Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DM-Euroanleihen

Nöth, Markus Article Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DMEuroanleihen Kredit und Kapital Provided in Cooperation with: Duncker & Humblot, Berlin Suggested Citation: Nöth, Markus (1995) : Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DMEuroanleihen, Kredit und Kapital, ISSN 0023-4591, Duncker & Humblot, Berlin, Vol. 28, Iss. 4, pp. 535-568, https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/293313 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. Sie dürfen die Dokumente nicht für öffentliche oder kommerzielle Zwecke vervielfältigen, öffentlich ausstellen, öffentlich zugänglich machen, vertreiben oder anderweitig nutzen. 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Einführung In den Vereinigten Staaten von Amerika, wo seit 1909 Ratings vergeben werden1, ist eine Plazierung einer Anleihe ohne Rating kaum durchführbar, wohingegen in Deutschland und auf dem Euromarkt erst seit der Einführung von Ratings am DM-Euroanleihemarkt im Jahre 1988 diesen mehr Beachtung geschenkt wird. Das Rating einer Anleihe ermöglicht es den Investoren, ohne eigenes umfangreiches Research das Ausfallrisiko bzw. die Qualität einer Anleihe in groben Zügen einzuschätzen. Zusätzlich veröffentlichen einige Investmentbanken regelmäßig die unterschiedlichen Spreads2, die Anleihen einer bestimmten Ratingklasse gegenüber den als Referenzgröße dienenden Treasury Bonds haben3, so daß Veränderungen der Renditedifferenzen zwischen den Ratingklassen einfach festgestellt werden können. Ob das Rating einer Anleihe einen Informationswert besitzt und welcher Stellenwert dem Rating zukommt, wurde in zahlreichen Untersuchungen mit z.T. sehr unterschiedlichen Ergebnissen für den amerikanischen Markt seit 1966 überprüft4. * Diese Arbeit entstand aus einer Diplomarbeit gleichen Titels, die am Lehrstuhl für allgemeine Betriebswirtschaftslehre und Finanzierung von Wolfgang Bühler an der Universität Mannheim angefertigt wurde. Für viele wertvolle Anregungen während der Entstehung der Diplomarbeit danke ich Michael Schulze. Martin Weber verdanke ich wertvolle Hinweise bei der Erstellung der vorliegenden Zusammenfassung. Außerdem trug die konstruktive Kritik des Referees zu einer weiteren Verbesserung der Ausführungen bei. 1 Die älteste Ratingagentur, Moody's Investors Service (Moody's), verlieh 1909 erstmals ein Rating für eine Industrieanleihe. Vgl. Ross (1976), S. 134. 2 Als (Rendite-) Spread zweier Anleihen, ausgedrückt in Basispunkten (= 0.01 Prozentpunkt), wird die Renditedifferenz zwischen der betrachteten und der als Referenz ausgewählten Anleihe bezeichnet. 3 Vgl. z.B. Salomon Brothers (1990), S. 6. 4 Die erste uns bekannte Veröffentlichung zu diesem Thema stammt von Horrigan (1966). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 536 Markus Nöth Der Einfluß, den die Vergabe eines bestimmten Ratings auf die Rendite einer Anleihe hat, und wie sich dieser im Zeitablauf möglicherweise verändert, ist bisher für Anleihen des DM-Euromarktes erst einmal Gegenstand einer Untersuchung gewesen. Diese Untersuchung von Kaserer wurde kürzlich im „Österreichischen Bankarchiv" veröffentlicht. Die vorliegende Studie untersucht die Frage, ob sich auf dem Markt der DMEuroanleihen ein Zusammenhang zwischen dem Rating und der Rendite der einzelnen Anleihen bzw. denjenigen einer Ratingklasse feststellen und wie sich dieser beschreiben läßt. Die gewonnenen Ergebnisse werden mit Untersuchungen für den US-Markt verglichen, wobei jeweils die genaue Fragestellung, die Grundgesamtheit und die angewandten Methoden berücksichtigt werden müssen. Die unterschiedlichen Marktbzw. Emittentenstrukturen sind dabei ebenfalls zu beachten. Von den Spreads, die sich auf Bonitätsunterschiede zurückführen lassen und die hier untersucht werden sollen, sind solche abzugrenzen, die auf unterschiedliche Liquidität und Besicherung (z.B. Renditeunterschiede identisch ausgestatteter Anleihen der Deutschen Bundesbahn, Deutschen Bundespost sowie der Treuhandanstalt einerseits und Bundesanleihen andererseits) zurückzuführen sind. Der Zusammenhang zwischen Rating und Rendite für DM-Euroanleihen wird in folgenden Schritten untersucht: Im Abschnitt II. werden zunächst einige allgemeine Entwicklungen am Euroanleihemarkt, und hierbei insbesondere im Segment der DM-Anleihen, dargestellt. Des weiteren ist zu klären, nach welchen Kriterien die Zuordnung einzelner Anleihen zu bestimmten Klassen erfolgt. Dabei ist zu berücksichtigen, welche Ratingagentur die zur vorgenommenen Einteilung notwendigen Ratinginformationen geliefert hat, und ob daraus eine Verzerrung der Untersuchungsergebnisse resultiert. Es folgen die Vorstellung und die Begründung der hier getroffenen Vereinfachungen für die Berechnung der Renditen. Im Abschnitt III. werden die grundlegenden Hypothesen der vorliegenden Arbeit formuliert und die operationalisierten Entscheidungskriterien unter Berücksichtigung der statistischen Methoden und Ergebnisse einiger Untersuchungen über den US-amerikanischen Markt vorgestellt. Es ergeben sich hieraus drei unterschiedliche Regressionsansätze. Die Interpretation der Ergebnisse verlangt die Offenlegung der Kriterien, nach denen die Anleihen aus der zur Verfügung stehenden Datenbank ausgewählt wurden. Die Beschreibung der Untersuchung und der durchgeführten Tests schließt sich an die Darlegung möglicher Konsequenzen für die Ergebnisse an, die aus der Wahl des Untersuchungszeitraums OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DM-Euroanleihen 537 resultieren. Zusätzlich zur Bestimmung von Renditespreads bezieht sich ein Teil der Untersuchung auf die möglichen Veränderungen der Spreads im Zeitablauf in Abhängigkeit von der allgemeinen Zinsentwicklung. Die zuvor formulierten Hypothesen werden im Abschnitt IV. überprüft. Die Interpretation der Ergebnisse und der Vergleich mit denen der vorliegenden Untersuchungen für den US-Markt führen zur Beantwortung der Fragestellung unter Berücksichtigung einer kritischen Auseinandersetzung mit den erzielten Ergebnissen und den verwendeten Untersuchungsmethoden. Die Umsetzung der so