title: Modelportefeuilles: performance en strategieën
text: BELEGGING
  
  •
  
  ONDERZOEK
  
  •
  
  FINANCIERING
  
  Modelportefeuilles:
  performance en strategieën
  Drs. A. Plantinga en Drs. J.S. de Groot
  
  1 Inleiding
  Banken en beleggingsinstellingen hebben een
  groot aantal analisten in dienst dat zich bezig­
  houdt met het opstellen van beleggingsadviezen.
  De meest bekende beleggingsadviezen zijn de
  ‘buy’-, ‘hold’- en ‘sell’-aanbevelingen. Er is veel
  onderzoek verricht naar de waarde van dergelijke
  aanbevelingen voor beleggers'. Een recent
  onderzoek van Womack (1996) op basis van een
  Amerikaanse database met aanbevelingen van
  analisten voor individuele aandelen, suggereert
  dat deze voorspellende waarde hebben. Vooral in
  de eerste drie dagen na publicatie van een gewij­
  zigde aanbeveling vindt Womack significante
  prijsveranderingen die consistent zijn met de
  aanbevelingen. Graham en Harvey (1996) hebben
  een groot aantal door analisten uitgegeven
  nieuwsbrieven met informatie over algemene
  marktbewegingen onderzocht. In tegenstelling tot
  Womack vinden zij weinig aanwijzingen dat de
  analisten in staat zijn algemene marktbewegingen
  te voorspellen, alhoewel er binnen hun steekproef
  enkele analisten zijn die wel over enige voorspelkwaliteiten beschikken.
  Het onderzoek naar de voorspellende waarde
  van beleggingsadviezen kan worden gezien als
  een onderdeel van het onderzoek naar de efficiën­
  tie van vermogensmarkten. Op basis van de
  literatuurstudie van Fama (1970) en Fama (1991)
  kan worden geconcludeerd dat de voorspellingen
  van analisten beperkte waarde hebben. Uit
  dezelfde literatuurstudie blijkt dat op basis van
  onderzoek naar beleggingsfondsen en pensioen­
  fondsen kan worden geconcludeerd dat er weinig
  aanwijzingen zijn dat de beheerders van deze
  fondsen over voorspelkwaliteiten beschikken.
   N O VEM BER 1998
  
  GHab
  
  In het geval van buy-, hold- en sell-adviezen
  is het bepalen van de waarde van deze adviezen
  niet zonder problemen. Deze adviezen kunnen
  pas zinvol worden beoordeeld als bekend is over
  welke periode de adviezen geldig zijn en hoe de
  gewichten van de effecten veranderen. Het is zeer
  wel mogelijk dat de problemen die ontstaan bij
  het interpreteren van de adviezen leiden tot het
  foutief inschatten van de waarde van beleggings­
  adviezen.
  In plaats van buy-, hold- en sell-adviezen
  geven sommige financiële adviseurs hun advie­
  zen in de vorm van zogenaamde modelportefeuil­
  les. Een modelportefeuille is een aanbeveling van
  een financieel adviseur met betrekking tot de
  optimaal geachte beleggingsportefeuille. Een
  belegger kan de adviezen opvolgen door de
  aanbevolen beleggingsinstrumenten in de gespe­
  cificeerde gewichten aan te schaffen. Ook Neder­
  landse financiële adviseurs houden zich bezig met
  het opstellen van modelportefeuilles. Zo publi­
  ceert Het Financieele Dagblad maandelijks een
  rubriek waarin de modelportefeuilles van een
  zevental Nederlandse marktpartijen worden
  gespecificeerd.
  Het grote voordeel van modelportefeuilles is
  dat er veel minder interpretatieproblemen optre­
  den dan bij buy-, hold- en sell-adviezen. Zodra
  Het Financieele Dagblad verschijnt, kan iedere
  belegger de portefeuille in de aanbevolen
  hoeveelheden aanschaffen. Wanneer na een
  
  Drs. A. Plantinga en Drs. J.S. de Groot zijn beiden verbon­
  den aan de vakgroep Financiering, Belegging en Accounting
  van de Rijksuniversiteit Groningen als respectievelijk universitair
  docent en AIO.
  563
  
