Yo

Vi

72

1968-1977

39

-1,0965" (-2,518)

0,6835 (1,568)

0,1621 (1,552)

1978-1989

36

-0,8145* (-2,003)

0,0486 (0,119)

0,5284*** (5,990)

1990-1993

16

1,1283* (1,906)

0,2641 (0,423)

0,1740* (2,036)

1994-1998

18

1,2934'* (2,436)

1,5695*** (3,513)

0,0273 (0,291)

1999-2001

9

3,8621*** (5,642)

-5,5215*** (-6,177)

0,0081 (0,089)

2002

3

3,7602* (3,013)

-16,0926*** (-6,188)

0,0551 (0,330)

121

0,3786* (1,714)

0,1554 (0,698)

0,1795*** (4,497)

1968-2002

1

237

Anhang

Tabelle A.8: Durchschnittliche Pramien auf Basis von Bar- und Bruttodividenden im Zeitraum 1968 bis 2002 unber. = unbereinigt (n = 7538), ber. = bereinigt (n = 7463) Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Der t-Test und der Vorzeichentest uberpriifen die Nullhypothese, dass die Pramie gleich eins ist (HQ: Pr = 1 gegen Hi: Pr ^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fur das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fiir das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fur das Signifikanzniveau 1 %. Auf Abweichungen zwischen den Mittelwerten zweier aufeinander folgender Teilperioden testet der Zwei-Stichproben-tTest und auf Abweichungen zwischen den Medianen zweier aufeinander folgender Teilperioden der Wiicoxon Rangsummentest. *, " , ' " kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau beim ZweiStichproben-t-Test. *, **, *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau beim Wiicoxon Rangsummentest. Zeitperiode

1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 1968-2002 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001 2002

Bar (unber.) 0,7398 0,8456 0,9013 0,7942 0,6895 0,8722 0,8512 0,7407 0,8266 0,7291 0,7439 0,9442 0,8546 0,8814 0,9376 0,8029 0,8513 0,6283 0,5907 0,9223 0,7734 0,6595 0,4056 0,8440 1,0270 0,7758 0,8633 0,9753 0,7400 0,4571 0,7317 0,7573 0,6280 0,6619 0,7263 0,7672 0,7965 0,7932##, 0,7686 0,7539 0,6828## 0,7263

Pramie Brutto (unber.) 0,7398 0,8456 0,9013 0,7942 0,6895 0,8722 0,8512 0,7407 0,8266 0,7125 0,4761 0,6043 0,5470 0,5641 0,6000 0,5139 0,5448 0,4021 0,3769 0,5927 0,4964 0,4235 0,2676 0,5487 0,6592 0,4978 0,6106 0,6957 0,5296 0,2821 0,5268 0,5995 0,5067 0,5032 0,7105 0,5849 0,7948 0,508 l V / # 0,4969 0,5295, # 0,5369 0,7105##