gewonnenen Erkenntnisse für eine Anwendung in der Realität wird anhand von einigen, speziell ausgewählten Anleihen bzw. Emittenten überprüft. Die Ergebnisse werden im Abschnitt V. abschließend bewertet sowie die neu gewonnenen Erkenntnisse zusammengefaßt. Eine Übersicht der offenen Fragen, welche Ansatzpunkte für weitere Untersuchungen aufzeigen, bildet den Abschluß. II. Allgemeine Grundlagen Der Euroanleihemarkt, der am wenigsten regulierte und damit flexibelste Kapitalmarkt der Welt5, entstand „in den sechziger Jahren als Resultat nationaler Marktbeschränkungen"6. So wurde beispielsweise in der Bundesrepublik Deutschland 1964 eine 25%-Kuponsteuer für Ausländer eingeführt, die inländische Anleihen hielten, um so bei den damals gültigen festen Wechselkursen eine Geldmengenausweitung sowie eine daraus resultierende Inflationsgefahr zu bekämpfen. Die Kuponsteuer wurde erst 1984 wieder aufgehoben. Zu Beginn, und vor allem in der Mitte der achtziger Jahre, stiegen die Emissionszahlen am Euroanleihemarkt stark an, da durch den wirtschaftlichen Aufschwung, die Fusionswelle in den USA sowie die Immobilienspekulation in Japan ein immer größerer Kreditbedarf zu decken war. Dieser Trend endete 1987, als auch der Euroanleihemarkt vom Boykott von Dollarpapieren durch japanische Investoren im Frühjahr sowie dem weltweiten Crash der Aktienbörsen im Herbst betroffen war, so daß das Emissionsvolumen um über 20 % zurückging, wobei der größte Teil durch die Halbierung im US$-Segment zu erklären ist. Die DM-Emissionen konnten sich dem allgemeinen Trend ebenfalls nicht entziehen. In der Tabelle 1 sind die Veränderungen der Anzahl und des Emissionsvolumens von Euroanleihen der wichtigsten Währung (US$), der hier 5 Vgl. Freeman (1990). 6 Uhlig (1990). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 538 Markus Nöth CO in Co" in co" in ©" cm" .s rH tH tuo * O CM CS] 00 CO TO in cm_ ©^ I> CD" £> rH cm" t> i-T m rH rH rH CO 2 t, cd P CO rH O ^ Oi o N O 00 O Oi rH t> Ol J w rH CO CO ^ co of ©" CO £>" of .3 tH rH tüO * Ol Ol m m CM cd (H <0 CO^ rH ©^ Ol CM^ C-" ^ CO in oo" m rH rH CM rH rH rH 2 « o Oi in CO CO ^ N 00 cm 00 CM o m a Q rH rH rH rH rH rH » 00 00 in in 00^ i-T r-T in i>" r"T .3 CO m CO CO * tuo 00 t> m rH Ol cd in co oo co^ CO CO oT of co" co" O) rH m CO rH CO PQ 1—1 rH CD rH 00 rH CM CO N Cfl CO Oi m CO Ol I0 00 ^ in CO CO tuo Ol 00 rH CO 00 m cd £> I> CM^ [> rH CO csf co" ©" ©" co" 00 £> rH CO PQ rH rH rH CM rH CM 1 3 00 C-CO CO o rH s s CO 00 00 CO CM ^ H W CO CO ^ m rH CO C ^ rH rH rH rH rH rH < ÖJO H CO C-00 Oi o rH 00 00 00 00 Ol Ol cd Ol Oi Oi Oi Ol Ol Ha rH rH rH rH rH rH tuo cd £ 0) I cd W O) Ü T3 Ö cd -M X (H cd s w cd QJ M o & n OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DM-Euroanleihen 539 betrachteten Währung (DM) und dem ECU, der in den letzten Jahren am meisten Marktanteile zu Lasten der DM gewonnen hat, enthalten. Zur besseren Vergleichbarkeit werden alle Beträge in US$ angegeben7. Der starke Anstieg des Emissionsvolumens und der Anleihezahl im DM-Segment im Jahre 1988 läßt sich vor allem auf die später zurückgenommene Einführung einer 10%igen Quellensteuer auf Zinserträge inländischer Anleihen ab 1. Januar 1989 zurückführen8. Als Emittenten traten verstärkt ausländische Tochterunternehmen von deutschen Banken auf. Von der ungewissen Situation im Zusammenhang mit der Wiedervereinigung Deutschlands profitierte das Segment der ECUAnleihen am meisten. Desgleichen stieg die Emission von (DM-) Reverse Floatern. Insgesamt fiel das Emissionsvolumen des Gesamtmarktes gegenüber 1989 um ca. ein Viertel9. Wie schon erwähnt, werden erst seit 1988 für Anleihen des DMEuroanleihemarktes Ratings vergeben. Die mit Abstand größten Ratingagenturen sind Standard & Poor's (S&P) und Moody's, die gegen eine vom Emittenten zu zahlende Gebühr, die vom Emissionsvolumen abhängig ist, die Bonität des Emittenten und die Ausfallwahrscheinlichkeit der speziellen Anleihe prüfen10. Für die hier verwendeten Anleihen lagen die Ratings von Moody's vor11. Auf eine zusätzliche Erhebung von S&PRatings wurde verzichtet, da zum einen Moody's-Ratings für ausreichend viele Anleihen verfügbar sind12 und zum anderen in einer Studie von Ederington, Yawitz und Roberts (1987) die Hypothese, daß das Rating von Moody's und das von S&P gleichwertig sind, nicht widerlegt werden 7 Die Daten der Tabelle 1 sind den folgenden Zeitungsartikeln entnommen: Uhlig (1992); Uhlig (1991); Uhlig (1990); Uhlig (1989); Cohen (1989); Uhlig (1988). 8 Vgl. Kutzer (1989). 9 Vgl. Uhlig (1991). 10 Die zweite Prüfung ist notwendig, da für einige Anleihen besondere Konstruktionen bestehen, die zu einer Erhöhung oder Reduzierung der Ausfallwahrscheinlichkeit führen können. Vgl. Moody's Investor Service (1991), S. 2. Auf dem Euroanleihemarkt sind Anleihen mit einem erhöhten Ausfallschutz, wie z.B. Asset-Backed Securities, noch nicht sehr zahlreich vertreten, da deren Emission teilweise nicht erlaubt ist bzw. war. 11 Diese Informationen entstammen der Teildatenbank „Anleihen und Zinsdaten" der Deutschen Finanzdatenbank (DFDB). Die Teildatenbank wurde im Rahmen des Schwerpunktprogramms „Empirische Kapitalmarktforschung" der Deutschen Forschungsgemeinschaft am Lehrstuhl von W. Bühler an der Universität Mannheim aufgebaut und wird nun durch Mittel des Zentrums für Europäische Wirtschaftsforschung, Mannheim, gepflegt. Für eine Übersicht über die DFDB siehe Bühler, Göppl, Möller & Mitarbeiter (1993), S. 287 - 332. 12 Nach eigenen Angaben versieht Moody's 70% aller Euroanleihen mit einem Rating. Vgl. Moody's Investor Service (1991), S. 2. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 540 Markus Nöth konnte13. Allerdings kommen Hsueh und Kidwell (1988) zu dem Schluß, daß in jedem Fall zwei Ratings besser sind als nur eines, und zwar unabhängig davon, ob beide Agenturen ein identisches oder verschiedene Ratings vergeben haben14, da sich so die asymmetrische Information zwischen Emittent und Gläubiger reduzieren läßt und dementsprechend niedrigere Renditen verlangt werden. Die Aussagen über die absolute Höhe der festgestellten Spreads unterliegen deshalb gewissen Einschränkungen. Bei der Bewertung von Anleihen durch Moody's wird das Kreditrisiko, definiert als die zukünftige Fähigkeit, die Anleihe vollständig zu bedienen, ebenso wie die Besicherung der Anleihe herangezogen15. Moody's verleiht die Ratings ,Aaa' (beste Bonität) bis ,D' (ausgefallene Anleihe)16. Außerdem vergeben S&P seit 1975 und Moody's seit April 1982 sogenannte „modified ratings"17, die eine verfeinerte Abstufung bei der Vergabe von Ratings ermöglichen. Es werden dabei die Klassen ,B' bis ,Aa' weiter unterteilt, wobei mit einer ,Eins' das obere und mit ,Drei' das untere Drittel einer Klasse gekennzeichnet ist. Bis zum Rating ,Baa3' (dies entspricht bei S&P dem Rating ,BBB-') zählt eine Anleihe zu den sogenannten Investment grade bonds', die ohne Einschränkungen von den Investmentfonds gekauft werden dürfen. Die restlichen Anleihen gelten als Junk Bond bzw. „non-investment grade"18. Diese schlichte Differenzierung etablierte sich am Markt infolge einer inzwischen revidierten Entscheidung der US-Regierung aus dem Jahre 1933, nach der staatliche Banken nur Anleihen mit einem Rating, das ,Baa' oder besser ist, kaufen dürfen19. Die Emittenten bezahlen für das Rating einer ihrer Anleihen an die Ratingagentur eine Gebühr, da sie offensichtlich davon ausgehen, daß eine Anleihe mit Rating zu einem höheren Kurs als eine vergleichbare Anleihe ohne Rating verkauft werden kann, und zwar unabhängig vom Ausgang der Prüfung. Diese Annahme ist plausibel, da die Angabe eines Ratings die asymmetrische Information bezüglich der Kreditwürdigkeit des Emittenten reduziert. Das Rating von Anleihen besitzt einen direk13 Vgl. Ederington, Yawitz & Roberts (1987), S. 220. Hettenhouse & Satoris (1976) behaupten, daß S&P das Rating konservativer vergibt, während Morton (1975) das Gegenteil in einer Untersuchung bestätigte. 14 Vgl. Hsueh & Kidwell (1988), S. 52 f. und Liu & Moore (1987). 15 Vgl. Moody's Investor Service (1991), S. 2 16 Vgl. Moody's Investor Service (1993), S. 859 zur Rating-Systematik. 17 Vgl. Perry, Liu & Evans (1988), S. 231. 18 Vgl. beispielsweise Fons (1987), S. 82. 19 Vgl. Pinches & Mingo (1975), S. 201, Fußnote 2. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DM-Euroanleihen 541 ten und häufig sehr starken Einfluß auf den Kapitalmarkt20, auch wenn dieser Einfluß nicht exakt spezifiziert werden kann. So war z.B. 1975 auf dem amerikanischen Markt keine Industrieobligation mit einem schlechteren Rating als ,A' zu plazieren21, bzw. die Höhe der notwendigen Zinszahlungen für eine solche Anleihe vereitelte eine Emission. Nur der Einfluß des Ratings auf die Entscheidungen der Investoren ermöglicht es den Ratingagenturen zu existieren22. Ob ein Rating auch einen statistisch nachweisbaren Informationsgehalt besitzt und wie groß dieser ist, wurde für den amerikanischen Markt mehrfach und differenziert untersucht23. Grundsätzliche Probleme bezüglich des Informationsgehalts von Ratings ergeben sich dadurch, daß nur die Emittenten, die regelmäßig mit relativ großen Anleihen am Markt auftreten, in festen Abständen von den Agenturen überprüft werden. Bei ca. 50% der Emissionen findet hingegen erst dann eine Überprüfung des Ratings statt, wenn durch allgemein verfügbare Informationen bereits eine Marktreaktion zu beobachten war24. Ferner darf nicht vergessen werden, daß die Emittenten ein sehr großes Interesse haben, ihre wirtschaftliche Situation möglichst positiv darzustellen, um die Finanzierungskosten zu senken. Dennoch läßt sich festhalten, daß trotz aller Probleme, die mit dem Verfahren der Ratingvergabe zusammenhängen, dem Rating in den USA aus Ermangelung anderer allgemein und einfach zugänglicher Informationsquellen eine große Bedeutung zukommt, die sich auf dem Euroanleihemarkt nun ebenfalls etabliert. Bei der Renditeberechnung ist generell darauf zu achten, daß, unabhängig von der Berechnungsmethode, alternativ zur Verfügung stehende Anleihen miteinander verglichen werden können. Da auf dem Euroanleihemarkt weder die Emissionstermine noch die Zahl der Kupontermine pro Jahr festgelegt sind, bietet sich nur die AIBD-Methode25 an, um beim Vergleich von Jahresrenditen nicht solche Anleihen zu bevorzugen, die nur einen Kupontermin pro Jahr besitzen. Außerdem ist die zur Zeit 20 vgl. Pinches & Mingo (1975), S. 204. 21 Vgl. Ross (1976), S. 132. 22 Vgl. Hsueh & Kidwell (1988), S. 47. 23 Ein kurzer Überblick findet sich in Abschnitt IV. 3. 24 Vgl. Ross (1976), S. 141. Von 2000 Emittenten werden ca. 500 vierteljährlich, weitere 500 jährlich und die restlichen 1000, sobald es die Situation erfordert, überprüft. Neuere Zahlen sind uns nicht bekannt. 25 Die AIBD ist inzwischen in der ISMA (International Securities Markets Association) aufgegangen. Vgl. Uhlig (1992). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 542 Markus Nöth am Euroanleihemarkt gültige Methode „AIBD Rule 803" im Mai 1973 von der Mitgliederversammlung der AIBD zur Vereinheitlichung beschlossen26 und als „Standard maturity yield definition" festgehalten worden27. Zur Vereinfachung sind in dieser Studie bei der Berechnung der Rendite Steuern und Transaktionskosten nicht berücksichtigt. Außerdem fließen Renditen von Anleihen mit einer Restlaufzeit von weniger als einem Jahr nicht in die Untersuchung ein, falls für die Anleihe lediglich ein Taxkurs vorliegt28. Sofern Stückzinsen berechnet werden müssen, die zwischen der Emission und dem ersten Kupontermin angefallen sind, ist der erste Valutatag der Anleihe maßgeblich. Da dieser aber mit den allgemein zugänglichen Informationen29 nicht eindeutig zu bestimmen ist, wird der erste Valutatag aus dem Jahr der Urkundenausstellung sowie dem Tag der Zinszahlungen bestimmt. Auch wenn nach Auskunft einiger Banken nur sehr wenige Anleihen am DM-Euroanleihemarkt mit einer überlangen oder verkürzten ersten Kuponperiode existieren, könnte diese Annahme zu einer falschen Berechnung der Rendite führen, die aber bei dieser Untersuchung vernachlässigt werden muß. Die aus der Kuponabtrennung einige Tage vor dem Kupontermin resultierende Ungenauigkeit bei der Berechnung der Stückzinsen wird ebenfalls vernachlässigt, da dies so gut wie keine Auswirkungen auf die Renditeberechnung hat. 26 Vgl. Wagner (1988), S. 119 - 127. 