3. Stand der wissenschaftlichen Forschung über Märkte und ihre Teilnehmer

Vgl. Bruns/Meyer-Bullerdiek (2008): 99 [15]. Die Auswahl einer passenden Benchmark stellt oftmals die kritischste Anforderung dar. Siehe dazu Steiner/Bruns/Stöckl (2012): 308 [109].

Vgl. Kaiser/Vöcking (2002): 35 f. [68], Poddig/Brinkmann/Seiler (2009): 114 [99] sowie Steiner/Bruns/Stöckl (2012): 0308 [109].

Für eine tiefere Beleuchtung der Techniken zur Indexreplikation siehe Kommer (2007): 175–186 [70], Bruns/Meyer-Bullerdiek (2008): 110–115 [15] sowie Steiner/Bruns/Stöckl (2012): 310 f. [109].

Vgl. Kaiser/Vöcking (2002): 39 [68], Jünemann/Imbacher (2007): 173 [67], Lüscher-Marty (2012): 142 [77] sowie Steiner/Bruns/Stöckl (2012): 310 [109].

Vgl. Warwick (2000): 29 [116], Shefrin (2000): 91–93 [107], Bernstein (2006): 104 [9], Jünemann/Imbacher (2007): 171 f. [67], Goodfellow/Schiereck/Wippler (2013): 112 [47] sowie Baker/Ricciardi (2014): 496 [4].

Vgl. Kommer (2007): 15 [70] und Graham (2011): 249–258 [49].

Vgl. Sharpe (1966a): 119–138 [105]: keine Überrendite bei der Untersuchung von 34 Investmentfonds in den zwei Zeitspannen 1944–1953 und 1954–1963, Jensen (1968): 389–416 [65]: bei der Betrachtung von 115 Investmentfonds von 1945 bis 1964 sind diese im Durchschnitt nicht fähig eine Buy&Hold-Strategie des Marktes zu outperformen, Malkiel (1995): 549–572 [80]: Prüfung von 239 Investmentfonds zwischen 1971 und 1991 inkl. verschiedener Anlagestrategien zeigt keine signifikante Überrendite, Carhart (1997): 57–82 [16]: bei 1892 analysierten aktiv gemanagten amerikanischen Investmentfonds lagen von 1961 bis 1995 94 % unter der Benchmark, Arnott/Berkin/Ye (2000): 1–9 [1]: bei 500 untersuchten amerikanischen Standardwerten zwischen 1979 und 1998 lagen je nach Länge der betrachteten Periode bei 10 Jahren 90 % der Fonds unter dem Indexfonds mit einer Unterrendite nach Steuern auf Fondsebene von −4,5 %, bei 15 Jahren 96 % mit −5,1 % und bei 20 Jahren 86 % mit −2,8 % Unterrendite.

Für einen Überblick empirischer Studien zur Performance von Investmentfonds, Pensionsfonds, Hedgefonds, Private Equity und Privatanlegern siehe Swedroe (2011): 1–60 [111].

Für weitere Studien über fehlende Persistenz von Outperformance im allgemeinen siehe Treynor/Mazuy (1966): 131–136 [115], bspw. für ethische und Socially Responsible Mutual Fonds siehe Hamilton/Jo/Statman (1993): 62–66 [53] sowie Mallin/Saadouni/Briston (1995): 483–495 [81], speziell durch Market Timing siehe Sharpe (1975): 60–69 [106], Henriksson (1984): 73–96 [57], Chang/Lewellen (1984): 57–67 [21], für Anleihenfonds siehe Blake/Elton/Gruber (1993): 371–403 [10].

Vgl. Weber (2007): 47–49, 64–69 [117].

Vgl. Shefrin (2000): 177–182 [107], Bernstein (2006): 104 f. [9], Kommer (2007): 124–128 [70], Taleb (2008c) 288 f. [113] sowie May (2015): 164 f. [82]. Bei 30.000 Fonds und einer 45 %igen Chance für eine Outperformance müssen statistisch gesehen nach 10 Jahren 3 bis 4 Anleger jährlich eine Rendite über dem Index erzielt haben. Siehe dazu Kommer (2007): 126 [70]. Für eine ausführliche Betrachtung der statistischen Rolle des Zufalls auch besonders an der Börse siehe Taleb (2008a), insbesondere 185–188 [112] und Dobelli (2011): 81–83 [30].