Vorzeichentest 1 t-Test Brutto Brutto Bar Brutto Brutto Bar Brutto (unber.) (unber.) (ber.) (unber.) (unber.) (ber.) (ber.) -5,442 -4,739 -5,442 -6,051 -6,693 -6,693 0,7635 -3,004 -3,004 -2,458 -3,161 -3,247 -3,247 0,8508 -3,614 -3,452 -2,457 -2,651 -2,651 -2,457 0,8619 -3,300 -4,871 -4,871 -3,714 -5,058 -5,058 0,8317 -4,812 -4,264 -4,812 -4,812 -4,859 -4,859 0,7535 -2,075 -4,707 -2,075 -3,843 -2,075 -2,075 0,7160 -2,371 -2,745 -2,745 -3,043 -3,113 -3,113 0,8459 -4,006 -3,467 -3,467 -4,186 -4,307 -4,307 0,7535 -4,967 -3,726 -3,726 -4,386 -3,856 -3,856 0,7987 -6,596 -6,059 -5,665 -5,736 -6,136 -6,101 0,7300 -4,536 -12,019 -11,936 -4,919 -15,723 -15,713 0,4867 -0,844 -10,507 -10,584 -1,012 -11,210 -10,559 0,5983 -2,797 -13,619 -12,219 -9,875 -1,923 -10,231 0,5830 -0,994 -11,241 -10,692 -2,243 -12,885 -12,147 0,5707 -1,356 -13,573 -12,969 -0,301 -10,222 -10,101 0,6236 -2,158 -7,748 -8,748 -1,813 -6,570 0,6189 -8,315 -8,327 -1,586 -9,574 -2,088 -9,976 -9,984 0,4788 -9,141 -3,970 -11,102 -4,740 -11,916 -8,811 0,5392 -1,567 -5,704 -2,457 -7,481 -7,196 0,2500 -5,840 -0,634 -1,222 -2,465 -5,182 0,7538 -8,389 -8,893 -9,146 -2,563 0,4070 -3,635 -10,507 -10,200 -8,898 -7,400 -8,184 -3,095 0,4645 -9,961 -3,493 -9,897 0,2567 -2,452 -4,876 -2,527 -9,271 -4,853 -9,556 0,5574 -1,402 -10,426 -8,177 -8,112 -1,807 -9,933 0,6031 -0,669 -10,528 -10,668 -5,277 -4,661 0,237 0,5534 -2,020 -11,740 -10,626 -7,595 -8,326 -2,395 0,6377 -1,960 -6,946 -7,947 -7,844 -7,784 0,000 0,7316 -4,880 -5,828 -0,338 -1,027 -8,731 -9,545 0,5732 -8,919 -4,206 -9,973 -3,231 -11,036 -11,163 0,3684 -1,699 -2,302 -2,518 -8,874 -3,550 -7,338 -1,614 0,6785 -2,003 -2,443 -3,989 -3,400 -6,953 0,6344 -2,390 -1,278 -2,520 -2,893 -5,973 -7,335 0,4916 -2,514 -1,643 -2,769 -5,119 -9,226 -8,776 0,5938 -3,069 -4,553 -5,905 -3,465 -7,838 -9,315 0,6180 -3,040 -5,684 -4,132 -3,256 -5,807 -5,931 j 0,6034 -9,924 -22,586 -21,370 -16,367 -47,223 -44,786 0,7888 -12,849 -12,954 -13,429 -12,349 -12,520 -12,779 -7,494 -27,837 -23,088 -7,570 -34,245 -33,372 0,5273V#*# 0,4954 -3,221 -10,906 -10,892 -3,251 -21,117 -20,250 0,5998### -3,252 -7,391 -6,321 -4,393 -19,741 -17,139 0,5727 -5,444 -3,007 -5,012 -6,408 -14,931 -13,049 0,6180 -3,040 -4,132 -5,684 -3,256 -5,931| -5,807

238

Anhang

Tabelle A.9: Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden bei Zugrundelegung von Einzelwerten und Portefeuilles im Zeitraum 1968 bis 2002

Die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien (n = 7463) bzw. der Portefeuilles (n = 3094) bilden die Gewichtungen. Die Portefeuilles umfassen diejenigen Aktien, die am selben Tag ausschutten. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Bei der Berechnung der impliziten Steuersatze wird unterstellt, dass Kursgewinne einkommensteuerfrei sind. Der t-Test Uberpriift die Nullhypothese, dass die Pramie gleich eins ist (Ho: Pr = I gegen Hi: Pr ^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fiir das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fUr das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fiir das Signifikanzniveau 1 %. Die folgende Regressionsgleichung mit Dummy-Variablen fiir die einzelnen Teilperioden: Prj = CiD68-77 + C2D78-89 + C3D9o.93 + C4D94-98 + C5D99-o, + C6Do2 + Uj dient zur Abbi von zeitlichen Unterschieden. Paarweise durchgefiihrte F-Tests iiberpriifen, ob die Koeffizienten der DummyVariablen fiir zwei aufeinander folgende Teilperioden die gleichen Werte aufweisen. Die Bestimmung der Koeffizienten erfolgt mit Hilfe von GLS-Schatzungen, wobei die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien die Gewichte darstellen. ', ", *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau beim F-Test. Zeitperiode

1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 1968-2002 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001 2002

Pramie

t-Werte

Einzelwerte

Portefeuilles

Einzelwerte

0.6613 0,8669 0,8699 0,8535 0,8408 0,7851 0,8887 0,8042 0,8115 0,7424 0,5345 0,6196 0,6256 0,6359 0,6654 0,6295 0,5636 0,5510 0,5261 0,6367 0,5266 0,4812 0,5442 0,6789 0,6523 0,6615 0,7272 0,7367 0,6643 0,7587 0,7838 0.8445 0,7268 0,6983 0,7338 0,6902 0,8097 0,5907'" 0,6449"* 0,7334*" 0,7396 0,7338

0.7677 0,8634 0,8448 0,8470 0,8690 0,7839 0,8296 0.8329 0,8295 0,7206 0,5267 0,6182 0,6733 0,6784 0,6418 0,6704 0.5838 0,5219 0,6149 0,6817 0,5425 0,5825 0,4971 0,7411 0,6329 0,6627 0,6380 0,7168 0,7165 0,7555 0,8295 0,9146 0,6847 0,6265 0,7892 0,6974 0,8183 0,6160*" 0,6405 0,7279*** 0.7206 0.7892