  maand een herziene modelportefeuille wordt
  gepubliceerd, kan de belegger zijn eigen porte­
  feuille aanpassen. Er bestaat duidelijkheid over
  de periode waarover het advies geldig is en over
  de veranderingen van de gewichten in de porte­
  feuille.
   In dit artikel worden de modelportefeuilles
  onderzocht die maandelijks in Het Financieele
  Dagblad worden gepubliceerd. Hierbij maken wij
  gebruik van de methodologie van Grinblatt en
  Titman (1993) en Grinblatt. Titman en Wermers
  (1995). In eerste instantie onderzoeken wij of een
  belegger waarde kan ontlenen aan de geadviseer­
  de modelportefeuilles. Vervolgens onderzoeken
  wij de strategieën die ten grondslag liggen aan het
  opstellen van de modelportefeuilles. Meer in het
  bijzonder onderzoeken wij of adviseurs een
  zogenaamd 'momentum'- dan wel een ‘contrarian'-strategie volgen.
  2 Modelportefeuilles
  De modelportefeuilles worden in de vierde
  week van elke maand gepubliceerd in Het
  Financieele Dagblad. De eerste modelporte­
  feuilles dateren van 22 juni 1996, en de laatste
  die in dit onderzoek zijn betrokken dateren van
  20 december 1997. Medio 1997 zijn de model­
  portefeuilles van Labouchere vervangen door
  die van De Generale Bank; deze adviezen zijn
  niet in ons onderzoek opgenomen. De modelpor­
  tefeuilles van de overige zes adviseurs zijn tot
  op heden zonder onderbreking gepubliceerd. Het
  betreft hier modelportefeuilles opgesteld door
  FDA. IRIS, ING, Kempen & Co., Van Lanschot
  en MeesPierson. De zes financiële adviseurs
  hebben zich bij de selectie van Nederlandse
  aandelen beperkt tot een universum van 80
  aandelen. Naast de adviezen voor de samenstel­
  ling van de portefeuille Nederlandse aandelen
  geven de adviseurs ook adviezen met betrekking
  tot de allocatie over categorieën (liquiditeiten,
  obligaties, aandelen en onroerend goed), de
  allocatie over landen en de allocatie over valuta.
  In dit onderzoek worden alleen de adviezen voor
  Nederlandse aandelen gebruikt.
   In de tweede en derde kolom van tabel 1 zijn
  de gemiddelde rentabiliteit en de standaarddevia­
  tie van de rentabiliteit van het beleggen conform
  de modelportefeuilles gepresenteerd. In de laatste
  rij is hel resultaat van de gemiddelde modelporte­
  feuille gegeveir. Alle gepresenteerde gegevens
  
  564
  
  Tabel I: Karakteristieken van de modelportefeuilles op maandbassis
  (!)
  
  (2)
  
  (3)
  
  Adviseur
  
  Rentabiliteit
  
  Sul.
  Onnet Aantal aandelen
  
  (4)
  
  (5)
  
  d)
  P
  
  FDA
  
  2.62%
  
  4.81%
  
  14.7%
  
  24
  
  1.05
  
  ING
  
  2.40%
  
  4.52%
  
  9,9%
  
  23
  
  0.97
  
  IRIS
  
  2.97%
  
  5.33%
  
  5,3%
  
  17
  
  1.16
  
  Kempen & Co.
  2.62%
  
  4.81%
  
  17.6%
  
  21
  
  1.04
  
  Van Lanschot
  
  2,80%
  
  4.62%
  
  12,2%
  
  16
  
  0.98
  
  MeesPierson
  
  2.60%
  
  3.77%
  
  10,6%
  
  13
  
  0.81
  
  Gemiddelde
  
  2.67%
  
  4.55%
  
  10.5%
  
  47
  
  1.00
  
  hebben betrekking op maandcijfers. De rentabili­
  teit is berekend als de som van de rentabiliteiten
  van de gekozen aandelen waarbij de rentabilitei­
  ten zijn gewogen met de aanbevolen portefeuille­
  gewichten. De rentabiliteiten van de aandelen zijn
  ontleend aan Datastream en zijn berekend inclu­
  sief dividend. Bij de berekeningen is geen reke­
  ning gehouden met transactiekosten. In de vierde
  kolom van de tabel is de omzet in de modelporte­
  feuilles gegeven. De omzet in een portefeuille is
  berekend als de som van de absolute waarde van
  aan- en verkopen. De omzet kan worden be­
  schouwd als een indicator voor de transactiekos­
  ten die verbonden zijn aan het feitelijk volgen van
  de modelportefeuille. Verder is in de vijfde
  kolom van de tabel het gemiddeld aantal aandelen
  in de portefeuille gegeven. Tot slot is de bèta van
  de portefeuille gegeven. De bèta is de gevoelig­
  heid van de portefeuille voor een verandering in
  de marktindex, waarbij de gemiddelde model­
  portefeuille is gekozen als marktindex. Bèta is
  een maatstaf voor het systematische risico van
  een portefeuille.
  3 Modelportefeuilles: performance
  Verscheidene factoren hebben invloed op de
  rentabiliteit van een beleggingsportefeuille.
   Men kan hierbij denken aan voorspelkwaliteiten, maar ook aan de efficiëntie van de porte­
  feuille met betrekking tot de afweging tussen
  rentabiliteit en risico. De voorspelkwaliteiten
  van een financieel adviseur komen tot uiting in
  de keuze van de aandelen en portefeuillege­
  wichten. Indien een financieel adviseur ver­
  wacht dat een specifiek aandeel een slechte
  performance zal hebben, kan de financieel
  adviseur het aanbevolen gewicht reduceren of
  op nul stellen. Bij gunstige vooruitzichten kan
  het gewicht vergroot worden.
  N O V EM BER 1998
  