27 Die Zeit zwischen zwei Zeitpunkten errechnet sich nach der AIBD-Definition in Tagen (am Eurokapitalmarkt wird mit 30/360 Tagen gerechnet (vgl. Wagner (1988), S. 189)). In gebrochenen Perioden werden die Zahlungen exponentiell diskontiert. Die Umrechnung des Periodenzinssatzes in den Jahreszinssatz geschieht konform, so daß auch Anleihen mit mehr als einem Kupontermin pro Jahr mit denen mit nur einem Kupontermin vergleichbar sind. Zur Ermittlung der Periodenrendite y*Tje wird der folgende Ansatz gewählt: K0 der heutige Kurs, mit STZ die Stückzinsen, mit c der Kupon, mit N die Zahl der ausstehenden Kupontermine und mit RZK der Rückzahlungskurs bezeichnet. Die Zeit zwischen zwei Kuponterminen tk wurde als Normierung (bezeichnet mit") für die Zeit bis zum nächsten Kupontermin (Ta) und für die Zeit von t0 bis zur Endfälligkeit (Tg) gewählt. Als Näherungsverfahren zur Bestimmung der Periodenrenditen kam die Regula Falsi mit der von Wagner (1988, S. 205) vorgeschlagenen Näherung als erstem Startwert zum Einsatz. 28 Besitzt die Anleihe eine Restlaufzeit von mehr als einem Jahr, so ist ein Taxkurs in der Regel eine gute Näherung für den tatsächlichen Wert der Anleihe. 29 Die Daten wurden dem Hoppenstedt Rentenführer (1992), Band 4, entnommen. Dabei ist mit OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DM-Euroanleihen 549 Die Anleihen sind nicht kündbar, da sonst die Bewertung des Kündigungsrechts notwendig wäre. Außerdem besitzen sie eine konstante Verzinsung, ein (Moody's-) Rating und keinerlei Sonderausstattungen (Optionsschein (cum), Wandelrechte, RatentilgungsVereinbarungen). Von den 322 Anleihen wurden 199 vor 1988 emittiert und nachträglich mit einem Rating versehen, während die nach 1988 begebenen Anleihen in der Regel schon zu Beginn der Laufzeit ein Rating bekamen49. Das durchschnittliche Emissions volumen beträgt knapp 249 Millionen DM, wobei die Obergrenze bei 2 Mrd. DM liegt. Auf eine Erweiterung der Datenbasis durch eine entsprechende Eingruppierung der Anleihen, deren Emittenten über ein Unternehmensrating verfügen, wurde verzichtet, um nicht durch mögliche Fehleinschätzungen das Ergebnis zu verfälschen. Für die Untersuchungen auf dem amerikanischen Markt steht eine große Zahl von Anleihen zur Verfügung. Deshalb gelingt es, Anleihen auszuwählen, die während des gesamten Untersuchungszeitraums existieren, wodurch eine wesentliche Voraussetzung für eine Zeitreihenanalyse erfüllt ist50. Ein ähnliches Vorgehen in dieser Untersuchung eliminierte vor allem in den problematischen, d.h. wenig besetzten Klassen mit niedrigem Rating zu viele Anleihen. Eine Regression wäre dann nicht mehr durchführbar. Auch die Zulassung der Endfälligkeit von Anleihen im Untersuchungszeitraum brächte keine wesentliche Verbesserung der Situation, da sich unter den verbleibenden 199 Anleihen (Emissions]ahr vor 1988)51 nur sehr wenige mit dem Rating ,Baa' oder ,Junk' befinden, so daß statistische Aussagen nicht möglich wären. Deshalb werden alle Anleihen unabhängig von ihrem Emissionszeitpunkt gleich behandelt. Die Verwendung einer ,Unbalanced Paner-Schätzung berücksichtigt einige der angesprochenen Probleme. treten, während die Unterschiede bei den anderen so klein sind, daß alle Anleihen in derselben Klasse verbleiben. 49 Das Jahr 1991 ist nur mit wenigen Neuemissionen in der Untersuchung vertreten, weil zum einen im gesamten DM-Segment nur relativ wenige Anleihen emittiert wurden und zum anderen die allgemeine Erwartung sinkender Zinsen zur Emission vieler Anleihen mit Sonderrechten oder variablen Zinsen, insbesondere Reverse Floater, führte, die hier nicht berücksichtigt sind. so Reilly & Joehnk (1976) betrachten nur solche Anleihen, die in ihrem Untersuchungszeitraum keine Ratingänderung erfahren, eine Mindestrestlaufzeit von 20 Jahren und einen Kupon zwischen 4,125% und 5,125% besitzen. Kaplan & Urwitz (1979) beschränken sich auf Anleihen, die im Untersuchungszeitraum von 1971 bis 1972 ein unverändertes Rating aufweisen. 51 Die genaue Vorgehensweise sowie weitere Daten über die untersuchten Anleihen sind auf Nachfrage beim Autor erhältlich. 361 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 550 Markus Nöth Der Einfluß der Restlaufzeit auf die Beurteilung des Ausfallrisikos, das sich im Spread niederschlägt, wurde durch die Aufteilung der Anleihen in zwei Gruppen (kleiner bzw. größer 5 Jahre) überprüft. Für die Regression sind keine Renditen zulässig, die auf einem Taxkurs basieren und zu einer Anleihe mit einer Restlaufzeit von weniger als einem Jahr gehören, da sonst zu große willkürliche Schwankungen der Rendite auftreten. Ansonsten werden die Renditen aller Anleihen mit einer Restlaufzeit von mindestens einem halben Jahr und höchstens 12,5 Jahren berücksichtigt52. Eine Aufteilung in verschiedene Marktsegmente unterblieb wegen der geringen Anzahl der Anleihen in den meisten Ratingklassen, obwohl dies in US-amerikanischen Untersuchungen die Ursache für z.T. gegensätzliche Ergebnisse war. Die Aufteilung der Anleihen in die verschiedenen Ratingklassen ist der folgenden Tabelle 2 zu entnehmen, wobei die schwache Besetzung der Ratingklasse „Junk" in den ersten beiden Jahren offensichtlich ist: Tabelle 2 Übersicht über die Besetzung der Ratingklassen im Beobachtungszeitraum Aaa Aa A Baa Junk Summe 1988 131 63 20 23 5 242 1989 148 71 23 29 7 278 1990 .148 76 27 30 19 300 1991 140 76 35 20 22 293 Die angegebenen Regressionen wurde mit dem Programm „Limdep"53 durchgeführt. Für jede der drei Alternativen wurde eine Regression mit allen (11880) Datensätzen und zwei mit jeweils ungefähr der Hälfte der Datensätze berechnet, wobei die erste Hälfte die Datensätze der „Niedrigzinsphase" (bis 31.12.89) und die zweite die der „Hochzinsphase" (ab 01.01.90) umfaßt54. So sollten die Konstanz der Spreads und die drei Haupthypothesen getrennt für beide Phasen überprüft werden. 52 Unter den 11880 verwendeten Kursen befinden sich 1274 Taxkurse. Die Beschränkung auf Anleihen mit einer Restlaufzeit von weniger als 12,5 Jahren eliminierte vier Anleihen. 61 Anleihen laufen im Untersuchungszeitraum aus. 53 William H. Greene Econometric Software, Inc.; Version 6.0. 