-9.586 -3,519 -3,997 -4,278 -4,084 -4,596 -3,329 -4.666 -5.918 -7.153 -18.432 -15.156 -13.251 -13.670 -13,828 -8,460 -13,484 -12.969 -9,857 -9,927 -13,348 -11,937 -8,474 -9,776 -12.678 -11.900 -9,049 -9,235 -10,243 -6,498 -4.354 -3,416 -7,107 -11,263 -6,708 -50,801 -16,229 -42,184 -20,541 -16.390 -12.750 -6.708

Portefeuilles -5.745 -2,986 -4,046 -3.537 -2.535 -4.174 -3.846 -3,156 -4,137 -6,766 -11,891 -10,442 -10,793 -9.992 -11.819 -5,831 -10,321 -10,695 -6,379 -6,156 -7,201 -7,860 -9,173 -5.453 -9.717 -7.818 -9.295 -8.386 -5.772 -6,901 -1,701 -1.104 -5.804 -8,894 -3.930 -35,535 -12.749 -29,731 -15,490 -11,732 -8,317 -3.930

impliziter Steuersatz fiir j Dividenden Einzelwerte Portefeuilles 0.339 0.133 0,130 0,147 0,159 0,215 0,111 0,196 0,188 0,258 0,465 0,380 0,374 0,364 0,335 0,370 0,436 0,449 0,474 0,363 0,473 0,519 0,456 0.321 0.348 0.338 0,273 0,263 0,336 0,241 0,216 0,156 0,273 0,302 0,266 0,310 0.190 0,409 0,355 0,267 0,260 0,266

0.232 0,137 0,155 0,153 0,131 0,216 0,170 0,167 0.171 0,279 0,473 0,382 0,327 0,322 0,358 0,330 0,416 0,478 0,385 0,318 0,457 0,417 0.503 0.259 0,367 0,337 0,362 0,283 0,284 0,244 0,171 0,085 0,315 0,374 0,211 0,303 0,182 0,384 0,359 0.272 0.279 0.211

239

Anhang

Tabelle A. 10: Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden und Handelskursen bei Zugrundelegung von Einzelwerten und Portefeuilles im Zeitraum 1968 bis 2002 Die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien (n = 5795) bzw. der Portefeuilles (n = 2706) bilden die Gewichtungen. Die Portefeuilles umfassen jeweils alle Aktien, die am selben Tag ausschiitten. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Bei der Berechnung der impliziten Steuersatze wird unterstellt, dass Kursgewinne einkommensteuerfrei sind. Der t-Test uberpruft die Nullhypothese, dass die Pramie gleich eins ist (Ho: Pr = 1 gegen H,: Pr ^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fur das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fur das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fUr das Signifikanzniveau 1 %. Die folgende Regressionsgleichung mit Dummy-Variablen fur die einzelnen Teilperioden: Pr, = c, D^s-?? + Ci Dy,.^^ + c, D^,.^, + c, D94.9& + c, D^;; + c^ D02 + W;, dient zur Abbildung von zeitlichen Unterschieden. Paarweise durchgefuhrte F-Tests uberprufen, ob die Koeffizienten der DummyVariablen fur zwei aufeinander folgende Teilperioden die gleichen Werte aufweisen. Die Bestimmung der Koeffizienten erfolgt mit Hilfe von GLS-Schatzungen, wobei die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien die Gewichte darstellen. *, **, "* kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveaus beim F-Test.

1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 1968-2002 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001 2002

impliziter Steuersatz fiir Dividenden

t-Werte

Pramie

Zeitperiode

Einzelwerte

Portefeuilles

0,6673 0,8543 0,8481 0,8557 0,8401 0,7963 0,8774 0,7967 0.7902 0,7777 0,5305 0,6270 0,6246 0,6582 0,6790 0,6358 0,5802 0,5615 0,5656 0,6074 0,5378 0.5000 0,5470 0,6924 0,6440 0,6702 0.7353 0.7140 0.6595 0.7479 0.7193 0,9003 0,7467 0,7362 0,7564 0.6949 0,8083 0,5980*" 0,6503** 0,7165*' 0.7926*** 0.7564

0.7638 0,8740 0.8210 0.8659 0.8663 0.7789 0.8572 0.8010 0.7825 0.7415 0.5228 0.6159 0.6625 0.6827 0.6648 0,7191 0,6217 0.5396 0.6597 0.6155 0,5911 0,6054 0.5127 0,7358 0,6299 0,6567 0,6986 0,7065 0,7211 0,7661 0.7760 0.9968 0.6850 0,7352 0.8205 0.7187 0.8156 0.6286*** 0.6454 0.7338** 0,8098** 0.8205

Einzelwerte -9.319 -3.729 -4.629 -4.134 -3.969 -3.882 -3.426 -4.623 -6.092 -5.936 -16.769 -14.365 -11.734 -11.663 -11.183 -7.451 -12,794 -12,177 -8.057 -10.128 -13.207 -11.006 -10.376 -9.116 -11.410 -9.119 -8.257 -8,530 -9,054 -5,940 -4,861 -1,883 -4,940 -6.820 -3,483 -43.408 -15.687 -38.052 -19.656 -15.347 -7.170 -3,483