  EJ ab
  
  Teneinde te beoordelen of de diverse model­
  portefeuilles gebaseerd zijn op voorspelkwaliteiten
  zullen we gebruik maken van de methodologie van
  Grinblatt en Titman (1993). De methodologie van
  Grinblatt en Titman is gebaseerd op het meten van
  de covariantie tussen de gewichten van de indivi­
  duele beleggingsobjecten, in dit geval Nederlandse
  aandelen, in een portefeuille en de rentabiliteiten
  van deze beleggingsobjecten over de volgende
  periode. Elton en Gruber (1991) hebben aange­
  toond dat de covariantie tussen portefeuillegewich­
  ten en rentabiliteiten een zuivere schatter is van de
  voorspelkwaliteiten van de belegger.
  Grinblatt en Titman (1993) hanteren de
  zogenaamde 'portfolio change measure’ (PCM)
  voor het beoordelen van de voorspelkwaliteiten
  van een beleggingsportefeuille:
  1 T
  
  PCM =
  
  N
  
  - ± 1 2 (wu-w
  1
  
  1= 1
  
  )R
  
  1=1
  
  waarbij w.t het gewicht is op tijdstip t van
  aandeel /', R de rentabiliteit is van aandeel ƒ over
  de periode die begint op tijdstip t en eindigt op
  tijdstip t+1. Verder heeft T betrekking op het
  aantal perioden waarover wordt geëvalueerd en N
  is het aantal aandelen in het universum.
   Naast de PCM is een groot aantal alternatie­
  ven beschikbaar om de performance van een
  beleggingsportefeuille te beoordelen. De bekend­
  ste hiervan zijn de ‘klassieke’ maatstaven,
  ontwikkeld door Jensen (1968), Treynor (1966)
  en Sharpe (1966), welke alle afgeleid zijn van het
  ‘Capital Asset Pricing Model’. De maatstaven
  van Jensen en Treynor zijn geschikt voor het
  beoordelen van de voorspelkwaliteiten van een
  belegger en de maatstaf van Sharpe voor het
  beoordelen van de efficiëntie van een portefeuil­
  le. Alhoewel de keuze voor een specifieke
  methode om performance te beoordelen een
  bepalende invloed heeft op de uitkomst van de
  beoordeling, voert het te ver om in dit artikel een
  uitgebreide afweging te geven van de voor- en
  nadelen van de verschillende methoden3.
  Ook de PCM is zeer geschikt voor het meten
  van de voorspelkwaliteiten van een belegger, omdat
  alle beslissingen die binnen een portefeuille worden
  genomen afzonderlijk worden geëvalueerd. De
  PCM biedt dan ook aanknopingspunten om het
  geaggregeerde oordeel over de portefeuille te
  detailleren tot op het niveau van beslissingen ten
  aanzien van individuele aandelen en perioden, zodat
  
  N O VEM BER 1998
  
  E0AB
  
  Tabel 2: Voorspelkwaliteiten op basis van de PCM en klassieke
  performance-maatstaven
  Adviseur
  
  PCM
  
  Jensens
  
  Treynor-
  
  Sharpe-
  
  alpha
  
  ratio
  
  ratio
  
  0,49%
  
  FDA
  ING
  
  -0.0040%
  0,065%
  
  -0,16%
  -0,20%
  
  2,26%
  2,21%
  
  IRIS
  Kempen & Co.
  Van Lanschot
  MeesPierson
  
  0.051%"*
  -0,014%
  0.029%"
  
