Verwachtingen op de
Nederlandse aandelenmarkt
T.J. Mourik*
en uit de aandelenkoers berekende stemmingsindicator, waarmee onderscheid
wordt gemaakt tussen perioden met optimistische, neutrale en pessimistische
verwachtingen, de macro-economische ivinstper aandeel en de lange rente geven te
zamen een bevredigend beeld van de koersvorming van aandelen in Nederland.
Met name bet verwachtingenpatroon, weergegeven door de stemmingsindicator,
speelt een belangrijke rol bij de verklaring van de beurscrises in 1987 en 1989.
E
Dit artikel geeft een modelmatige beschrijving van
het historische beloop van de CBS-koersindex algemeen. Het contante-waardemodel voor de aandelenkoers vormt hierbij het uitgangspunt. Omdat verwachtingen een belangrijke rol spelen bij de
koersvorming, wordt onderscheid gemaakt tussen
de zogenoemde ‘status quo’-component (het koersniveau dat wordt gerechtvaardigd bij gelijkblijvende
fundamentele determinanten) en de residuele ‘verwachtingen’-component. Dit levert een bevredigende beschrijving van het koersbeloop op.
De tweede paragraaf geeft een globaal overzicht
van de voor deze studie relevante literatuur. De derde paragraaf beschrijft de alternatieve benadering
die hier is gevolgd en de resultaten die zijn gevonden voor Nederland. Daarbij is de aandacht gericht
op de ultimo kwartaalcijfers van bovengenoemde index voor de periode 1970:I-1990:IV. In de een na
laatste paragraaf worden de resultaten geevalueerd.
Tot besluit volgen enige conclusies.
Inzichten uit de literatuur
Theorie
Volgens de gangbaarste theorie is de koers van een
specifiek aandeel gelijk aan de som van de gedisconteerde verwachte dividenden van het desbetreffende bedrijf gedeeld door het totale aantal uitgegeven aandelen:
t = Xp(E t (DIV t + j )
(1)
Hierin is de discontofactor p per definitie gelijk aan
l/(l+rt) met rt het ex ante, dat is het verwachte c.q.
geeiste totale aandelenrendement per tijdseenheid;
Et(.) is de op tijdstip t levende verwachting en
DIVt+j het dividend per aandeel dat tussen de tijdstippen t+j-1 en t+j zal worden uitgekeerd.
Volgens de theorie van de ‘efficiente markt’ zijn de
verwachtingen van beleggers rationeel. De semi-
768
stringente variant van de efficiente-markthypothese
stelt dat alle publiekelijk beschikbare informatie direct en op rationele wijze in de aandelenkoers
wordt verwerkt. Deze hypothese heeft betrekking
op de aandelenrendementen. Indien op de lange
duur alleen sprake is van beleggingsopbrengsten uit
hoofde van de dividenduitkeringen, impliceert deze
hypothese dat de koers gelijk is aan het contantewaardeniveau op basis van rationele verwachtingen. In het andere geval moet aan dit niveau een
bepaalde term worden toegevoegd, in de literatuur
ook wel ‘rational bubble’ genoemd, die wegens de
onbepaaldheid hiervan oneindig veel vormen kan
aannemen. Keynes heeft in dit verband de bekende
vergelijking met een miss-verkiezing gemaakt. De
juryleden kiezen niet zozeer de dame die zij zelf het
mooist vinden, als wel de dame waarvan zij denken
dat deze door de overige juryleden als de mooiste
wordt beschouwd. Duidelijk is dat een dergelijk speculatief gedrag op de aandelenmarkt het verband
tussen aandelenkoers en verwachte dividenden
volledig kan verstoren. Het is echter niet aannemelijk dat zo’n situatie langdurig kan blijven bestaan.
In de literatuur wordt dan ook de zogenoemde ineenstortende bubble onderscheiden. Hiermee kan
de situatie worden beschreven van een steeds verder stijgende aandelenkoers, gepaard gaande met
een toenemend besef dat het niveau niet meer in
overeenstemming is met de verwachte toekomstige
dividenduitkeringen. Een kleine verstoring van de
markt kan dan voldoende aanleiding zijn tot een
forse koersdaling.