Portefeuilles -5.749 -2,723 -4.695 -3.204 -2.588 -4.025 -3.205 -3.627 -5.565 -5.446 -11.296 -11.477 -8.482 -9.725 -8.872 -4,673 -9,046 -10,315 -5,133 -7.396 -7.653 -7,139 -9.205 -5.184 -9.224 -6.866 -7,072 -6,544 -5.343 -4.541 -2.149 -0.046 -4.203 -6,210 -2,396 -31,189 -12,690 -27.922 -14.546 -9.956 -5.160 -2.396

1

Einzelwerte

Portefeuilles

0.333 0.146 0.152 0.144 0.160 0.204 0.123 0.203 0.210 0.222 0.469 0.373 0.375 0.342 0.321 0.364 0,420 0.439 0.434 0.393 0.462 0.500 0.453 0.308 0.356 0,330 0.265 0.286 0.340 0.252 0.281 0.100 0.253 0.264 0.244 0.305 0.192 0.402 0.350 0.284 0,207 0.244

0.236 0.126 0.179 0,134 0.134 0.221 0.143 0.199 0,217 0.259 0.477 0.384 0,338 0,317 0,335 0.281 0.378 0.460 0.340 0.385 0.409 0.395 0.487 0.264 0,370 0,343 0,301 0,293 0,279 0,234 0,224 0,003 0.315 0.265 0.179 0.281 0.184 0.371 0.355 0.266 0.190 0.179

240

Anhang

Tabelle A. 11: Durchschnittliche Uberrenditen von Einzelwerten unter Berlicksichtigung von Bar- und Bruttodividenden im Zeitraum 1968 bis 2002 Die Uberrendite entspricht der Differenz zwischen der taglichen Aktienrendite (n = 7463) und der Anderungsrate des DAFOX am jeweiligen Extag. Der t-Test und der Vorzeichentest uberprufen die Nullhypothese, dass die Uberrendite gleich null ist (HQ: AR = 0 gegen Hi. AR^ 0). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fiir das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fiir das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fiir das Signifikanzniveau 1 %. Auf Abweichungen zwischen den Mittelwerten zweier aufeinander folgender Teilperioden testet der ZweiStichproben-t-Test und auf Abweichungen zwischen den Medianen zweier aufeinander folgender Teilperioden der Wilcoxon Rangsummentest. *, **, '*' kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau beim Zwei-Stichproben-tTest. *, **, *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveau beim (Wilcoxon Rangsummentest). Zeitperiode

1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 1968-2002 1968-1977 1978-1989 1990-1993 1994-1998 1999-2001 2002

Uberrendite bezogen auf

t-Werte

Vorzeichentest

Bar

Brutto

Bar

Brutto

Bar

Brutto

0.8996 0,4785 0.4919 0.5853 0,5773 0,7122 0,5053 0,7827 0,7074 0,8902 0,5486 0,1612 0,1863 0,1798 -0,0209 0,1066 0,4685 0,3613 0,5283 0,0294 0,5515 0,5676 0.5425 0,0781 0,0444 0,1071 0,1270 -0,0371 0,4206 0,1885 -0,0182 -0,0397 0,8123 0,5324 1,2728 0.3942 0.6694 0.3169V;# 0,1889 0,1323 0,4379 V#* 1.2728**7*

0.8996 0,4785 0,4919 0,5853 0,5773 0,7122 0,5053 0,7827 0,7074 1,0171 2,1693 1,8859 2,0976 2,0635 1,9463 1,5720 2,0714 1,8058 1,7646 1,3569 2.0012 1,7958 1,6364 1,3656 1,4363 1,4919 1,1548 0,9938 1,4614 1,1205 0,8680 0,9674 1,8393 1,8840 1,3655 1,3579 0,6823 1.8663VA 1,4798VA 1,1146 V A 1,5660V;« 1,3655

6.087 3,585 3.832 4,229 4,778 4,633 3,718 4,633 5,646 6,168 4,652 1,279 1.179 1,228 -0.147 0.562 3,085 2,375 2,914 0,198 3,599 3,516 2.889 0.546 0,361 0,772 0,957 -0,309 3,028 1,212 -0,091 -0,183 4,178 2,894 6,513 13.917 14,967 7.034 2,526 1,928 3,795 6,513

6.087 3,585 3,832 4,229 4,778 4,633 3,718 4,633 5,646 6,941 17,771 14.624 13,262 14.496 13,713 8,240 13,471 11,219 9,604 8,877 12,717 10,749 8,669 9,433 11,189 10,276 8,636 8,092 10.588 7,280 4,387 4.528 9.462 9,707 6,976 46.956 15.214 40.607 19,414 16.269 13,427 6.976