Vgl. Cornell (2009): 131–134 [24] und Fama/French (2010): 1915–1942 [37].

Vgl. Fraser-Sampson (2013): 110 [41] und May (2015): 164 f. [82]. Es ist zu berücksichtigen, dass die Wertpapiermärkte als Ganzes ebenso wie die Volkswirtschaften positive Gesamtrenditen generieren. Die Argumentation gilt jedoch bei der Verteilung der Renditen in einem Markt. Siehe dazu Kommer (2007): 25 [70].

Vgl. Kommer (2007): 23 f. [70], Weber (2007): 50 [117], Swedroe (2011): 121–123 [111], Baker/Ricciardi (2014): 496 f. [4] sowie May (2015): 164 f. [82]. „If active and passive management styles are defined in sensible ways, it must be the case that: (1) before costs, the return on the average actively managed dollar will equal the return on the average passively managed dollar and (2) after costs, the return on the average actively managed dollar will be less than the return on the average passively managed dollar. These assertions will hold for any time period. Moreover, they depend only on the laws of addition, subtraction, multiplication and division. Nothing else is required“ Sharpe (1991), zitiert nach Swedroe (2011): 122 [111].

Vgl. Weber (2007): 50 [117] und Swedroe (2011): 72–74 [111].

Vgl. Bernstein (2006): 45 [9], Weber (2007): 53 f. [117] sowie Kommer (2007): 49–52 [70].

Vgl. Bogle (1999): 265–270 [12], Browne (2000): 6 [13] sowie Bernstein (2006): 109 f. [9]. In einer Untersuchung stellt Bogle fest, dass die Performance der zwanzig erfolgreichsten Fonds einer Periode von 1972 bis 1982 im folgenden Zeitraum zwischen 1982 und 1992 den Markt um 1,8 % underperformten (in einem anderen Versuchszeitraum um 1,5 %). Siehe dazu Swedroe (2011): 79 f. [111].

Vgl. Swedroe (2011): 83–88, 113 f. [111].

Vgl. Weber (2007): 57–64 [117], Kommer (2007): 75–77 [70] und Dobelli (2011): 165–167 [30].

Vgl. Shefrin (2000): 183–186 [107] und Kaiser/Vöcking (2002): 41 [68].

Vgl. Grinblatt/Titman (1992): 1977–1984 [51]: signifikante Überrenditen von aktiven Investmentfonds gegenüber passiven Portfolios innerhalb einer Untersuchung von 279 Fonds zwischen 1974 und 1984. Hendricks/Patel/Zeckhauser (1993): 1–22 [56]: über ein Jahr erfolgreiche Fonds sind überwiegend auch im Folgejahr erfolgreich innerhalb des Untersuchungszeitraums 1974–87; 10 % Rendite p. a. durch Umsetzung der Hot-Hand-Strategie möglich, Coval/Hirshleifer/Shumway (2005): 1–27 [25]: die 10 % erfolgreichsten Anleger schafften zwischen 1990 und 1996 eine beständige Überrendite gegenüber den schlechtesten 10 % der Anleger und nicht der Benchmark sowie Petajisto (2013): 73–92 [95]: zwischen 1980 und 2009 untersuchte 2740 Aktienfonds blieben durchschnittlich zwar 0,41 % p. a. hinter ihrer Benchmark, wobei die Fonds mit dem größten Active-Share-Anteil (starke Abweichung des Portfolios auf Ebene der einzelnen Titel vom Index) ihre Benchmark jedoch um 1,26 % p. a. nach Kosten übertrafen. Die Möglichkeit der Outperformance mithilfe eines hohen Active-Share unterstützt auch Frantzmann, siehe dazu Frantzmann (2014): 825 [40]. Pastor/Stambaugh/Taylor (2014): 1–31 [94]: In der Untersuchung von 3126 Fonds zwischen 1979 und 2011 gelangen die Autoren zu dem Ergebnis, dass häufig handelnde Fonds durchschnittlich besser abschneiden (insbesondere kleine mit hohen Gebühren).

Vgl. Mankiw zit. nach Montier (2010): 375 [88] und Swedroe (2011): xiv–xvii [111].

Vgl. Shefrin (2000): 102 f. und Montier (2010): 371 [88]. Hierbei wird der Beweis des Fehlens mit dem Fehlen eines Beweises verwechselt. Siehe dazu Montier (2010): 375.