  -0,077%
  -0,15%
  0,19%
  0,40%“
  0,00%
  
  2,35%
  2,27%
  2,60%
  2,90%"
  2,41%
  
  Gemiddelde
  
  0,13%
  0.043%
  
  0,47%
  0,51%
  0,49%
  0,55%
  0,62%''
  0,53%
  
  " Significant op een betrouwbaarheidsniveau van 95%.
  ' Significant op een betrouwbaarheidsniveau van 90%.
  bepaald kan worden voor welke aandelen wel en
  voor welke aandelen geen voorspelkwaliteiten
  aanwezig zijn. De van het Capital Asset Pricing
  Model afgeleide performance-maatstaven bieden
  deze mogelijkheid niet of in zeer beperkte mate.
   In tabel 2 zijn de uitkomsten van de PCM
  gepresenteerd. De waarde van de PCM is bere­
  kend op basis van de rentabiliteiten van de
  aandelen in de maand volgend op publicatie van
  de modelportefeuilles.
  Behalve FDA en Kempen & Co. tonen alle
  financiële adviseurs positieve waarden voor de
  PCM. De significantie van de uitkomsten wordt
  beoordeeld op basis van een t-waarde die aangeeft
  of een uitkomst significant van nul verschilt4. De
  PCM is alleen significant op een betrouw­
  baarheidsniveau van 90% voor MeesPierson.
  In tabel 2 zijn tevens de uitkomsten gepresen­
  teerd van de Jensen, Treynor en Sharpe-maatstaven
  voor de zes modelportefeuilles en de gemiddelde
  modelportefeuille5. Op basis van Jensens alpha
  hebben Van Lanschot en MeesPierson positieve
  voorspelkwaliteiten, waarbij de alpha van MeesPier­
  son significant van nul verschilt. Als alpha positief
  is betekent dit dat de portefeuille een hogere
  rentabiliteit heeft dan op grond van het systematisch
  risico mag worden verwacht. De resultaten van de
  Treynor-ratio corresponderen met de resultaten van
  Jensen’s alpha, waarbij er sprake is van superieure
  beleggingskwaliteiten als de Treynor-ratio groter is
  dan de risicopremie van een belegging in de markt­
  index. Ook op basis van de Sharpe-ratio blijkt
  MeesPierson significant beter te zijn dan de gemid­
  delde portefeuille. Er is sprake van superieure
  beleggingskwaliteiten als de Sharpe-ratio van de
  portefeuille groter is dan de Sharpe-ratio van de
  marktindex6. Opvallend is dat FDA, ING en Kem­
  pen & Co. een relatief gediversificeerde portefeuille
  
  565
  
  hebben met gemiddeld 21 tot 24 aandelen terwijl
  MeesPierson de minst gediversificeerde portefeuille
  heeft met gemiddeld slechts 13 aandelen. De
  Sharpe-ratio daarentegen suggereert dat FDA, ING
  en Kempen & Co. de minst efficiënte portefeuilles
  hebben en MeesPierson de meest efficiënte.
   Het is opvallend dat op basis van de PCM het
  merendeel van de adviseurs over positieve
  voorspelkwaliteiten beschikt, overigens zonder
  dat er altijd sprake is van significante resultaten,
  terwijl op basis van de klassieke maatstaven het
  merendeel van de adviseurs juist niet over voor­
  spelkwaliteiten beschikt. De belangrijkste verkla­
  ring voor dit verschil is dat de Jensen, Treynor en
  Sharpe-maatstaven berekend zijn ten opzichte van
  een marktindex. Als alle marktpartijen over
  positieve voorspelkwaliteiten beschikken, dan is
  het ten onrechte mogelijk om op basis van de
  Jensen, Treynor en Sharpe-maatstaven te conclu­
  deren dat sommige beleggers geen voorspelkwa­
  liteiten hebben.
  4 Modelportefeuilles: momentum- en
  contrarian-strategieën
  In deze paragraaf worden de uitkomsten met
  betrekking tot de PCM nader geanalyseerd.
   Verder wordt onderzocht of de beleggingsstrate­
  gie zoals die gevoerd is door de beheerders van
  de modelportefeuilles getypeerd kan worden als
  een momentum-strategie of als een contrarianstrategie. Momentum- en contrarian-strategieën
  zijn gebaseerd op beslisregels die betrekking
  hebben op het koersverloop in het recente verle­
  den. Een momentum-strategie is een strategie
  waarbij aandelen worden gekocht die in het
  recente verleden in waarde gestegen zijn en
  aandelen worden verkocht die in het recente
  verleden in waarde gedaald zijn. De beslissingen
  op basis van een contrarian-strategie zijn tegenge­
  steld aan de beslissingen op basis van een mo­
  mentum-strategie. Bij een contrarian-strategie
  worden aandelen gekocht als ze in het verleden
  zi jn geduald terwijl ze verkocht worden als ze in
  het verleden zijn gestegen. De begrippen geste­
  gen en gedaald kunnen op verschillende manieren
  worden geïnterpreteerd. In absolute zin zijn
  aandelen in waarde gestegen zodra de huidige
  beurskoers hoger is dan de beurskoers in het
  verleden. In relatieve zin kan het begrip worden
  gerelateerd aan de gemiddelde koersstijging van
  een marktindex, hetgeen kan betekenen dat men
  
  566
  
  een aandeel koopt, of in het geval van een
  contrarian-strategie verkoopt als het sterker is
  gestegen dan de overige aandelen.
  Grinblatt, Titman en Wermers (1995) hebben
  een maatstaf ontwikkeld om het momentum van een
  portefeuille te meten. Deze momentum-maatstaf is
  afgeleid van de PCM en is als volgt gedefinieerd:
  1 T .V
  