4.739 2.372 3.614 3.300 4,967 3,843 2,677 4,006 4.967 5,215 4.182 1.227 0.309 1.308 -0.075 -0.632 2,155 1,917 2,351 -0,887 3,400 2,329 0,889 0,000 1,295 1,845 1,245 0,485 2,977 1,048 -1,133 1,081 3,938 1,590 5,560 12,768 12,583 5,142 2,000 2,026 3,826 5,560

4,739 2,372 3,614 3,300 4,967 3,843 2,677 4,006 4,967 5,829 11,936 10.584 9,875 10,692 9,950 7,589 9,976 9,141 7,338 8,389 10,067 9,897 9,271 9,810 10,668 10,626 7,844 8,731 10,915 7,338 3,042 5,973 8,551 7,838 6,054 44.531 12.779 33.203 20.188 16.866 12.918 6,054

241

Anhang

Tabelle A. 12: Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden in Abhangigkeit vom Monat im Zeitraum 1968 bis 2002 Die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien (n = 7463) bilden die Gewichtungen. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hiife des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Der t-Test uberpriift die Nullhypothese, dass die angegebene durchschnittliche Pramie gleich eins ist (HQ: Pr = 1 gegen Hi: Pr 5^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fur das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fur das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fur das Signifikanzniveau 1 %. In runden Klammern stehen die tWerte. Die Regressionsgleichung mit Dummy-Variablen fUr jeden Kalendermonat Prj, = CiD, + C2D2 + Ci Di + C4D4 + Cs D , + c^ £)« + c? D? + c« Dg + C9 D9 + c,o D,o-^CnDi,-\-CnDn

+ Uj,

dient zur Abbildung von Unterschieden zwischen den Monaten. Anhand von F-Tests wird fUr einzelne Teilperioden des Untersuchungszeitraums Uberpriift, ob die Koeffizienten ailer Dummy-Variablen die gleichen Werte aufweisen. Die Bestimmung der Koeffizienten erfolgt mit Hilfe einer GLS-Schatzung, wobei die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien die Gewichte darstellen. In eckigen Klammern stehen die p-Werte des FTests. *, *', **' kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveaus beim F-Test. Monat

1968-2002

1968-1977

1978-1989

1990-1993

1994-1998

1999-2001

2002

Jan

0,7493 (-4,144)

0,7167 (-3,246)

0,6934 (-3,022)

0,7981 (-0,781)

0,7570 (-2,394)

0,9324 (-0,158)

1,1721 (0,346)

Feb

0,6724 (-7,864)

0,7372 (-4,083)

0,6412 (-7,736)

0,6374 (-2,771)

0,9091 (-0,271)

0,8213 (-0,711)

-0,0750 (-1,579)

Marz

0,7551 (-9,019)

0,8100 (-3,096)

0,6741 (-7,263)

0,5707 (-6,710)

0,7865 (-3,209)

0,9486 (-0,591)

0,7920 (-1,709)

April

0,7004 (-10,485)

0,8480 (-3,653)

0,6538 (-7,958)

0,6432 (-3,560)

0,7472 (-3,021)

0,5581 (-4,902)

0,9699 (-0,122)

Mai

0,6525 (-22,923)

0,7952 (-6,581)

0,5381 (-17,611)

0,6586 (-9,785)

0,7338 (-7,491)

0,6091 (-7,885)

0,6909 (-4,133)

Juni

0,7065 (-23,901)

0,8010 (-6,771)

0,5888 (-21,616)

0,6564 (-9,509)

0,7833 (-6,816)

0,7787 (-6,553)

0,7336 (-4,185)

Juli

0,6803 (-24,577)

0,8809 (-5,754)

0,5664 (-24,661)

0,6909 (-8,472)

0,6525 (-9,463)

0,7466 (-4,678)

0,5571 (-3,134)

Aug

0,6855 (-15,274)

0,6768 (-9,724)

0,5918 (-11,537)

0,5485 (-6,750)

0,6138 (-5,665)

0,7872 (-4,114)

1,0291 (0,194)

Sept

0,6252 (-9,320)

0,7650 (-2,847)

0,6843 (-3,680)

0,3614 (-6,079)

0,8290 (-2,207)

0,4646 (-4,656)

0,4869 (-2,095)

Okt

0,8472 (-2,279)

0,8259 (-1,556)

0,7047 (-3,368)

1,0581 (0,301)

0,9390 (-0,366)

1,1385 (0,439)

.