Vgl. Bernstein (2006): 123 [9], Aschoff (2006): 451–479 [3] sowie Weber (2007): 75 f. [117]. Entsprechend wird bspw. kontrovers über eine 2003 im Journal of Finance erschienene Studie debattiert, die eine Korrelation zwischen den täglichen Sonnenstunden und der Renditeentwicklung erklärt und im Rahmen der sogenannten Börsenastrologie die Zusammenhänge zwischen kosmischen Aktivitäten und Börsenprognosen diskutiert.

Vgl. Dressendörfer (1999): 49 [33], Jacobs/Weber (2012): 2 [61] sowie Hanauer (2014): 2 [54].

Die Begründungen für den Long-Short-Ansatz liegen darin, dass mit beiden Positionen bei Eintreffen der Prognose Rendite erzielt werden kann (Hebel), kein Kapitaleinsatz benötigt wird und das Portfolio teilweise gegen Marktschwankungen abgesichert ist. Siehe dazu Jacobs/Weber (2012): 3 f. [61].

Vgl. Dressendörfer (1999): 50 [33], Peterson (2007): 322 [96] sowie Jacobs/Weber (2012): 3 [61].

Vgl. Jegadeesh/Titman (1993): 65–91 [64]. Bereits 1967 legte Levy eine Studie vor, die den Erfolg der zyklischen Handelsstrategie belegte. Allerdings fand sich in der Wissenschaft verstärkt Kritik an der Methodik und es wurden widersprechende Ergebnisse vorgelegt. Siehe dazu Levy (1967): 595–610 [76] und Jensen/Benington (1970): 469–481 [66].

Vgl. Jegadeesh/Titman (1993): 68 f. [64], Dressendörfer (1999): 51–52 [33], Jaunich (2008): 80 sowie Jacobs/Weber (2012): 5 [61].

French zeigt, dass zwischen 1927 und 2011 eine durchschnittliche Momentum-Rendite von 1,21 % pro Monat vorliegt, wobei diese stark schwankt. Siehe dazu Jacobs/Weber (2012): 5 f. [61].

Abgewandelte Untersuchungsdesigns: Fama/French 1996 nutzen eine einmonatige Halteperiode (1,31 % Rendite pro Monat), Carhart teilt jeweils 30 % in das Winner- und Loser-Portfolio ein (0,82 % Rendite pro Monat), Schiereck/De Bondt/Weber 1999 benutzen zur Sortierung der Werte die Überrenditen als Differenz der Wertpapierrendite und Gesamtmarktrendite (1,5 %). Siehe dazu Fama/French (1996): 66 [36], Carhart (1997): 61 [16], Schiereck/De Bondt/Weber (1999): 107 [102], Naggl (2000): 266–270 [89] sowie Jaunich (2008): 80 f. [62].

Vgl. Glaser/Weber (2003): 114 [46].

Vgl. Jacobs/Weber (2012): 6 f. [61].

In der Studie weist die Momentum-Strategie (der Gesamtmarkt) auf dem amerikanischen Aktienmarkt zwischen 1927 und 2010 eine mittlere jährliche Rendite von 14,4 % (7,5 %), eine jährliche Volatilität von 27,6 % (18,9 %) sowie eine Sharpe-Ratio p. a. von 0,52 (0,4) auf. Siehe dazu Daniel/Moskowitz (2011): 13 [26].

Vgl. Jacobs/Weber (2012): 8–10 [61].

Vgl. Schriek (2009): 116 f. [104].

Vgl. Jegadeesh/Titman (1993): 89 f. [64] und Chan/Jegadeesh/Lakonishok (1996): 1709–1711 [18].

Vgl. Shefrin (2000): 111–119 [107].

Vgl. Hong/Stein (1999): 2143–2184 [60].

Diese Erklärung bestätigend wurde festgestellt, dass der Momentum-Effekt besonders bei Unternehmen zu finden ist, die in den Medien viel Beachtung finden und im Internet verstärkt gesucht werden. Siehe dazu Jacobs/Weber (2012): 11 [61].