54 Die Anleihe von Maxwell Communication Corp. plc (WKN 484200) hat sich zunächst für die Regressionsanalyse qualifiziert. Eine Überprüfung der Ratings ergab jedoch, daß Moody's lediglich bei der Emission der Anleihe ein Rating veröffentlichte. Damit war eine eindeutige Einordnung der Anleihe in eine Ratingklasse nicht mehr gesichert, so daß die Renditen der Anleihe nicht berücksichtigt wurden. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DM-Euroanleihen 551 IV. Ergebnisse und Interpretation 1. Regressionsergebnisse mit allen Daten Wie schon in Abbildung 1 zu sehen ist, scheint ein genereller Zusammenhang zwischen Rating und Rendite gegeben zu sein. Außerdem ist die Rendite um so höher, je schlechter das Rating ist. Es ist aber auch deutlich zu erkennen, daß die Spreads im Zeitablauf nicht konstant sind, sondern offenbar vom allgemeinen Zinsniveau abhängen. Eine stichprobenartige Kontrolle der Renditen zeigt zudem, daß Anleihen mit identischem Rating und ungefähr gleicher Restlaufzeit eine fast identische Rendite aufweisen. Die Regressionsergebnisse unter Verwendung aller Renditen sind in Tabelle 3 angegeben. Die Hypothese H\ kann bei allen drei alternativen Regressionsansätzen nicht verworfen werden, d.h., ein Zusammenhang zwischen Rating und Rendite einer Anleihe existiert. Im einzelnen ergibt sich bei der Alternative AI ein t-Wert von 44,60 (Test von ß5 = 0), bei der Alternative A2 F[4;11884] = 730,82 {ß5 = ß6 = ß7 = ßB = 0) und bei der Alternative A3 ein F-Wert von 599,90 (ß5 = ß6 = ßn = 0). Zudem ist deutlich zu erkennen, daß fast alle Koeffizienten signifikant von Null verschieden sind. Im Falle der ersten Alternative sind die Hypothesen H2 und H3 zu verwerfen, da der Koeffizient ß5 signifikant positiv ist. Bei der Hypothese Hz wird deutlich, warum diese Form der Ratingoperationalisierung abzulehnen ist: Aus dem Verwerfen von H2 folgt sofort jenes von H3, da die Ordnung der Spreads schon durch die Wahl der Operationalisierung fest vorgegeben ist. Außerdem ist den Renditeverläufen zu entnehmen, daß die Renditespreads zwischen den Anleihen jeweils benachbarter Ratingklassen nicht konstant und gleich sind. Im folgenden werden deshalb die Regressionsergebnisse nur noch für die Alternativen A2 und A3 angegeben und diskutiert. Bei jeder der durchgeführten Regressionen ist (E^Vol) stets signifikant negativ. Mit großer Wahrscheinlichkeit fällt demnach die Rendite mit steigendem Emissionsvolumen, so daß die Operationalisierung der Liquidität sinnvoll erscheint. Das negative Vorzeichen des Restlaufzeitkoeffizienten ßz deutet auf eine inverse Renditestruktur hin. Jedoch herrschte in der „Niedrigzinsphase" (bis Januar 1990) eine normale Renditestruktur vor, weshalb eine genauere Untersuchung angebracht erscheint. Doch zunächst sollen die anderen Hypothesen getestet werden. Die Hypothese H2 wird bei den Alternativen A2 und A3 in jedem Fall verOPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 552 Markus Nöth PQ < < < a a> Oft ä 3 M & a v a o> s 2 u s k T5 «•n JS £ T5 fl £ S CS a 1 < C < : i C m 5 | '. • i • • : i i : i : o o o o o o o o o <N o o o © © o © © © % ™ »IIP^H Ö5 £ •CS» »o -o OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DM-Euroanleihen 553 •a; ff CO « o > W N « OQ 00 LO m cm lO CM CM ^ CO co^ co^ co^ o ©~ cT 00 c- < CM co m < £ CO © £ csT cT [> CO CO o 00 i-H Oi CO ^ 00 CO £ ©^ o" cT cT 00 c^ i-H i-H i-H o 00 I> < o CM CO £ in 00 CD cT cT ©~ cT CM CO CO in CO © i-H o Oi CO t> CO i-H in CM Oi ^ o 1-H cd ©^ o" cT cT cm" cT * * CO 1-H m ^ CO CO CO CO CO CO CS] t> CM 00 CM o^ cd ©^ cT © cT cT o" 1 1 1 * * * * * * CO lO CO o CO Oi o OS 00 o CM I-H CM CD o cd o ©^ o CD cT cT cT cT 1 1 1 Oi 00 CM © Oi i-H CO lO in CM t> in CM 1-1 c-rH i-H i-H CO cd <N ©^ CO o i-T o~ t—T i—r cT ^ & ^ c^ Oi oT CO Oi 00 CM ^ t> CO CO t> CM CO co i-H 1-H CD i-H csT 1 cT r-T 1 o" CO 1 o OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 554 Markus Nöth worfen55. Ob sich die Spreads zweier benachbarter Ratingklassen unterscheiden, wird mit jeweils einem F-Test (z.B.: ßq - ß$ = 0) geprüft. Eine Ausnahme bilden die Prüfungen zwischen den Klassen ,Aaa' und ,Aa', für die bei der zweiten Alternative ein T-Test auf ß5 = 0 genügt. Die Ergebnisse lauten im einzelnen: Tabelle 4: Überprüfung der Hypothese H2: alle Werte signifikant bei 1% H2 ßAaa - ßAa = 0 ßAa - ßA = 0 ßA - ßßaa = 0 ßßaa — ß Junk = 0 A2: F[l,11884] 6,026* 19,74 68,91 324,50 A3: F[l,11885] 346,20 82,80 98,15 82,80 * T-Test Bei der Überprüfung der Hypothese H3 wird folgendes Kriterium verwendet: Sofern der Quotient aus der Differenz der jeweiligen Spreads zweier benachbarter Ratingklassen und des größeren der beiden Standardfehler größer als sechs ist, kann eine Überschneidung bei der Reihenfolge ausgeschlossen werden. Tabelle 5 ist zu entnehmen, daß bei der Alternative A3 eine Überschneidung der Klassen ,Aaa' und ,Aa' nicht auszuschließen ist. Ansonsten ist die Hypothese H3 aber für beide Alternativen abzulehnen, d.h., die Rangfolge des Ratings läßt sich auf die Rendite direkt übertragen. Tabelle 5: Überprüfung der Hypothese H3 H3 Aaa Aa Aa A A Baa Baa Junk Spread A2 NA 0,1596 0,1596 0,5018 0,5018 0,9487 0,9487 2,8428 Spread A2 6,026* [0,0402; 8,52] [0,0413; 10,82] [0,0567; 33,39] Spread A3 0,7893 0,8281 0,8281 1,6174 1,6174 2,0976 2,0976 2,8869 Spread A3 [0,0371; 1,05] [0,0730+; 10,81] [0,0730+; 6,57] [0,080+ + ; 9,87] * T-Wert; [max (Standardabweichung); ——-———-]; + Summe der ' 1 v max (Standardabweichung) J' Standardabweichungen von und ßi\ ++ Summe der Standardabweichungen von ß5 und ßi 55 Bei der Überprüfung von A3 zeigt sich ein Nachteil dieser Operationalisierung, der aus der impliziten Verknüpfung der Ratingklassen resultiert. Der Test zwischen den Klassen ,Aa' und ,A' bzw. ,Baa' und ,Junk' ist ein Test des siebten Koeffizienten auf Ungleichheit von Null. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DM-Euroanleihen 555 Wie schon erwähnt, ist zur Jahreswende 1989/1990 ein Strukturbruch beobachtbar. Zum einen geht die „normale" Renditestrukturkurve in eine inverse über und zum anderen steigen die Zinsen stark an. Deshalb werden nun die Regressionen für beide Teile des Untersuchungszeitraums wiederholt (Tabelle 6). Die Hypothese Hi wird in beiden Phasen weiterhin bestätigt, während die Hypothesen H2 und H3 beide verworfen werden. Sehr deutlich hat sich bei dieser Untersuchung gezeigt, daß die Spreads im Zeitablauf nicht konstant sind. Die Spreads der „Hochzinsphase" sind mehr als dreimal so groß wie jene der „Niedrigzinsphase". ß3 (Restlaufzeit) ist in der „Niedrigzinsphase" positiv und in der „Hochzinsphase" negativ und bildet damit die tatsächliche Renditestruktur ab. Auffällig ist außerdem der niedrige Wert von R2 in der „Hochzinsphase". Er wird von einigen wenigen Anleihen verursacht, die zeitweise eine Rendite von mehr als 40% aufweisen, da sie stark ausfallgefährdet waren56. Im nächsten Schritt werden beide Phasen noch in zwei Restlaufzeitgruppen unterteilt. Die Grenze zwischen beiden Gruppen liegt bei fünf Jahren. Die weitere Unterteilung verdeutlicht die Einzeleinflüsse einzelner Anleihen, womit auch die Grenzen der Daten erreicht sind. In der „Niedrigzinsphase" sind die Spreads im wesentlichen unabhängig von der Restlaufzeit. Hingegen macht sich in der „Hochzinsphase" die Zusammensetzung der Stichprobe deutlich bemerkbar: Trotz kürzerer Restlaufzeit und damit geringerem Ausfallrisiko (c.p.) sind die Spreads deutlich größer als bei den Anleihen mit langer Restlaufzeit. Die in dieser Phase vorliegende inverse Zins strukturkurve ist zur Erklärung nur teilweise geeignet. Eine größere Rolle spielt die Restlaufzeit der stark ausfallgefährdeten Anleihen, die bei allen weniger als fünf Jahre beträgt. Die Hypothesenüberprüfung brachte keine weiteren Erkenntnisse. 2. Diskussion der Ergebnisse Die Betrachtung aller Regressionsergebnisse führt zu dem Schluß, daß die Hypothese Hi für alle Regressionen mit jeder Operationalisierung des Ratings bestätigt wird, und zwar unabhängig von der Differenzierung der Anleihen nach der Restlaufzeit oder in verschiedenen Zinspha56 Die hier nicht vollständig aufgeführten Regressionsund Testergebnisse sowie weiter differenzierte Graphiken der Renditeverläufe können vom Autor bezogen werden. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 556 Markus Nöth 'ö; cd « ¡2 i W N « BQ o £> CM 00 CT iH r> ^ CO CO CO CO c> CM^ I> CM o~ o o" c-O ^ 00 c-Oi 00 CO co CO CO 00 s t> CD o z Ä cT cT CO cT Oi in iH ^ CD CO CM CM CS] Ol m m m Oi O Oi 00 i in i> o iH ^ in CO o ^ CD CM^ ©^ Ol o o~ o r—T cT cT o" cT CT CTT 00 ^ CO ^ D-oT cm o © t> o Oi m i m CM CO co CT) iH c-CO CM^ O CO ©^ CM^ ©^ o^ cT o~ ©~ cT o~ o" o 00 oT 00 00 00 CO s CD CM o CO Oi ^ iH o OS rH c-»H CS] CO Do CD rH^ CO^ cq 00 O^ o~ o" o o" cS O^ o in CM" t> in in CO i—i i ?H o CM iH iH o CT rH c^ CT) tH 00 ^ ©^ CD rH ©^ O^ rH cT cT o cT cT o" 1 1 1 1 CO ST 00 in in o* CT5 00 CT ^ o o CM m Oi o 00 rH ^ CO Oi ?H CO CO CD CM^ CD co (N CO o~ ©~ o~ ©~ o o" ^ 1 i CO iH c-oT m in" iH in o £> 00 00 CM t> 00 o iH CO I> o iH rH i> CD © ©^ ©^ co^ O^ o^ i-T cT r—r cT r—r ^ iH*" o" + + ^ CM 00 o ^ iH C-t> ^ a> m 00 rH iH r> iH CO o iH CT5 CT iH CO iH O^ CO^ in o" o~ in o" o" o] 1 1 ÜJD tüO CM s CM .c o CO S CO ^J < cu < o rZ < cu < o '3 Ö ö CO M 6 o •rH ß + Ö cd 6 a> ti $ ö V bfl 'ö OJ i=l cd Ö cd «H ö tüO 0> Xi H cd 6 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DM-Euroanleihen 557 sen. Es kann also ein Zusammenhang zwischen dem Rating und der Rendite einer Anleihe unter Berücksichtigung von Zinsniveau, Restlaufzeit und Liquidität angenommen werden. Die Hypothesen H2 und H3 können durchweg verworfen werden. Die Rendite von Anleihen zweier benachbarter Ratingklassen unterscheidet sich demnach signifikant voneinander (H2), wobei dies für die Ratingklassen ,Aaa' und ,Aa', abhängig von der Operationalisierung des Ratings, nicht immer eindeutig möglich ist. Außerdem steigt mit der Verschlechterung des Ratings die Rendite (H3). Dabei ist zu bedenken, daß es sich bei dieser Untersuchung um versprochene und nicht um erzielte Renditen handelt. Die bei der Alternative 3 gescheiterte signifikante Trennung der Klassen ,Aaa' und ,Aa' deutet keinen grundsätzlichen Fehler der verwendeten Operationalisierung an, da auch Ederington, Yawitz & Roberts (1984) für den US-amerikanischen Markt mit einem anderen Modell ähnliche Ergebnisse erzielten57. Eine ex ante Einordnung von Anleihen in die verschiedenen Ratingklassen zu Prognosezwekken ist wegen zu vieler fehlender Daten, die die individuelle Situation eines Emittenten abbilden, noch nicht durchführbar, so daß zwar von der Rendite einer Anleihe (ex post) auf ihr Rating geschlossen werden kann, eine Ratingprognose jedoch nicht möglich ist. Bevor nun einige Implikationen für die konkrete Investitionsentscheidung anhand von Einzelfällen beleuchtet werden sollen, bleibt folgendes festzuhalten. Da die erste Alternative der Ratingoperationalisierung die Ergebnisse durch die Annahme der Spreadkonstanz zwischen den Klassen erzwingt, kann ohne eine weitere Überprüfung nur die zweite Alternative weiterverwendet werden. Vor einer weiteren Verwendung der dritten Alternative müßten die implizit unterstellten Zusammenhänge auf ihre Angemessenheit untersucht werden, auch wenn diese Alternative den Anforderungen dieser Studie genügte. Die Operationalisierung der Liquidität mit Hilfe des Emissionsvolumens hat sich bei allen Teiluntersuchungen bewährt, auch wenn ein hohes Emissionsvolumen lediglich die Voraussetzungen für einen liquiden Markt schafft. Des weiteren hat sich gezeigt, daß die angenommene Konstanz der Spreads im Zeitablauf nicht gegeben ist. Aufgrund der Ergebnisse erscheint ein Zusammenhang zwischen der Höhe der Spreads und dem allgemeinen Zinsniveau sowie zur Ausfallrate in einer Ratingklasse zu bestehen, der hier jedoch wegen der vergleichsweise geringen Zahl von Anleihen nicht näher untersucht werden konnte. Dennoch bleibt festzuhalten, daß die 57 Vgl. Ederington, Yawitz & Roberts (1984), S. 13. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 558 Markus Nöth vorhandene Anleiheanzahl ausreichend war, um die relativ allgemein gehaltenen Hypothesen zu überprüfen58. 