De efficiente-markthypothese is echter niet vrij van
kritiek. Critici stellen dat niet alle beleggers rationeel zijn wegens de kosten die verbonden zijn aan
het verzamelen en analyseren van relevante informatie. Omdat het voor veel beleggers niet rendabel is
* De auteur is medewerker van de afdeling Wetenschappelijk onderzoek en econometrie van de Nederlandsche
Bank.
om zelf deze moeite te doen, zullen zij volstaan met
eenvoudiger, niet altijd ‘correcte’ methoden. In het
bijzonder zouden zij hun informatie in belangrijke
mate ontlenen aan het koersbeloop zelf. Een gevolg
is dat de aandelenkoersen vaak overdreven reageren op nieuws. Vooral sinds de beurscrisis van okto-
ber 1987 wordt vaak gewezen op het veelvuldig gebruik van irrationele beleggingsstrategieen. Een
bijzonder voorbeeld hiervan is ‘dynamische asset allocatie’ (portefeuilleverzekering), waarbij immers
dies zou bovendien blijken dat aandelenkoersen
sterker fluctueren dan op grond van het rationele
contante-waardemodel zou mogen worden verwacht . Ook dit duidt op irrationeel beleggersgedrag en/of rationele speculatie. In het algemeen is
op deze studies echter ook veel kritiek geuit. Dit betreft vooral de veronderstellingen omtrent de hoogte en (on)veranderlijkheid van het ex ante gewenste
rendement (de disconteringsrente).
aandelen met een dalend (stijgend) koersbeloop
Conclusies
worden verkocht (gekocht). Al met al zijn er ver-
Velen menen dat de verwachtingen van beleggers rationeel zijn, waardoor het onmogelijk is het koersbeloop te voorspellen. Dit sluit het (tijdelijk) optreden
van bubbles en daarom van onder- c.q. overwaardering van aandelen echter niet uit. Anderen zien daarentegen irrationele en derhalve voorspelbare bewegingen in het koersbeloop. Het is de vraag of
wetenschappelijk onderzoek hierover uitsluitsel kan
bieden. Veronderstel namelijk dat op een bepaald
scheidene argumenten aangedragen die aangeven
dat de werkelijke koers langere tijd kan afwijken
van het rationele contante-waardeniveau. Dit impliceert dat aandelen over- of ondergewaardeerd kunnen zijn.
Empiric
Het meest eenvoudige model dat spoort met de efficiente-markthypothese is het bekende ‘random
walk’-model, dat weergeeft dat het beloop van
het aandelenrendement geen systematische patro-
nen vertoont. Dit model is in het verleden op grote schaal met vooral dag- en weekcijfers van aandelenrendementen getoetst. De resultaten zijn in
het algemeen hiermee in overeenstemming. De
laatste jaren is echter herhaaldelijk naar voren gebracht dat rendementen van Amerikaanse aandelen op maand-, kwartaal- of jaarbasis op de korte
temijn positieve autocorrelatie, en op een termijn
van twee tot vier jaar negatieve autocorrelatie vertonen . Resultaten van anderen duiden bovendien
op een significant negatief verband tussen aandelenrendement en koers-winstverhouding . Chow
ogenblik gunstige vooruitzichten bestaan voor het
winstbeloop, en dat hierdoor onder de beleggers
een uitbundige stemming ontstaat met als gevolg forse koersstijgingen. Vaak zal aan deze euforie op een
bepaald moment weer een einde komen in de vorm
van een plotselinge forse koersdaling. Indien zowel
het tijdstip van ontstaan als het tijdstip van afloop
niet of nauwelijks voorspelbaar zijn, vertonen dergelijke patronen veel overeenkomst met het idee van
ineenstortende bubbles. Door (geringe) positieve
correlatie met het beloop van fundamentele variabelen lijken zij echter ook sterk op irrationele overreacties.