Da die Contrarian-Anomalie auch im kurzfristigen Bereich einen Umkehrprozess feststellt, existiert auch eine kurzfristige Contrarian-Strategie. Ihre Funktionsweise ist analog zur langfristigen Umsetzungsstrategie mit dem einzigen Unterschied, dass die Formations- und Halteperioden zwischen einer Woche und einem Monat liegen. Forschungen von Lehmann (NYSE-Aktien mit einwöchigen Perioden im Zeitraum zwischen 1962 und 1986) sowie Jegadeesh (NYSE-Aktien mit einmonatigen Perioden im Zeitraum zwischen 1934 und 1987) zeigen hierbei je nach Untersuchungsdesign durchschnittliche Monatsrenditen in Höhe von 1,79 % und 1,99 %. Siehe dazu Lehmann (1990): 1–28 [75], Jegadeesh (1990): 881–898 [63] sowie Jaunich (2008): 83 [62]. Da die kurzfristige Contrarian-Strategie keine so große Bedeutung besitzt wie die langfristige, wird sie an dieser Stelle nicht tiefergehend beleuchtet.

Vgl. Jaunich (2008): 78 [62].

Vgl. Dressendörfer (1999): 61 [33].

Vgl. De Bondt/Thaler (1985): 797–803 [27], De Bondt/Thaler (1987): 559–568 [28] sowie Dressendörfer (1999): 61–64 [33].

Vgl. Fama/French (1996): 66 [36]. Tab. 8.​2 im Kap. 8 zeigt einen Überblick der Untersuchungen der Contrarian- und Value-Strategie.

Vgl. Dressendörfer (1999): 64 f. [33], Glaser/Weber (2001a): 5 f. [45], Weber (2007): 76 f. [117] sowie Jaunich (2008): 82 [62]. Die Value-Strategie ist erstmalig von Graham 1934 formuliert worden. Siehe dazu Browne (2007): 19 [14] und Graham (2011): 209–245 [49].

Vgl. Shefrin (2000): 100 f. [107] und Glaser/Weber (2001a): 5 [45]. Der Begriff „Growth“ ist abzugrenzen von der Momentum-Strategie. Ebenso wie die Value-Strategie fußt die Growth-Strategie auf der Kennzahlenanomalie. Eine Verbindung besteht darin, dass Growth-Aktien meist ein positives Preis-Momentum über sechs bis zwölf Monate aufweisen. Siehe dazu Drobetz (2003): 121, 123, 144 [34].

Vgl. Glaser/Weber (2001a): 7–11, Jünemann/Imbacher (2007): 179 f. [67] sowie Peterson (2007): 321 [96].

Vgl. Lakonishok/Shleifer/Vishny (1994): 1544–1551 [74], Dressendörfer (1999): 64–66 [33] sowie Jaunich (2008): 82 f. [62].

Vgl. Meier/Bertolotti/Umstead (1995): 85–141 [84], Swedroe (2001): 160–175 [111], Chan/Lakonishok (2004): 72–74 [20], Bernstein (2006): 133–136 [9], Browne (2007): 191–202 [14].

Darüber hinaus gibt es ebenfalls zahlreiche Studien, die die beiden Anlagestrategien „Value“ und „Growth“ vergleichend analysieren. Der Großteil der Untersuchungen kommt dabei zu dem Ergebnis, dass die Value-Strategie der Growth-Strategie überlegen ist. Es gibt aber auch konträre Meinungen. Zumindest gibt es Phasen, in der die Value- der Growth-Strategie unterlegen ist. Gemäß einer Studie von Chan/Karceski/Lakonishok von 2000 übertraf die Rendite der Value-Aktien zwischen 1970 und 1998 die der Growth-Aktien um 3,3 Prozentpunkte p. a. In den Zeiträumen von 1990 bis 1998 sowie 1996 bis 1998 drehte sich das Verhältnis jedoch auf 17,2 % und 20,1 % p. a. sowie 28,1 % und 34 % p. a. Allerdings hat sich dies in jüngeren Zeiträumen wieder umgekehrt, sodass der kurze Erfolg der Growth-Werte gegenüber den Value-Werten mit der noch höheren Mode und damit einhergehenden Überbewertung während der New-Economy begründet wird. Siehe dazu Chan/Karceski/Lakonishok (2000): 24 [19], Glaser/Weber (2001a): 17 [45], Chan/Chen/Lakonishok (2002): 1407–1435 [17], Chan/Lakonishok (2004): 78–85 [20], Bernstein (2006): 137 f. [9], Kommer (2007): 116 f. [70], Browne (2007): 29 [14], o. V. (2009a) [92] sowie Cordeiro/Machado (2013) [23].