3. Ausgewählte Einzeluntersuchungen Die durchgeführten Regressionen haben den grundsätzlichen Zusammenhang zwischen dem Rating und der Rendite von Anleihen aufgezeigt. Es gibt allerdings einige Anleihen, die Zweifel am Informationsgehalt des Ratings bzw. der Ratingänderungen aufkommen lassen. Deshalb soll nun geprüft werden, ob und wie ein Investor unter Nutzung von Ratinginformationen eigene Investitionen tätigen sollte, um eine höhere risikokorrigierte Rendite als bei der entsprechenden Investition in das Marktportefeuille zu erzielen. Mit anderen Worten stellt sich die Frage, ob, wann und in welchem Umfang eine Ratingänderung sich in einer Renditeänderung niederschlägt. Im folgenden werden zur Unterstützung der Argumentation die für den US-amerikanischen Markt vorliegenden empirischen Untersuchungen herangezogen, die allerdings bislang keine eindeutigen Schlüsse zulassen. Die Informationseffizienz-Hypothese in ihrer mittelstarken Form59 kann hier nur als Leitfaden dienen, da sie mangels einer ausreichenden Zahl von Ratingänderungen an dieser Stelle nicht empirisch überprüft werden kann. Deshalb beschränken sich die Einzeluntersuchungen auf deskriptive Analysen einzelner Anleihen, die einen außergewöhnlichen Verlauf der individuellen Renditen, z.B. eine (zeitweise) Rendite von über 40%, aufwiesen. Die deskriptive Analyse kann zum einen einige Besonderheiten der vorgestellten Regressionsergebnisse erklären60 und zum anderen für zukünftige Untersuchungen wertvolle Hinweise für die Modifizierung der Regressionsansätze liefern. Die betrachteten Anleihen wurden von Maxwell Communication Corp. plc, Polly Peck International Finance Plc., Fluor Corp. sowie von News International PLC emittiert. Auf Basis der täglichen Renditeentwicklung und der verfügbaren Presseveröffentlichungen sowie Informationen der Ratingagenturen werden 58 Ang & Patel (1975) hingegen stellten fest, daß es für eine langfristige Einschätzung von Anleihen gefährlich ist, das Rating als Investitionsrichtlinie zu verwenden. Sie empfehlen statt dessen die Diversifikation über alle Ratingklassen oder eine gezielte Auswahl von Anleihen mit niedrigem Rating. Dies bedeutet aber, daß sie den Renditeaufschlag der Junk-Bonds für zu groß gemessen am zusätzlichen Risiko halten. 59 Vgl. Fama (1991), S. 1576 f. 60 Es läßt sich dann beispielsweise der niedrige Wert von R2 in der „Hochzinsphase" (s. Tabelle 6) erklären. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DM-Euroanleihen 565 spezifische Situation einer Anleihe analysiert werden, zumal die Ratingvergabe für den Euroanleihemarkt noch nicht lange existiert und somit Fehlurteile der Ratingagenturen häufiger auftreten können. In welchem Maße sich der Ausfall einzelner Anleihen eines Portefeuilles auswirkt, bleibt aber ebenso wie der Vergleich der (ex post) returns von Anleihen unterschiedlicher Ratingklassen weiteren Untersuchungen vorbehalten, da hierfür eine breitere Datenbasis erforderlich ist. Sobald mehr Anleihen mit einem Rating für weitere empirische Untersuchungen zur Verfügung stehen, könnten auch die Ergebnisse für die Ratingklassen ,Baa' und ,Junk' überprüft werden, bevor die Parameter für die Veränderung der Spreads bestimmt werden. Hierfür sollte der Euroanleihemarkt zunächst in verschiedene homogene Segmente aufgeteilt werden, damit auch solche Faktoren Berücksichtigung finden, die nur die Rendite einzelner Segmente beeinflussen. Studien über den Einfluß von steigenden und fallenden Zinsen einerseits und von strukturellen Veränderungen der Renditestrukturkurve in den einzelnen Ratingklassen andererseits auf die Höhe der Spreads können jedoch erst bei langen Beobachtungszeiträumen an Bedeutung gewinnen. Mit dieser Untersuchung ist ein erster Schritt auf dem Weg zur Erklärung der Zusammensetzung von Anleiherenditen vollzogen. Eine größere Anzahl von Anleihen am DM-Euroanleihemarkt wird zukünftig Untersuchungen ermöglichen, bei denen vor allem auch die Angemessenheit der existierenden Spreads unter Berücksichtigung der Anleiheausfälle überprüft werden kann. Literatur Ang, J. S. & Patel, K. A. (1975): Bond Rating Methods: Comparison and Validation, Journal of Finance, 30, 631 - 640. - Brown, K. (1990): Debt clouds ride high in the Sky, Financial Times, Nr. 31263, 28. September 1990. - Bühler, W., Göppl, H., Möller, H.-P. & Mitarbeiter (1993): Die deutsche Finanzdatenbank, Zeitschrift für betriebswirtschaftliche Forschung, Sonderheft 31, Bühler, W., Hax, H. & Schmidt, R. (Hrsg.), Empirische Kapitalmarktforschung, 287 - 332. - Cohen, N. (1989): Japanese strengthen underwriting table lead, Financial Times, Nr. 30733, 3. Januar 1989. - Ederington, L. H., Yawitz, J. B. & Roberts, B. F. (1984): The informational Content of Bond Ratings, NBER Working Paper Nr. 1323. - Ederington, L. H., Yawitz, J. B. & Roberts, B. F. (1987): The informational Content of Bond Ratings, Journal of Financial Research, 10.3, 211 - 226. - Fama, E. F. (1991): Efficient Capital Markets: n, Journal of Finance, 46, 1575 - 1617. - Fisher, L. (1959): Determinants of Risk Premiums on Corporate Bonds, Journal of Political Economy, 67, 217 - 230. - Fons, J. S. (1987): The Default Premium and Corporate Bond Experience, Journal of Finance, 42, 81 - 97. - Fräser, D. R. & Richards, R. M. 37' OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 566 Markus Nöth (1977): Further evidence on the informational Value of bond-rating changes, Quarterly Review of Economics and Business, 17.3, 73 - 77. - Freeman, A. (1990): Eurobonds ride crest of a wave. Financial Times, Nr. 31215, 2. August 1990. - Greene, W. H. (1992): Limdep, Version 6.0 - User's Manual and Reference Guide, Econometric Software, Inc., Bellport NY. - Greene, W. H. (1993): Econometric Analysis, Second Edition, Macmillan Publishing Company, New York. - Grier, P. & Katz, S. (1976): The Differential Effects of Bond Rating Changes among Industrial and Public Utility Bonds by Maturity, Journal of Business, 49, 226 - 239. - Hand, J. R. M., Holthausen, R. W. & Leftwich, R. W. (1992): The Effect of Bond Rating Agency Announcements on Bond and Stock Prices, Journal of Finance, 47, 733 - 752. - Harverson, P. (1991): News Corp. wins 3-year extension from banks, Financial Times, Nr. 31617, 25. November 