Een alternatieve benadering
heeft recentelijk geconcludeerd dat de verwachtingen van beleggers niet rationed zijn en dat derhal-
Het contante-waardemodel met speculatie
ve de efficiente-markthypothese moet worden verworpen . Een variant van zijn model die van
Het vervolg van dit artikel is gewijd aan een eenvoudige modelmatige beschrijving van het beloop van
toepassing is bij adaptieve in plaats van rationele
verwachtingen is echter wel in overeenstemming
het gemiddelde niveau van de aandelenkoersen in
Nederland. Hierbij wordt uitgegaan van een variabe-
met zijn data. Vermeldenswaard is ook de benadering waarbij wordt onderzocht of de koersindex
le disconteringsrente. Voorts wordt de invloed van
irrationeel beleggersgedrag en rationele speculatie
uitsluitend reageert op nieuwe informatie. Zo con-
op het koerspeil niet bij voorbaat uitgesloten. Model
(1) met niet noodzakelijk rationele verwachtingen
en daaraan toegevoegd een willekeurige speculatie-
cluderen Cutler et al. voor de Verenigde Staten
dat slechts een derde deel van de variatie van de
New York Stock Exchange-index door macro-eco-
nomisch nieuws wordt verklaard, en dat de overige koersfluctuaties nauwelijks aan niet-economisch nieuws, bij voorbeeld verkiezingsuitslagen
of oorlogsnieuws, kunnen worden toegeschreven 4 . Relatief onbelangrijk nieuws heeft in sommige gevallen grote fluctuates tot gevolg. Dit suggereert een belangrijke invloed van irrationeel
beleggersgedrag en/of rationele speculatie.
Volgens DeBondt en Thaler is het mogelijk om systematisch een buitengewoon rendement te behalen
door aandelen waarvan de koers in de voorafgaan-
de een tot drie jaar is gedaald te kopen, en d_ie met
koersstijgingen in deze periode te verkopen’. Deze
aandelen zijn kennelijk gemiddeld genomen onderc.q. overgewaardeerd, hetgeen met redelijke betrouwbaarheid binnen afzienbare tijd zal worden gecorrigeerd. Ter verklaring hiervan doen zij een beroep op experimenten uit psychologisch onderzoek
waaruit zou blijken dat mensen in het algemeen
overreageren op informatie. Uit verscheidene stu-
ESB 31-7-1991
component, St, hebben wij eerst als volgt herschreven:
In pt = In DIVt – In rt + In Rt
(2)
1. E.F. Fama en K.R. French, Permanent and temporary
components of stock prices, Journal of Political Economy,
jg. 96, nr. 2, 1988, biz. 246-273.
2. J.Y. Campbell en RJ. Shiller, Stock prices, earnings, and
expected dividends, Journal of Finance, jg. 43, nr. 3, 1988,
biz. 661-676.
3. C.G. Chow, Rational versus adaptive expectations in pre-
sent value models. Review of Economics and Statistics, jg.
71, nr. 3, biz. 376-384.
4. D.M. Cutler, J.M. Poterba en L.H. Summers, What moves
stock prices?, Journal of Portfolio Management, spring
1989, biz. 4-12.
5. W.F.M. DeBondt en R.H. Thaler, Does the stock market
overreact?. Journal of Finance, jg. 40, 1985, biz. 793-808.
6. Zie voor een overzicht K.D. West, Bubbles, fads and
stock price volatility test: a partial evaluation, Journal of Finance, jg. 43, 1988, biz. 639-660.
769
met de ‘rest’-term Rt gelijk aan:
rt f
p{ [Et (DIVt + j) – DIVt ] + st ] /DIVt
De som van de eerste twee termen van (2) is gelijk
aan de logaritme van het koersniveau dat zou bestaan indien alle beleggers de ‘nai’eve’ verwachting
zouden hebben dat in de toekomst hetzelfde dividend zal worden uitgekeerd als wat de laatste keer
is ontvangen en er bovendien geen speculatie optreedt. Deze component van het (gemiddelde)
koersniveau wordt in het vervolg aangeduid als de
‘status quo’-component (psqt). De derde term geeft
op een constante, vrij te schatten coefficient na te
benaderen door de ‘stemmingsindicator’ STEM, die
gelijk is aan 1 indien de koersindex zowel in de lopende als de voorafgaande periode is gestegen, 0 indien in willekeurige volgorde sprake was van zowel
een stijging als een daling, en -1 bij twee achtereen-
volgende dalingen. De achterliggende gedachte is
dat de verwachtingen in ruime zin bij twee opeenvolgende stijgingen van de koersindex (stijging en
daling respectievelijk twee dalingen) per saldo opti-
mistisch (neutraal respectievelijk pessimistisch) zijn.