Nov

0,4645 (-6,610)

0,7086 (-1,117)

0,2222 (-4,189)

0,1289 (-2,214)

0,3230 (-3,748)

0,5768 (-2,620)

0,5930 (-0,786)

Dez

0,7336 (-9,938)

0,7962 (-4,454)

0,6534 (-8,084)

0,6492 (-5,753)

0,7545 (-4,654)

1,0141 (0,101)

0,7865 (-0,478)

F-Test

3,09*" [<0,001]

2,90"* [0,001]

2,06" [0,020]

1,75* [0,059]

1,80" [0,050]

2,86*" [0,001]

1,02 [0,426]

1

242

Anhang

Tabelle A. 13: Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden in Abhangigkeit vom Wochentag im Zeitraum 1968 bis 2002 Die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien (n = 7463) bilden die Gewichtungen. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Der t-Test uberpruft die Nullhypothese, dass die angegebene durchschnittliche Pramie gleich eins ist (HQ: Pr = 1 gegen Hj: Pr ^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fiir das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fur das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fur das Signifikanzniveau 1 %. In runden Klammern stehen die tWerte. Die Regressionsgleichung mit Dummy-Variablen fiir jeden Wochentag Prj,-CiDMo-¥C2DDi + C}DMi + CADDO-^CSDFT -^ Uj, dient zur Abbildung von Unterschieden zwischen den Wochentagen. Anhand von F-Tests wird fiir einzelne Teilperioden des Untersuchungszeitraums iiberpriift, ob die Koeffizienten aller Dummy-Variablen die gleichen Werte aufweisen. Die Bestimmung der Koeffizienten erfolgt mit Hilfe einer GLS-Schatzung, wobei die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien die Gewichte darstellen. In eckigen Klammern stehen die p-Werte des F-Tests. ', **, *" kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveaus beim F-Test. Wochentag

1968-2002 1968-1977

1978-1989

1990-1993

1994-1998

1999-2001

2002

Mo

0,6798 (-23,910)

0,8059 (-8,222)

0,5932 (-20,594)

0,6330 (-9,926)

0,7044 (-7,787)

0,6936 (-6,561)

0,8200 (-2,503)

Di

0,6673 (-16,769)

0,7570) (-7,703)

0,5629 (-14,370)

0,6461 (-7,238)

0,6671 (-6,880)

0,7974 (-2,356)

0,7636 (-1,563)

Mi

0,7379 (-17,672)

0,7980 (-6,614)

0,5957 (-15,005)

0,6988 (-7,532)

0,7723 (-5,965)

0,8126 (-4,894)

0,7551 (-2,725)

Do

0,6972 (-23,674)

0,8136 (-7,350)

0,5898 (-20,738)

0,6631 (-9,321)

0,7930 (-6,662)

0,7317 (-6,645)

0,6513 (-4,600)

Fr

0,6674 (-26,296)

0,8454 (-6,651)

0,5969 (-22,188)

0,5958 (-11,472

0,6914 (-9,514)

0,6780 (-7,311)

0,6699 (-3,267)

F-Test

3,96[0,003]

1,34 [0,254]

0,25 [0,909]

1,03 [0,390]

2,21* [0,066]

1,76 [0,134]

0,78 [0,540]

243

Anhang

Tabelle A. 14: Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden in Abhangigkeit von der Branche im Zeitraum 1968 bis 2002 Die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien bilden die Gewichtungen. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Der tTest uberpruft die Nullhypothese, dass die angegebene durchschnittliche Pramie gleich eins ist (HQ: Pr = 1 gegen Hi: Pr ^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fiir das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fiir das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fur das Signifikanzniveau 1 %. Die Regressionsgleicjiung mit DummyVariablen fiir jede Branche: Prj, = c,vD,v + CBDB + CvDv+Uj, dient zur Abbildung von Unterschieden zwischen den Branchen. Anhand von F-Tests wird fiir einzelne Teilperioden des Untersuchungszeitraums iiberpruft, ob die Koeffizienten aller Dummy-Variablen die gleichen Werte aufweisen. Die Bestimmung der Koeffizienten erfolgt mit Hilfe einer GLS-Schatzung, wobei die quadrierten Dividendenrenditen der einzelnen Aktien die Gewichte darstellen. In eckigen Klammern stehen die p-Werte des F-Tests. *, **, "* kennzeichnet Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveaus beim F-Test.