1991. - Hettenhouse, G. W. & Satoris, W. L. (1976): An Analysis of the Information Value of Bond-Rating Changes, Quarterly Review of Economics and Business, 16, 65 - 78. - Hoppenstedt Verlag (Hrsg.) (1992): Der Rentenführer 1992, Band 4, Darmstadt. - Horrigan, J. O. (1966): The determination of long-term credit standing with financial ratios, Empirical Research in Accounting 1966, Journal of Accounting Research Vol. 4 (suppl.), 44 - 62. - Hsueh, L. P. & Kidwell, D. S. (1988): Bond ratings: Are two better than one?, Financial Management, 17, 46 - 53. - Ingram, R. W., Brooks, L. D. & Copeland, R. M. (1983): The Information Content of Bond Rating Changes: A Note, Journal of Finance, 38, 997 - 1003. - Kaplan, R. S. & Urmitz, G. (1979): Statistical models of bond ratings: a methodological inquiry, Journal of Business, 52, 231 - 261. - Kaserer, C. (1995): Die Ankündigung von Ratingänderungen und die Kurseffekte auf dem Markt für DM-Auslandsanleihen: Eine empirische Untersuchung für den Zeitraum 1989 bis 1993, Österreichisches Bankarchiv, 43, 263 - 273. - Katz, S. (1974): The Price Adjustment Process of Bonds to Rating Reclassifications: A Test of Bond Market Efficiency, Journal of Finance, 29, 551 - 559. - Kutzer, H. (1989): Das Euro-DM-Geschäft wird weiter von den deutschen Bankinstituten beherrscht, Handelsblatt, Nr. 7, 10. Januar 1989. - Liu, P. & Moore, W. T. (1987): The impact of split bond ratings on risk premia, Financial Review, 22, 71 - 85. - Moody's Investors Service (1991): Moody's Global Ratings, Dezember. - Moody's Investors Service (1993): Moody's Investors Service Rating Definitions, Moody's Credit Opinions Euromarket - April, 858 - 863. - Morton, G. (1975): A Comparative Analysis of Moody's and Standard and Poor's Bond Ratings, Review of Business and Economic Research, Winter, 58 - 63. - o.V. (1990): The News Corporation Limited - Résultats des neuf premiers mois de l'exercice fiscal 1989, La Vie française, Nr. 2346, 26. Mai 1990. - o.V. (1991): Umschuldungspaket für News Corporation, Neue Züricher Zeitung, Nr. 2, 5. Januar 1991. - Perry, L. G., Liu, P. & Evans, D. A. (1988): Modified bond ratings: further evidence on the effect of split ratings on corporate bond yields, Journal of Business Finance and Accounting, 15.2, 231 - 242. - Pinches, G. E. & Mingo, K. A. (1973): A Multivariate Analysis of Industrial Bond Ratings, Journal of Finance, 28, 1-18. - Pinches, G. E. & Mingo, K. A. (1975): The Role of Subordination and Industrial Bond Ratings, Journal of Finance, 30, 201 - 206. - Pinches, G. E. & Singleton, J. C. (1978): The Adjustment of Stock Prices to Bond Rating Changes, Journal of Finance, 33, 29 - 44. - Pogue, T. F. & Soldofsky, R. M. (1969): What's in a Bond Rating? Journal of Financial and Quantitative Analysis, 4, 201 - 228. - Reilly, F. K. & Joehnk, M. D. (1976): The Association between Market-Determined Risk Measures for Bonds and Bond Ratings, Journal of Finance, 31, 1387 - 1403. - Ross, I. (1976): Higher stakes in the OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DM-Euroanleihen 567 bond-rating game, Fortune, April, 132 - 142. - Salomon Brothers (Hrsg.) (1990): Bond Market Roundup, 14. September 1990. - Schwendiman, C. J. & Pinches, G. E. (1975): An analysis of alternative measures of investment risk, Journal of Finance, 30, 193 - 200. - Snoddy, R. (1990): News Corp. plummets 74% after Sky losses, Financial Times, Nr. 31149, 16. Mai 1990. - Uhlig, A. (1988): Der Eurobondmarkt in einer Rückschrittsphase, Neue Züricher Zeitung, Nr. 24, 31. Januar/ 1. Februar 1988. - Uhlig, A. (1989): Gegenläufige Entwicklungen am Eurobondmarkt, Neue Züricher Zeitung, Nr. 23, 29./30. Januar 1989. - Uhlig, A. (1990): Strukturprobleme am Eurobondmarkt, Neue Züricher Zeitung, Nr. 28, 4./5. Februar 1990. - Uhlig, A. (1991): Verschärfte Misere des Eurobondmarktes, Neue Züricher Zeitung, Nr. 21, 27./28. Januar 1991. - Uhlig, A. (1992): Protektionistische Bedrohungen des Eurobondmarktes, Neue Züricher Zeitung, Nr. 32, 9./10. Februar 1992. - Wagner, E. (1988): Effektivzins von Krediten und Wertpapieren, Helmut Ricardi Verlag, Frankfurt am Main. - Wansley, J. W. & Clauretie, T. M. (1985): The impact of Credit Watch placement on equity returns and bond prices, Journal of Financial Research, 8, 31 - 42. - Weinstein, M. I. (1977): The Effect of a Rating Change Announcement on Bond Price, Journal of Financial Economics, 5, 329 - 350. - West, R. R. (1973): Bond Ratings, Bond Yields and Financial Regulation: Some Findings, Journal of Law and Economics, 16, 159 - 168. Zusammenfassung Untersuchung der Renditestruktur im Markt der DM-Euroanleihen Die Untersuchung der Renditestruktur am DM-Euroanleihemarkt unter besonderer Berücksichtigung des Anleiheratings steht im Mittelpunkt der Untersuchung. Dabei wird für den Zeitraum von 1988 bis 1991 u.a. gezeigt, daß mit sinkendem Rating die Rendite von ansonsten identischen Anleihen steigt. Neben dem Rating werden das allgemeine (DM-)Zinsniveau, das Emissionsvolumen und die Restlaufzeit der Anleihe zur Erklärung der Rendite herangezogen. Summary Study of the Yield Structure in the Euro Market for DM-Denominated Loans This study examines the correlation between the rating and yield to maturity of DM-Euromarket bonds. We find that, c.p. the yield to maturity of a bond increases with a decreasing rating between 1988 and 1991. We control for DM interest rate, bond's liquidity and time to maturity. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32 568 Markus Nöth Résumé Examen de la structure des rendements sur le marché des euro-emprunts en DM L'auteur se concentre sur l'examen de la structure des rendements sur le marché des euro-emprunts en DM en tenant particulièrement compte de la cotation des emprunts. Il montre entre autres pour la période allant de 1988 à 1991 que le rendement d'emprunts normalement identiques augmente lorsque la cotation diminue. Pour expliquer le rendement, il prend en compte, outre la cotation, le niveau général des taux d'intérêts (en DM), le volume des émissions et l'échéance restante des emprunts. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.28.4.535 | Generated on 2023-01-16 13:06:32