Het empirische model
Afgezien van eventuele dynamiek leidt het voorgaande tot het volgende model:
de invloed weer van de mate waarin beleggers optimistisch dan wel pessimistisch zijn over de toekom-
stige dividenduitkeringen c.q. koersmutaties, onder
de veronderstelling dat men neutraal staat tegenover de status quo-situatie. Deze component, die tevens de speculatiecomponent bevat, wordt hierna
de ‘verwachtingen’-component genoemd (pâ„¢t).
Deze meet feitelijk de mate waarin de verwachtingen van beleggers afwijken van eerder genoemde
c STEM + e
(3)
met b < 0 . c > 0 e n e een normaal verdeelde storing.
De storingsterm e meet zoals gebruikelijk de invloed van weggelaten variabelen. De noodzakelijke
toevoeging hiervan aan de vergelijking heeft in dit
geval echter ook een meer specifieke betekenis
voor de interpretatie van het model. Dit moge blij-
nai’eve verwachting.
ken uit onderstaande beschrijving van een denkbeeldige opeenvolging van gebeurtenissen.
Veronderstellingen
Uitgaande van een neutrale stemming (STEM=0),
kan binnen het kader van model (3) een onverwachte toename van de winst per aandeel een verbete-
Het gemiddelde koersniveau is gemeten met de CBSkoersindex algemeen, het met aantallen aandelen
gewogen gemiddelde van de koersen van vrijwel
alle courante fondsen op de Amsterdamse effecten-
ring van de stemming veroorzaken (STEM=1). In dat
geval ontstaat, afhankelijk van de dynamische speci-
beurs. Voor het geaggregeerde dividend per
ficatie, voor langere tijd een positief verschil tussen
aandeel, de determinant DIV, zijn echter geen kwar-
de koers en het door de eerste drie termen in (3) be-
taalgegevens beschikbaar. Bovendien is de disconte-
vormt van het macro-economische cijfer voor de netto winst van bedrijven gedeeld door de nominale
naderde status quo-niveau. Naarmate het effect van
de verandering echter meer raakt uitgewerkt neemt
de kans op een omslag in de stemming (STEM=0)
als gevolg van een tegengestelde storing (e < 0) toe.
Een relatief geringe storing – op zich weinig relevant nieuws – kan dan via de stemmingsindicator
beurswaarde van alle fondsen te zamen . In de
tweede plaats veronderstellen wij dat de disconteringsrente r een functie is van de nominale lange
een groot effect op de koers hebben. Vanaf een onvoorspelbaar moment zal de koers zich dan ook
weer bewegen naar het status quo-niveau en, na
rente n. Feitelijk wordt uitgegaan van een positief
een verdere verslechtering van de stemming
ringsrente r niet waarneembaar. Om deze redenen
is in de eerste plaats aangenomen dat het geaggregeerde dividend per aandeel een constante fractie
semi-loglineair verband tussen het ex ante totale
rendement op aandelen en het ex post totale rendement op obligaties, die immers een redelijk substituut vormen voor aandelen (In r = a + bri, b >0).
(De coefficient van de lange rente meet dan de gemiddelde procentuele koersdaling in de schattings-
(STEM—I), daar zelfs doorheen schieten. De bijzondere betekenis van de storingsterm is derhalve gelegen in de potentieel grote invloed hiervan op het
koersbeloop in perioden met een betrekkelijk stabiel beloop van de fundamentele variabelen. Dit me-
centpunt.) Op grond van deze veronderstellingen,
die met name de status quo-component betreffen,
vatten wij de macro-economische winst per aandeel
chanisme vertoont veel overeenkomst met zowel irrationele overreacties als met rationele, op een
moeilijk voorspelbaar moment weer ineenstortende
bubbles.
De empirische analyse is uitgevoerd met kwartaalge-
en de lange rente in het vervolg op als de fundamen-
gevens voor de periode 1970:I-1990:IV. Door uitbrei-
tele determinanten.