  MOM =
  
  i S 5 (w.-w ,)R ,.
   Bij deze momentum-maatstaf worden veran­
  deringen in portefeuillegewachten gerelateerd aan
  de rentabiliteit over dezelfde periode in plaats van
  de volgende periode. De momentum-maastaf kan
  afzonderlijk worden berekend voor de deelporte­
  feuille sjekochte aandelen (w > vr ,) en voor de
  deelportefeuille verkochte aandelen (\v < w ^
  Indien de momentum-maatstaf positief is betekent
  dit dat er een momentum-strategie wordt gevolgd,
  omdat per saldo de gekochte aandelen gestegen
  en de verkochte aandelen gedaald zijn. In geval
  van een contrarian-strategie, dat wil zeggen dat
  per saldo de gekochte aandelen gedaald en de
  verkochte aandelen gestegen zijn, is de momen­
  tum-maatstaf negatief.
  Grinblatt, Titman en Wermers ( 1995) hebben
  deze momentum-maatstaf berekend voor een
  steekproef bestaande uit 155 beleggingsfondsen in
  de Verenigde Staten waarvan gedurende 10 jaar op
  kwartaalbasis de portefeuillesamensteliing bekend
  was. Uit dit onderzoek bleek dat 77% van de
  onderzochte beleggingsfondsen gekenmerkt wordt
  door een positieve momentum-maatstaf. Verder
  bleek dat de gemiddelde portefeuille van de
  onderzochte beleggingsfondsen in de steekproef
  een momentum-maatstaf heeft die significant van
  nul verschilt. Wanneer de momentum-maatstaf
  voor de gekochte aandelen en de verkochte
  aandelen afzonderlijk wordt beschouwd, dan blijkt
  dal de momentum-maatstaf in het algemeen
  positief is en significant van nul verschilt voor de
  deelportefeuille gekochte aandelen, terwijl bij de
  deelportefeuille verkochte aandelen geen sprake is
  van significante resultaten. De beschouwde
  beleggingsfondsen kopen dus per saldo de win­
  naars uit de vorige periode, maar ze aarzelen bij
  het verkopen van de verliezers.
   In tabel 3 (zie pagina 567) presenteren we de
  uitkomsten van de momentum-maatstaf voor de
  zes modelportefeuilles en de gemiddelde model­
  portefeuille. Op basis van kolom (2) kan op een
  betrouwbaarheidsniveau van 99% worden
  
  N O V EM BER 1998
  
  IfflAB
  
  Tabel 3: Monumentum-maatstaf op basis van definitie Grinblatt,
  Titnian en Wermers (1995)
  (I)
  
  (2 )
  
  (3 )
  
  A d v is e u r
  
  MOM
  
  M O M (w jt > wJt J
  
  (4 )
  
  FDA
  
  0 ,4 3 % " '
  
  0 .3 3 % " '
  
  0 ,1 0 %
  
  IN G
  
  0 .3 4 % " '
  
  0 ,2 1 % "
  
  0 ,1 2 % "
  
  IR IS
  
  0 , 1 7 % '"
  
  0 , 1 3 % '"
  
  0 ,0 4 1 % '
  
  K em pen & C o.
  0 ,1 1 %
  
  0 .4 2 % "
  
  -0 ,3 2 % "
  
  M O M ( w ,t < w t i)
  
  V an L an sch o t
  
  0 ,2 3 % '
  
  0 ,0 8 7 %
  
  0 ,1 4 %
  
  M e e s P ie r s o n
  
  0 ,1 2 %
  
  0 ,2 2 % "
  
  -0 ,1 0 %
  
  G e m id d e ld e
  
  0 ,2 3 % " '
  
  0 . 2 2 % '"
  
  0 ,0 0 8 6 %
  
  *" Significant op een betrouwbaarheidsniveau van 99%.
  " Significant op een betrouwbaarheidsniveau van 95%.
  '
  
  Significant op een betrouwbaarheidsniveau van 90%.
   geconcludeerd dat 3 van de 6 modelportefeuilles
  en de gemiddelde modelportefeuille zijn beheerd
  op basis van een momentum-strategie. Volgens
  Grinblatt, Titman en Wermers (1995) houdt het
  volgen van een momentum-strategie in dat
  verkochte aandelen een negatieve rentabiliteit in
  de voorgaande periode hadden, en gekochte
  aandelen een positieve rentabiliteit. Kolom (3)
  geeft de momentum-maatstaf van de gekochte
  aandelen weer en kolom (4) geeft de momen­
  tum-maatstaf van de verkochte aandelen weer.
  Uit een vergelijking van deze kolommen blijkt
  dat de momentum-strategie vooral gevolgd is bij
  gekochte aandelen en minder of niet bij ver­
  kochte aandelen. Dit blijkt onder meer uit het
  feit dat de momentum-maatstaf voor gekochte
  aandelen voor 5 van de 6 modelportefeuilles
  significant positief is op een betrouwbaarheids­
  niveau van ten minste 95%, terwijl dit slechts
  voor 1 van de 6 portefeuilles geldt bij verkochte
  aandelen. Verder is de momentum-maatstaf voor
  verkochte aandelen van Kempen & Co. signifi­
  cant negatief, hetgeen overeenkomt met een
  contrarian-strategie.
  Op basis van tabel 3 zou geconcludeerd kunnen
  worden dat de modelportefeuilles worden beheerd
  op basis van een strategie waarbij men winnaars uit
  het verleden koopt, maar een duidelijke aarzeling
  heeft ten aanzien van het verkopen van verliezers.
  Deze conclusie zou consistent zijn met het onder­
  zoek van Grinblatt, Titman en Wermers (1995).
  Er is echter een kanttekening te plaatsen bij
  deze interpretatie van tabel 3. De berekening van
  de momentum-maatstaf op basis van het onder­
  scheid tussen gekochte en verkochte aandelen
  leidt niet altijd tot juiste conclusies met betrek­
  