Versicherungen

Industrie- u. Verkehrsunternehmen

611

634

0,6919

0,7008

0,6351

1380

175

120

0,8117

0,8282

0,7260

1978-1989

1848

196

189

0,5938

0,6292

0,3319

1990-1993

856

74

94

0,6415

0,6890

0,6529

1994-1998

1093

95

146

0,7278

0,8023

0,7120

1999-2001

810

55

70

0,7549

0,5627

0,6669

2002

231

16

15

0,7068

0,8015

0,9563

Industrie- u. Verkehrsunternehmen

1968-2002

6218

1968-1977

Banken

Banken

Versicherungen

Zeitperiode

Pramie

Anzahl

t-Werte

F-Test

1968-2002

-45,695

-13,243

-11,742

1,71

1968-1977

-15,061

-4,160

-4,635

1,12

[0,328]

1978-1989

-39,659

-11,239

-10,557

9,09

[<0,001]*" [0,820]

[0,180]

1990-1993

-19,417

-4,167

-5,225

0,20

1994-1998

-15,569

-3,552

-3,908

0,86

[0,424]

1999-2001

-11,370

-5,145

-3,588

2,72

[0,066]*

2002

-6,580

-2,009

-0,240

1,16

[0,314]

1

244

Anhang

Tabelle A. 15: Gewichtete durchschnittliche Pramien auf Basis von Bruttodividenden separat fiir Stamm- und Vorzugsaktien im Zeitraum 1968 bis 2002 Die quadrierten Dividendenrenditen der Stamm- bzw. Vorzugsaktien bilden die Gewichtungen. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX um die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Der t-Test Uberpriift die Nullhypothese, dass die angegebene durchschnitdiche Pramie gleich eins ist (HQ: Pr - 1 gegen Hi. PR ^ 1). Die kritischen Werte zur Ablehnung von HQ betragen 1,645 fiir das Signifikanzniveau 10 %, 1,960 fiir das Signifikanzniveau 5 % und 2,576 fiir das Signifikanzniveau 1 %. Die folgende Regressionsgleichung mit Dummy-Variablen fiir jede Aktiengattung Prj, = Cs,Ds, + CvzDvz + Uj, dient zur Abbildung von Unterscliieden zwisciien den Aktiengattungen. Aniiand von F-Tests wird fiir einzelne Teilperioden des Untersuchungszeitraums iiberpriift, ob die Koeffizienten ailer Dummy-Variablen die gleichen Werte aufweisen. Die Bestimmung der Koeffizienten erfolgt mit Hilfe einer GLS-Schatzung, wobei die quadrierten Dividendenrenditen der Stamm- bzw. Vorzugsaktien die Gewichte darstellen. In eckigen Klammern stehen die p-Werte des F-Tests. *, ", "* kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveaus beim F-Test.

Zeitperiode

Stammaktien

Vorzugsaktien

Anzahl 1968-2002

6453

1010

Stammaktien

Vorzugsaktien

Dividendenrendite 3,87 4,09

1968-1977

1556

119

3,47

3,93

1978-1989

1988

245

4,27

4,61 3,75

1990-1993

840

184

3,60

1994-1998

1075

259

3,48

3,74

1999-2001

778

157

4,47

4,42

2002

216

46

3,81

3,85

1968-2002

0,6880

0,3519

-45,715

1968-1977

0,8056

0,4256

-15,819

-29,309

1978-1989

0,5977

0,2712

-38,756

-53,601

1990-1993

0,6480

0,3142

-18,654

-31,701

1994-1998

0,7223

0,3872

-15,147

-34,798

1999-2001

0,7278

0,4077

-12,406

-21,296

2002

0,7225

0,4023

-6,486

-11,199

Pramie

1968-2002

t-Werte

impliziter Steuersatz fiir Dividenden 0,312 0,648

-76,813

F-Test 959,60 [<0,001]*"

1968-1977

0,194

0,574

269,87 [<0,001]'"

1978-1989

0,402

0,729

364,43 [<0,001]"'

1990-1993

0,352

0,686

135,24 [<0,001]-

1994-1998

0,278

0,613

173,88 [<0,001]"*

1999-2001

0,272

0,592

81,61 [<0,001]"'

2002

0,278

0,598

21,91 [<0,001]*"

|

245

Anhang

Tabelle A. 16: Steuerklientel-Effekte auf Basis von Bruttodividenden im Zeitraum 1968 bis 2002 Die Einteilung der Aktien in zehn (Panel A) bzw. in funf (Panel B) Dividendenklassen mit annahernd gleichem Umfang erfolgt in jedem Jahr entsprechend der Hohe der Dividendenrendite bezogen auf den Cumtag. Die Exkurse werden entsprechend der Indexbereinigung mit Hilfe des DAFOX urn die allgemeine Marktentwicklung korrigiert. Der Spearman-Rangkorrelationkoeffizient {ps) gibt die Abhangigkeit zwischen der Pramie und der Dividendenrendite iiber die zehn bzw. fiinf Dividendendenklassen an. Der Kruskal-Wallis-Test (H) iiberpriift, ob die Verteilungen der aktienindividuellen Pramien in den zehn bzw. fiinf Dividendenklassen voneinander abweichen. In eckigen Klammern stehen die jeweiligen p-Werte. *, **, *** kennzeichnen Signifikanz auf dem 10 %-Niveau, 5 %-Niveau, 1 %-Niveaus. Panel A: Zehn Dividendenklassen