Ten aanzien van de verwachtingencomponent veronderstellen wij, conform de efficiente-markthypothese, dat koersveranderingen vooral een gevolg
ding van model (3) met een Koyck-vertraging wordt
de procentuele mutatie van de index een lineaire
functie van de logaritme van de macro-economische
koers- winstverhouding p t -i/W t , de lange rente n en
periode als gevolg van een rentestijging van 1 pro-
zijn van (per definitie onverwacht) nieuws. Een-
ten voor deze vergelijking luiden (inclusief dummyvariabelen voor 1987:IV en 1988:1 in verband met de
7. In werkelijkheid vertoont het dividend per aandeel overigens een gladder verloop dan de winst per aandeel: zie bij
voorbeeld A.B. Dorsman, Dividend en dividendpolitiek.
koersmutaties zelf. Dit gebeurt door de term In Rt
770
de stemmingsindicator STEM. De schattingsresulta-
voudshalve zijn slechts drie verschillende ‘stemmingen’ op de markt onderscheiden, te weten een optimistische, een neutrale en een pessimistische
stemming. De vraag welk nieuws binnen de hier beschouwde periode heeft geleid tot een omslag in de
stemming wordt omzeild door de momenten van
een omslag te laten bepalen door de historische
Stenfert Kroese. Leiden/Antwerpen, 1988.
beurscrisis in 1987:IV, en voor 1990:111 in verband
met de Golfcrisis):
P
PSQ
Aln pt = 0,285 – 0,054 (In p t -i – In W t ) – 0,009 (ri) t
(1.84)
(1.95)
(1.23)
+ 0,059 STEMt – 0,346 d874 + 0,112 d881
(5,39)
(5.45)
(1.77)
-0,131d903
(4)
(2.02)
Schattingsperiode: 1970:IV-1990:IV
R 2 = 0,53; SE = 0,06; Durbin’s h = -0,57; t-waarden
tussen haakjes
74
75
76
77
78
79
SO
81
82
83
84
85
86
87
88
89
9O
Wij merken nog op dat bij een schattingsperiode
eindigend in 1987:IV de eerste drie coefficienten in
was het werkelijke koersniveau echter steeds hoger
Figuur 1. De
absolute zin hoger en significanter uitvallen, en de
coefficient van STEM minder significant is. Dit suggereert dat sinds de beurscrisis van 1987:IV de samenhang tussen het koersniveau en de fundamente-
dan het status quo-niveau. In procenten varieerde de
koersontwikke-
verwachtingencomponent ter grootte van 32,8%.
siefverwacbtingen (PSQ)
le variabelen is afgenomen.
verwachtingencomponent tussen -39,6% (1974:111) en ling inclusief
(P) en exclu43,4% (1987:11). Ultimo 1990 was er sprake van een
nig niet waarneembare componenten. De vraag of
De relatieve omvang van de verwachtingencomponent was tussen 1983:11 en 1987:IV betrekkelijk constant (gemiddeld 39%). In de loop van 1987 trad er
echter een geringe hapering op in de langdurige stijging van het status quo-niveau (met name wegens
daling van de winsten en afvlakking van de daling
van n). Deze laatste ontwikkeling heeft mogelijk bijgedragen aan de omvang van de beurscrisis in okto-
daadwerkelijk irrationele koersbewegingen en/of ra-
ber 1987. Volgens het model gaf dit aanleiding tot
tionele bubbles optreden moet hier strikt genomen
onbeantwoord blijven. Om te kunnen beoordelen
een toenemende kans op een omslag in de stemming als gevolg van op zich weinig relevant, maar
niettemin negatief nieuws. Na de beurscrisis is de
aandelenkoers snel weer toegenomen zonder dat
het status quo-niveau veel veranderde. Deze stijging
moet derhalve grotendeels worden toegeschreven
aan optimistische verwachtingen. Aan het slot van
1989:111 was de desbetreffende component even
Interpretatie van de resultaten
Algemeen
Voorgaande resultaten zijn gebaseerd op een decompositie van de aandelenkoersindex in twee, als zoda-
of zich in het verleden perioden van onder- of overwaardering hebben voorgedaan moet immers wor-
den gerefereerd aan het onbekende rationele contante waarde-niveau, en niet aan het hier geschatte
status quo-niveau. Voor een beschrijving van het historische beloop van het gemiddelde koersniveau in
Nederland kan referentie aan het status quo-niveau
echter een aardig handvat vormen.