Montier erklärt, dass prinzipiell eine Wachstums-Strategie sinnvoll sei, die Schwierigkeit in der Prognose diese allerdings in Verbindung mit unseren Verhaltensfehlern scheitern lässt. Siehe dazu Montier (2010): 509–525 [88].

Vgl. Greenwald et al. (2002): 5 f. [50]. Teilweise wird in diesem Zusammenhang die Wahl der Benchmark kritisiert. Der gewählte Aktienindex gilt demnach meist als zu Growth-lastig und verzerrt somit das Ergebnis. Siehe dazu Kommer (2007): 189 [70].

Vgl. Warwick (2000): 137 [116], Kommer (2007): 118 f. [70] sowie Weber (2007): 78 f. [117]. Hierbei ist erneut das unterschiedliche Verständnis von Risiko zu beachten. Darüber hinaus gibt es auch konträre Empirien, die Value-Porfolios als risikoärmer zeigen. Siehe dazu Greenwald et al. (2002): 7 f. [50].

Vgl. Barberis/Huang (2001): 1247–1287 [7].

Vgl. Lakonishok/Shleifer/Vishny (1994): 1564–1577 [74], La Porta et al. (1997): 859–873 [72], Shefrin (2000): 95 f. [107], Chan/Lakonishok (2004): 75–78 [20], Barber/Odean (2008): 785–814 [6], Browne (2007): 26–28 [14], Schriek (2009): 116 f. [104], Friesenegger/Riegler-Rittner (2009): 46–48 [42] sowie Magnuson (2011): 98–109 [79]. Siehe dazu auch das Hot-Hand-Phänomen aus Abschn. 2.​1.

Vgl. Weber (2007): 79 [117], Friesenegger/Riegler-Rittner (2009): 47 f. [42] sowie Montier (2010): 120 f. [88].

Eine weitere früher bekannte Erfolgsstrategie war die Size-Strategie, die auf der Erkenntnis beruhte, dass Werte von Unternehmen mit geringer Marktkapitalisierung durchschnittlich höhere Renditen erzielten. Diese These lässt sich jedoch aufgrund neuerer Forschungsergebnisse nicht mehr halten. Siehe dazu Swedroe (2001): 150–159 [110], Weber (2007): 80 f. [117] sowie Hanauer (2014): 2.

O’Shaughnessy hat eine der umfangreichsten Untersuchungen über Erfolgsstrategien durchgeführt, wobei die meisten den hier aufgeführten Value-Strategien mit ihren unterschiedlichen Kennzahlen sowie der Momentum-Strategie stark ähneln. Er kommt auch zu dem Ergebnis, dass nur sehr wenige Strategien mit überdurchschnittlichen Erträgen keine überdurchschnittlichen Risiken beinhalten; siehe dazu O’Shaughnessy (2007): 75–390, 413 [93]. Für weitere Analysen von Anlagestrategien siehe Klein/Lederman (1995): 47–396 [69].

Auf diese Problematik wird noch im Rahmen der Ergebnisanalyse im zweiten Teil explizit eingegangen. Siehe dazu May (2015): 166 [82].

Hirshleifer gibt in seinem Aufsatz von 2001 einen Überblick über die verschiedenen Phänomene, deren Begründung und empirische Untersuchung. Siehe dazu Hirshleifer (2001): 1533–1577 [58]. Für den deutschen Markt untersucht Blechschmidt 2007 basierend auf den bekannten Verhaltensanomalien das Anlegerverhalten von Sparkassenkunden. Siehe dazu Blechschmidt (2007): 91–288 [11]. Den Home-Bias, den Dispositionseffekt, die Verlustaversion und die Selbstüberschätzung untersuchen zudem jeweils Kottke und Frühwirth für den österreichischen Markt. Siehe dazu Kottke (2005): 194–216 [71] und Frühwirth (2013): 732, 735 f. [43].

Siehe dazu Abschn. 1.​2.​2.

Vgl. Götte (2006): 135–140 [48], Peterson/Murtha (2010): 49–68 [97] sowie Pompian (2012b): 101–145 [100]. Barclays hat innerhalb seiner Behavioral-Finance-Abteilung ein wissenschaftlich aufgebautes Tool, mit welchem die Investoren prüfen können, welcher Anlegertyp man ist. Siehe dazu Barclays (2014) [8].

Siehe dazu Abschn. 1.​3.​1.