  N O VEM BER 1998
  
  IfflAB
  
  king tot de gevolgde strategie. Dit is onder andere
  het geval in een markt waarin geen of bijna geen
  aandelen zijn die in waarde dalen. Ook de be­
  schouwde periode werd gekenmerkt door overwe­
  gend stijgende koersen.
   Als er geen of bijna geen aandelen zijn die in
  waarde dalen, zal de momentum-maatstaf voor de
  verkochte aandelen negatief zijn en waarschijnlijk
  niet significant van nul verschillen. Dit wordt
  geïllustreerd met het voorbeeld in tabel 4. Dit
  voorbeeld heeft betrekking op een portefeuille
  met vier aandelen. Van twee aandelen is de
  positie uitgebreid en van twee aandelen is de
  positie teruggebracht. Op basis van de berekening
  van de momentum-maatstaf volgens Grinblatt,
  Titman en Wermers (1995) zijn de aankopen in
  deze portefeuille consistent met een momentumstrategie en de verkopen met een contrarianstrategie. Het is de vraag of deze conclusie juist
  is. De belegger heeft het belang in de sterkst
  stijgende aandelen vergroot en het belang in de
  minst stijgende c.q. dalende aandelen verkleind.
  Dit gedrag is voor zowel de aankopen als de
  verkopen consistent met een momentum-strate­
  gie. Teneinde vast te stellen of een belegger
  anders met winnaars dan met verliezers omgaat,
  stellen wij voor om de momentum-maatstaf
  separaat te berekenen voor de stijgende en
  dalende aandelen.
  Tabel 4: Voorbeeld van de uitkomsten van de momentiimmaatstaven als de rentabiliteiten op aandelen overwegend
  positief zijn
  Aandeel
  
  Wj, - WJM
  
  R
  
  (wj, - wj . J R
  
  A
  
  + 10%
  
  + 30%
  
  + 3,0%
  
  B
  
  + 10%
  
  + 25%
  
  + 2,5%
  
  C
  
  - 10%
  
  + 10%
  
  - 1,0%
  
  D
  
  - 10%
  
  - 5%
  
  + 0,5%
  
  + 5,5%
  
  MOM(w.( > w)( p
  
  MOMfw^ < w.f,)
  
  - 0,5%
  
  In plaats van het creëren van deelportefeuilles
  op basis van aankopen en verkopen worden nu
  deelportefeuilles gecreëerd op basis van het feit
  of aandelen in waarde zijn gestegen of gedaald".
   Volgens deze definitie zou de momentummaatstaf voor de winnaars in tabel 5 (zie pagina
  568) gelijk zijn aan 4,5% en de momentummaatstaf voor verliezers gelijk aan +0,5%. Als er
  geen verliezers zijn, dan is de momentum-maat­
  staf voor verliezers per definitie gelijk aan 0%.
  567
  
  Tabel 5: Aangepaste berekening van de moinentum-maatstaaf en PCM
  
  5 Conclusies
  
  van winnaars en verliezers
  (2)
  
  (l)
  
  (4)
  
  (3)
  
  (5)
  O
  A_
  
  MOM (Rt[ >0) M O M (R n <0)
  
  5
  
  Adviseur
  
  P CM ( R n <0)
  
  FDA
  
  0,22%"'
  
  0,21%'"
  
  0,0036%
  
  -0,0076%
  
  ING
  
  0,25%'"
  
  0,090%"
  
  0,029%
  
  0.037%
  
  IRIS
  
  0,12%'*'
  
  0,046%'"
  
  0,062%
  
  -0,011%
  
  Kempen & Co. 0,026%
  
  0,081%'
  
  0,014%
  
  -0,029%
  
  Van Lanschot
  
  0,15%"
  
  0,080%
  
  -0,00071%
  
  0,030%
  
  MeesPierson
  
  0,039%
  
  0,079%"
  
  0,11%
  
  0.024%
  
  Gemiddelde
  
  0,13%"'
  
  0,098%'"
  
  0,036%
  
  0,0072%
  
  Significant op een betrouwbaarheidsniveau van 99%.
  *' Significant op een betrouwbaarheidsniveau van 95%.
  '
  