bei Zugrundelegung

Klassen Zeitperiode 1968-02 1968-77 1978-93 1994-01 | 2002

1 1

1,1855

Dividendenrendite (in %) 1,32 0,79 1,51

2

2,0227 2,5756

2,14 2,52

3,0406 3,4536 3,8678 4,3203 4,8827 5,6298 7,9465

2,88 3,17 3,49 3,83

3 4 5 6 7 8 9 10 1 2

0,4273 0,5504

3 4 5

0,5422 0,5517 0,5596 0,6341 0,6030 0,6516 0,7373 0,7726

6 7 8 9 10 1

1 Ps H

4,31 4,96 6,25

2,30 2,93 3,39

1,58 2,18 2,72

3,80 4,21 4,65 5,13 5,79 7,40

3,24 3,70 4,23 4,95 5,88 9,68

durchschnittliche Pramie 0,7878 0,2234 0,3307 0,7367 0,4296 0,6069 0,7076 0,5017 0,4731 0,7214 0,5108 0,5035 0,7344 0,4879 0,5261 0,8389 0,5809 0,6172 0,8083 0,5168 0,5994 0,8220 0,5819 0,6467 0,8900 0,6511 0,7538 0,8399 0,6810 0,8214

Spearman-Rangkorrelationskoeffizient 0,976"* 0,757*** 0,952*** 0,845*** [<0,001] [0,011] [<0,001] [0,002] Kruskal-Wallis-Test 116,22*" 10,95 67,89*" 42,52*** [<0,001] [0,279] [<0,001] [<0,001]

aller Kurse an Extagen Zeitperioden | 1968-02 1 1968-77 1978-93 | 1994-01 | 2002 Aktienanzahl 317 220

|

26 1

0,80

727

164

1,44

743

1,95 2,49 2,96 3,46 4,10 4,97 5,88 10,19

748 755

168 167 169

331 327 330

218 228 229

26 26 27

743 756 748 751 755 737

168 171 166 168 172 162

319 331 325 327 327

230 227

26 27 26 26 26

1,4576 0,4113 0,5949 0,3997 0,6060

4,6103 1,3019 0,9040 0,7037

323

231 230 230 226

Standardabweichung 1,1882 3,1821 7,3057 1,0247 0,8477 1,6967 1,2034 0,6905 0,6821 0,5614 0,6045 0,8697

26 3,1521 2,4862 1,3373 0,9021 0,8764

0,6695 0,6428 0,6631 0,4954

0,5579

0,6427

0,7328

0,1315 0,4034 0,4697

0,4418 0,5432 0,4330

0,5297 0,5257 0,4514

0,8076 0,8515 0,5392

0,9561

0,6662 1,0665

0,4606 0,4042

0,3583 0,3369

0,3757

0,5812

0,5651

0,3838

0,4372

0,4602

0,067 [0,855] 27,38*" [0,001]

0,7213 0,7050

246

Anhang

Panel B: Fiinf Dividendenklassen hei Zugrundelegung aller Handelskurse an Extagen Klassen

1 2 3 4 5

Zeitperioden 1968-02 |l968-77 |l978-93 |l994-01 |2002 Dividendenrendite (in %) 1,69 1,91 1,91 2,86 3,24 2,75 3,67 3,37 4,07 4,58 4,94 4,15 6,63 6,56 5,63

1,16 2,36 3,32 4,37 7,47

2,89 3,92

Aktienanzahl 1148 279 1165 285 1168 285 284 1163

0,79 1,94

11,83

1151

1,6385

3,4856

1 2

0,4296

durchschnittliche Pramie 0,7919 0,2952 0,3024

0,5523

0,7041

0,5121

0,5001

0,1163

3 4

0,6077 0,6436

0,7957

0,5357

0,5617 0,6384

0,6543 0,3017 0,7944

5 Ps

H

0,8106 0,5650 0,7558 0,8612 0,6791 0,7899 Spearman-Rangkorrelationskoeffizient 1,000*" [<0,001]

0,900" 1,000'" 1,000*** [0,037] [<0,001] [<0,001] Kruskal-Wallis-Test 84,74"* 9,80" 67,70"* 25,61*" [<0,001] [0,044] [<0,001] [<0,001]

Zeitperioden 1968-02 |l968-77 |l978-93 |l994-01 |

-0,100 [0,873] 4,99 [0,288]

281

540 540 540 538 535

319 330 332 331 325

2002 10 10 11 10 10 4,2337

0,7957

Standardabweichung 1,0047 1,8725 6,0235 0,6106 0,6362 1,0816

0,6600 0,5763 0,4187

0,4920 0,4489 0,3322

0,9351 0,5612 0,8418

0,5890 0,4720

0,8342 0,7667

0,3673

0,5139

1,4081