Overigens wijst de Koyck-vertraging wel op irrationeel beleggersgedrag. De grote omvang van de coefficient van de stemmingsindicator, waarvan het be-
loop mede door de hier niet voorspelbare storing
wordt bepaald, bevestigt echter dat het koersbeloop
zeer erratisch en derhalve moeilijk voorspelbaar kan
groot als vlak voor de beurscrisis (42,8%). Dit ver-
klaart mogelijk de forse koersschommelingen in het
laatste kwartaal van 1989 (waaronder de mini-crash
in oktober). De Golfcrisis veroorzaakte een daling
van de verwachtingencomponent ter grootte van cir-
ca 10%. De status quo-component daalt reeds sinds
1990:1. Ultimo 1990 bedroeg de verwachtingencomponent nog altijd 32,8% van het koersniveau.
zijn. Het is daarom twijfelachtig of met behulp van
deze vergelijking significant meer rendement kan
worden behaald dan het marktgemiddelde.
Niet-gemodelleerde invloeden
De vraag doet zich voor in welke mate het beloop
van de stemmingsindicator in overeenstemming is
De omvang van de verwachtingencomponent
Figuur 1 toont de werkelijke koersontwikkeling (P)
en de koersontwikkeling die volgens vergelijking
(4) zou zijn opgetreden indien de stemming neutraal was gebleven (PSQ). Ter bepaling van laatstgenoemde beloop, dat is de status quo-component, is
de Koyck-vertraging elf kwartalen teruggewerkt en
is vervolgens voor STEM de waarde 0 ingevuld. De
invloed van weggelaten variabelen voor zover niet
meegenomen in de stemmingsindicator (het residu)
wordt bij deze decompositie aan de verwachtingencomponent toegeschreven. De procentuele omvang
van deze component, 100(p – p” q )/p, is in figuur 2
weergegeven.
Uit de figuren 1 en 2 blijkt dat verwachtingen in de jaren zeventig een wisselend effect hadden op het gemiddelde koersniveau. Tussen 1982:111 en 1990:IV
ESB 31-7-1991
met het feitelijke beloop van de fundamentele variabelen. Doordat de stemmingsindicator afhangt van
historische koersmutaties houdt het model, zij het op
eenvoudige wijze, rekening met trendmatige veranderingen in de fundamentele variabelen. Blijkens figuur
1 hebben hier niet onderscheiden factoren in het verleden regelmatig een grote invloed gehad op het
koersbeloop. Zo was de stemming in de jaren zeventig en het begin van de jaren tachtig enkele malen duidelijk in strijd met hetgeen op grond van het feitelijke
beloop van de fundamentele variabelen mocht worden verwacht. Nadere beschouwing brengt aan het
licht dat de werkelijke stemming maximaal acht
opeenvolgende kwartalen afweek van hetgeen de
fundamentele variabelen rechtvaardigden (1979:IV-
1981:111). Tevens suggereert figuur 1 dat het gemiddelde koersniveau in 1990 aan de hoge kant was.
! 771
zelf berekende ‘stemmings’indicator waarmee onderscheid wordt gemaakt tussen perioden met optimistische. neutrale en pessimistische verwachtingen. De
macro-economische winst per aandeel en de lange
rente zijn opgevat als de fundamentele variabelen.
Het hier gepresenteerde theoretische kader en de
empirische uitwerking hiervan geven een aardig
beeld van de koersvorming van aandelen in Neder-
V
land. Zo verklaart wellicht het in de eerste kwartalen van 1987 en 1989 gelijktijdig bestaan van gelijk-
blijvende fundamentele variabelen en een historisch
74
75
76
77
78
79
31
32
83
84
85
86
87
88
89
9O
Conclusie
Figuur 2. De
In dit artikel is een vergelijking gepresenteerd die
invloed van
een bevredigende beschrijving geeft van het beloop
verwacbtingen van het gemiddelde niveau van de Nederlandse aan-
(% van de werkelijke koers)
gezien zeer hoge verwachtingencomponent – circa
43% van het koersniveau – de later in deze jaren ontstane beurscrises. Het gehanteerde model doet sterk
vermoeden dat hierbij sprake was van correcties op
irrationele overreacties dan wel ineenstortende bubbles. De stemmingsindicator speelt een zeer cruciale
rol. Niet verrassend is dat het beloop hiervan zich
moeilijk laat verklaren.
delenkoersen in de afgelopen twee decennia. Daarbij is gebruik gemaakt van een uit de aandelenkoers
T.J. Mourik