  Significant op een betrouwbaarheidsniveau van 90%.
  In tabel 5 worden de resultaten van de model­
  portefeuilles gepresenteerd op basis van de nieuwe
  berekening van de momentum-maatstaf voor
  winnaars en verliezers. Uit deze nieuwe bereke­
  ning blijkt dat de momentum-maatstaf van de
  modelportefeuilles en de gemiddelde modelporte­
  feuille zowel voor de winnaars (kolom 2) als de
  verliezers (kolom 3) in het algemeen significant
  van nul verschilt. Alhoewel er wel sprake is van
  een iets grotere momentum-maatstaf voor win­
  naars dan voor verliezers, blijkt dat de scherpe
  verschillen die gevonden werden op basis van de
  methodologie van Grinblatt, Titman en Wermers
  (1995) nagenoeg verdwenen zijn. De beheerders
  van de modelportefeuilles blijken een consistente
  momentum-strategie te voeren. Het is overigens
  opvallend dat geen van de modelportefeuilles
  gekenmerkt wordt door een contrarian-strategie.
   Verder is in tabel 5 de PCM gepresenteerd voor
  de deelportefeuilles van aandelen die in de vorige
  periode winnaars (kolom 4) en verliezers (kolom
  5) waren. Alhoewel de PCM in het algemeen
  positief is, blijkt deze voor geen van de onderzoch­
  te adviseurs significant van nul te verschillen op
  een betrouwbaarheidsniveau van 90% of hoger.
  Deze laatste conclusie hoeft op zich niet verba­
  zingwekkend te zijn, aangezien het wel vinden van
  een positieve PCM zou hebben geïmpliceerd dat er
  positieve autocorrelatie in de maandelijkse aandelenrentabiliteiten aanwezig zou moeten zijn. In het
  algemeen wordt aangenomen dat de autocorrelatie
  in de maandelijkse aandelenrentabiliteiten gering
  is. De gemiddelde autocorrelatie van de rentabiliteiten van de aandelen in het universum is -0,0044.
  568
  
  In dit artikel zijn de door financieel adviseurs
  maandelijks in Het Financieele Dagblad gepubli­
  ceerde modelportefeuilles geanalyseerd. Hierbij
  is gekeken naar de voorspelkwaliteiten die
  besloten liggen in de geadviseerde modelporte­
  feuilles en de wijze waarop de geadviseerde
  modelportefeuilles tot stand zijn gekomen.
  Een belangrijke conclusie is dat de financieel
  adviseurs als groep over enige voorspelkwalitei­
  ten blijken te beschikken, maar dat deze voorspel­
  kwaliteiten in het algemeen niet significant van
  nul verschillen. De enige uitzondering hierop is
  de modelportefeuille van MeesPierson die zowel
  op basis van de klassieke performance maatsta­
  ven als de PCM significant beter presteert.
  Opvallend is dat alle financieel adviseurs een
  momentum-strategie volgen. Dit is vooral opval­
  lend omdat het op zich redelijk is om te verwach­
  ten dat de markt een evenwicht kent tussen
  partijen die een momentum-strategie volgen en
  partijen die een contrarian-strategie volgen.
  Uiteraard dient opgemerkt te worden dat dit
  onderzoek zich beperkt tot slechts zes analisten,
  waardoor niet uitgesloten kan worden dat er
  andere marktpartijen zijn die we! een contrarianstrategie volgen.
   Vanuit de behavioral finance komt de hypo­
  these dat rentabiliteiten op aandelen op korte
  termijn een trend laten zien. Dit betekent dat de
  rentabiliteiten op maandelijkse basis positieve
  autocorrelatie laten zien. Op lange termijn zijn
  rentabiliteiten consistent met mean reversion, wat
  wil zeggen dat de rentabiliteiten op jaarbasis
  negatieve autocorrelatie laten zien. Voor empiri­
  sche ondersteuning van deze hypothese wordt
  verwezen naar bijvoorbeeld De Bondt en Thaler
  (1985, 1987). Uit ons onderzoek blijkt dat de
  financieel adviseurs gebruik proberen te maken
  van de korte-termijntrend voor zowel winnaars
  als verliezers.
  Een andere belangrijke conclusie is dat de
  methodologie van Grinblatt, Titman en Wermers
  (1995) ten aanzien van het onderscheiden van een
  momentum-strategie voor aangekochte en ver­
  kochte aandelen onzuiver is. Aangezien rentabili­
  teiten in het algemeen positief zijn, zal het
  
  N O V EM BER 1998
  
  [fflAB
  
  momentum van gekochte aandelen te hoog en het
  momentum van verkochte aandelen te laag (of
  zelfs negatief) ingeschat worden. In dit artikel is
  een aangepaste methodologie gehanteerd waarbij
  deze bias niet bestaat. De aangepaste methodolo­
  gie maakt onderscheid tussen aandelen die in
  waarde gestegen dan wel gedaald zijn in plaats
  van aandelen die gekocht dan wel verkocht zijn.
  Op basis van deze methodologie kan worden
  geconcludeerd dat zowel de aankopen als de
  verkopen in de modelportefeuilles gemotiveerd
  zijn door een momentum-strategie; winnaars
  worden in het algemeen gekocht en verliezers
  worden in het algemeen verkocht.
  performance-meting voor de beleggingspraktijk, Risico en
  Rendement, Aflevering 2, Juli.
  Sharpe, W. F., (1966), Mutual Fund Performance, Journal of
  Business, Vol.1, No. 2, pp. 119-138.
  Treynor, J., (1966), How to Rate Management of Investment
  Funds, Harvard Business Review, Vol. 44, No. 4, pp. 131­
  136.
  Womack, K. L., (1996), Do Brokerage Analysts' Recommenda­
  tions Have Investment Value?, Journal o f Finance, Vol. LI,
  No. 1, pp. 137-167.
   NOTEN
  