Vgl. Barber/Odean (2001): 261–289 [5], Peterson (2007): 275–279 [96] sowie Frühwirth (2013): 737 [43].

Detaillierte Untersuchungen zur Verlustaversion konnten zudem herausfinden, dass diese mit zunehmendem Alter, abnehmender Erfahrung, steigendem Einkommen und Vermögen sowie abnehmendem Bildungsniveau steigt. Siehe dazu Frühwirth (2013): 732 [43].

Vgl. Peterson (2007): 279–286 [96] und Frühwirth (2013): 738 [43]. Die höhere Risikobereitschaft wird damit begründet, dass Chinesen in ihrem familiären Umfeld stärker sozial abgesichert sind, sodass Verluste besser aufgefangen werden. So sind Europäer auch tendenziell risikofreudiger als Amerikaner. Siehe dazu Siebenmorgen/Weber (1999): 13 [108] und Peterson (2007): 284 f. [96].

Vgl. Baker/Ricciardi (2014): 135–147 [4].

Vgl. Mazanek (2006): 192 [83] und Peterson/Murtha (2010): 69–98 [97]. Siehe dazu Abschn. 2.​1.​2.

Vgl. Nguyen/Schüßler (2012b): 1–12 [90]. Menkhoff et al. zeigen zudem, dass die Faktoren Erfahrung und Alter gegensätzlich mit der Ausprägung der Overconfidence korrelieren. Junge und erfahrenere Anleger neigen eher zur Selbstüberschätzung. Siehe dazu Menkhoff et al. (2013): 98 [86]. Eine weitere Untersuchung belegt einen positiven Zusammenhang zwischen der Investorgröße und dem Overconfidence, sodass größere Investoren auf gute und schlechte neue Informationen stärker reagieren. Siehe dazu Ekholm/Pasternack (2007): 83 [35]. Für den Home Bias zeigt eine Studie, dass dieser mit höherem Alter und weniger Erfahrung zunimmt. Siehe dazu Lütje/Menkhoff (2007): 31 [78].

Vgl. Menkhoff et al. (2006): 1753–1764 [87].

Vgl. Lakonishok/Shleifer/Vishny (1992): 23 f. [73], Puetz/Ruenzi (2011): 685 [101] sowie Holtfort/Loock (2014): 404 [59]. 2007 wurden 70 % des Aktienvolumens in den USA von institutionellen Investoren gehalten. Siehe dazu Peutz/Ruenzi (2011): 985 [101].

Vgl. Cohen et al. (2002): 409–462 [22] und Schmeling (2007): IV–VIII [103].

Vgl. Menkhoff et al. (2010): 418 [85].

Vgl. Menkhoff et al. (2013): 100 [86].

Vgl. Arnswald (2001): 44 f. [2].

Vgl. Nofsinger/Sias (1999): 2263–2294 [91], Dennis/Strickland (2002): 1923–1949 [29], Haigh/List (2005): 523–534 [52], Glaser et al. (2007): 176–193 [44] sowie Frühwirth (2013): 738 [43]. Zusätzlich korreliert die Fondsgröße positiv mit der Ausprägung des Herdenverhaltens laut einer Studie für den deutschen Fondsmarkt. Siehe dazu Franck/Walter (2012): 343–371 [39].

Die Auswirkungen von Gewinnüberraschungen in Form von Kursanomalien (Abschn. 2.​2) und deren Erklärungen im Rahmen des Investor-Sentiment- und des Overconfidence-Modells (Abschn. 2.​3) wurden bereits kurz skizziert.

Bereits Benjamin Graham, größter Value-Investor und Vorbild von Warren Buffett, gab zu bedenken: „Wenn ich etwas gelernt habe in meinen 60 Berufsjahren an der Wall Street, dann ist es, dass Leute mit Aktienmarktprognosen keinen Erfolg haben“. Graham zit. nach Kommer (2007): 91 [70].

Vgl. Dreman (1998): 91–96 [32].

Vgl. Dreman (1977): 147–156 [31] und Dreman (1998): 102–104 [32].

Siehe dazu Seite 44 f. und vgl. Dreman (1998): 80 f., 97–99, 104–111 [32], Teigelack (2009): 127 [114] sowie Pierdzioch/Stadtmann/Schäfer (2011): 465–488 [98].

Vgl. Feldman/Livnat/Zhang (2012): 120–132 [38].

Vgl. Helpenstein (2013): 259 [55].