  1 Een uitgebreid literatuuroverzicht kan worden gevonden
  in Fama (1970) en Fama (1991).
  2 De gemiddelde modelportefeuille is een gelijk gewogen
  
  LITERATUUR
  
  gemiddelde van de zes afzonderlijke modelportefeuilles.
  De Bondt en Thaler, (1985), Does the Stock Market Overreact?,
  Journal of Finance, Vol. XL, No. 3, pp. 793-808.
  De Bondt en Thaler, (1987), Further Evidence on Investor
  Overreaction and Stock Market Seasonality, Journal of
  Finance, Vol. XLII, No. 3, pp. 557-581.
  Elton en Gruber, (1991), Differential Information and Timing
  Ability, Journal of Banking and Finance, Vol. 15.
  Fama, (1970), Efficient Capital Markets: A Review of Theory
  
  3 Zie Plantinga (1995).
  4 Alle t-waarden in dit artikel zijn onderdeel van eenzijdige
  toetsen.
  5 Jensens alpha kan worden bepaald als de constante uit de
  volgende regressievergelijking Rp - Rf = a + IS (Rm - Rf),
  waarbij Rp de rentabiliteit van de te beoordelen portefeuille,
  
  Rf de rentabiliteit van de risicovrije belegging en Rm de rentabili­
  teit van de marktindex is. De Treynor-ratio is gedefinieerd
  
  and Empirical Work, Journal o f Finance, Vol. XXV, No. 2,
  
  als (R - R) / Ik De Sharpe-ratio tenslotte is gedefinieerd als
  
  pp. 383-417.
  (Rp - Rf) / (jp waarbij er de standaarddeviatie van de rentabilitei-
  
  Fama, (1991), Efficient Capital Markets: II, Journal o f Finance,
  Vol. XLVI, No. 5, pp. 1575-1617.
  Graham, John R. en C.R. Harvey, (1996), Market Timing Ability
  and Volatility Implied in Investment Newsletters' Asset
  Allocation Recommendations, Journal of Financial Econo­
  mics, Vol 42, pp. 397-421.
  Crinblatt, M. en S. Titman, (1993), Performance Measurement
  without Benchmarks: An Examination of Mutual Fund
  
  ten van de portefeuille is.
   6 De significantie van het verschil tussen de Sharpe-ratio
  van de specifieke modelportefeuille en de Sharpe-ratio van de
  gemiddelde modelportefeuille is getoetst met hulp van een test
  ontwikkeld door Jobson en Korkie (1981). Jobson en Korkie
  hebben tevens een test ontwikkeld voor het toetsen van
  verschillen tussen Treynor-ratio's.
  7 Het is uiteraard ook mogelijk om winnaars en verliezers
  
  Returns, Journal of Business, Vol. 66, No. 1, pp 47-68.
  relatief te definiëren. In dat geval zijn winnaars de aandelen die
  
  Grinblatt, M., S. Titman en R. Wermers, (1995), Momentum-
  
  sterker dan het gemiddelde aandeel zijn gestegen, en verliezers
  
  Investment Strategies, Portfolio Performance, and Herding:
  A Study of Mutual Fund Behavior, The American Economic
  
  zijn de aandelen die langzamer dan het gemiddelde aandeel zijn
  
  Review, Vol. 85, No. 5, pp. 1088-1105.
  dat geval als volgt aangepast te worden:
  
  gestegen. De berekening van de momentum-maatstaf dient in
  
  Jensen, M. C , (1968), The Performance of Mutual Funds in the
  Period 1945-64, Journal of Finance, Vol. XXIII, No. 2, pp.
  MOM= 1/7*2 2 (w.r w.M)(/?.„,-/?,.,) ■
  
  389-416.
  Jobson, J.D. en B. Korkie, (1981), Performance Hypothesis
  
  8 De p-waarde van MeesPierson's PCA41 voor gekochte
  
  Testing with the Sharpe and Treynor Measures, Journal of
  
  aandelen is het laagst van alle beschouwde modelportefeuilles
  
  Finance, Vol. XXXVI, No. 4, pp. 889-908.
  en bedraagt ongeveer 12%.
  Plantinga, A., (1995), Methoden en technieken van
  
  N O V EM BER 1998
  
  E ! ab
  
  9 Zie Fama (1970) en Fama (1991).
  569.
  