Relatief risicobeheer voor pensioenfondsen

r
~.

Relatief risicobeheer voor
pensioenfondsen
P.C. van Aalst, E.E. Hagen, W.G. Hallerbaeh, M.E.T.A. van der Velden en
E.A.C. van der Voort*
enteveranderingen, inflatie en loongroei zijn voor pensioenfondsen belangrijke
factoren, die de verplichtingen beïnvloeden. Uit het oogpunt van ‘matching’ wordt
getracht de gevoeligheden van de beleggingsportefeuille voor deze drie factoren af te
stemmen op de gevoeligheden van de verplichtingen. Dit artikel beschrijft een
empirisch onderzoek naar de mogelijkheden van dergelijk relatief risicobeheer op
basis van Nederlandse beleggingscategorieën.

R

Verzekeringsmaatschappijen,
pensioenfondsen en matching
Institutionele beleggers, zoals verzekeringsmaatschappijen en pensioenfondsen, hebben als hoofdtaak het
verzekeren van de aanspraken van de polishouders
c.q. deelnemers. De verplichtingen, de toegezegde
uitkeringen aan de genoemde groepen, strekken zich
vele decennia in de toekomst uit. Uit de verzekeringsfunctie van de institutionele beleggers vloeit een afgeleide functie voort: het zo goed mogelijk beleggen
van de afgedragen premies en de tussentijdse beleggingsopbrengsten. Zo goed mogelijk, in die zin dat
met een zeer grote waarschijnlijkheid aan de toezeggingen kan worden voldaan. Deze afstemming tussen beleggingen en verplichtingen wordt aangeduid
met de term ‘matching’ .
Uit dit oogpunt concentreren we ons niet zozeer
op absolute risico’s bij de beleggingscategorieën,
dat
wil zeggen de totale fluctuaties in de opbrengsten,
maar op relatieve risico’s. Indien (de groeivoeten
van) de verplichtingen en de beleggingen op gelijke
wijze reageren op veranderingen in de economische
omgeving, dan loopt het pensioenfonds per saldo
geen risico voor de economische factoren en zijn de
beleggingen en verplichtingen gematcht.
De verplichtingen van levensverzekeringsmaatschappijen en pensioenfondsen zijn in Nederland essentieel verschillend. Verzekeraars hebben over het
algemeen nominale verplichtingen, dat wil zeggen in
guldens gefixeerde of door een vaste indexatie bepaalde verplichtingen. Het voornaamste risico bij dergelijke verplichtingen wordt gevormd door veranderingen in de tijdswaarde van het geld (de rente). Er is
uitgebreide literatuur over duration en immunisatie
voorhanden, waarin het beheersen van renterisico
wordt beschreven2. Daarnaast bieden verzekeraars
produkten aan, waarbij de uitkeringen zijn gekoppeld aan de waarde van (een mandje van) beleg-

gingsobjecten. Voor dergelijke produkten bestaat per
definitie geen matchingsprobleem. Pensioenfondsen
kennen echter een systeem waarbij de uitkeringen
worden gebaseerd op de loonontwikkeling tijdens
iemands loopbaan en waarbij de uitkeringen vanaf
de pensioengerechtigde
leeftijd worden geïndexeerd
met een prijs- of loonindex. Naast renterisico spelen
hier derhalve ook inflatierisico en loongroeirisico een
rol. Er bestaat een beperkte hoeveelheid literatuur op
het gebied van inflatiegevoeligheden van beleggingsobjecten in Nederland; over de samenhang tussen
loongroei en beleggingsrendementen
is zelfs heel
weinig bekend3. In dit artikel wordt de relatie tussen
de voor pensioenfondsen relevante economische
variabelen (rente, inflatie en loongroei) en de rendementen op diverse beleggingscategorieën
nader
beschouwd.

• De auteurs zijn allen verbonden (geweest) aan de vakgroep Financiering en Belegging van de Erasmus Universiteit Rotterdam. De eerste auteur is daarnaast directeur/
eigenaar van FIST Research & Consultancy.
1. Zie voor Nederlandse studies op dit gebied: ].].H. Meys
en].A.D. Brouwer, Matching bij pensioenfondsen,
VBA
journaal, maart 1992; P.e. van Aalst, e.G.E. Boender en
W.].A. van Gijzen, Asset liability matching for pension
funds: a one-period model, Rapport R9318/F, RIBES,
Erasmus Universiteit Rotterdam, 1993.
2. Zie bij voorbeeld: G.G. Kaufman, G.O. Bierwag en A.
Toevs, /nnovations in bond porifOliOmanagement: duration analysis and immunization, JAI Press, Greenwich
Con., 1983; M.R. Granito, Bond porifOliOimmunization,
Lexington Books, Lexington MA, 1984; G.O. Bierwag,
Duration analysis: managing interest rate risk, Ballinger,
Cambridge MA, 1987.
3. Naast de referenties in de eerste voetnoot kunnen worden genoemd: ].M.G. Frijns en ].H.W. Goslings, ‘Matching’
voor het pensioenbedrijf,
E5B, 6 september 1989; S. Beekers, Stocks, bonds and inflation in the world markets,
joumal of Fixed /ncome, 1989; P.]. van den Heuvel en R.F.
Radelaar, Koersrendement
van aandelen, ESB, 16 mei 1990.

De verplichtingen van pensioenfondsen

Verwachte samenhangen7

De verplichtingen van een pensioenfonds bestaan uit
een serie kasstromen in de toekomst (de uitkeringen), die eventueel geïndexeerd zijn. Om tot een consistente waardering van verplichtingen en beleggingen te komen, zullen we in dit artikel steeds uitgaan
van de contante waarde van de verwachte toekomstige kasstromen. Bij de waardering van de verplichtingen wordt tevens rekening gehouden met de kans
dat de uitkeringen plaatsvinden. In essentie kunnen
de huidige pensioenfondsverplichtingen
Vo dan op
de volgende financieel-economische
wijze worden
bepaald:

Binnen het in dit artikel gehanteerde contante-wa arderaamwerk, wordt ook de huidige waarde Po van
een beleggingsobject beschouwd als de som van de
tegen de relevante disconteringsvoet kt contant gemaakte verwachte toekomstige cash flows Eo(CFt>:

Vo

=

Eo(indext)
Ut~~~~Pt
‘”
indexo
£.. ~~~~~~
(l+dt) t

Cl)

waarbij:

=

de (ongeïndexeerde)
toegezegde
uitkering op tijdstip t;
EoCindext>= de op tijdstip 0 verwachte grootte van de
op tijdstip t geldende (prijs- of loon)index;
= de kans dat de betreffende uitkering op
Pt
tijdstip t plaatsvindt;
= de disconteringsvoet,
behorend bij een
uitkering op tijdstip t.
Ut

Bij een schatting van de werkelijke omvang van de
verwachte uitkeringen, dat wil zeggen inclusief het
indexatie-effect (de term in de teller), zal de disconteringsvoet zijn gerelateerd aan de nominale renté.
Uit de zeer algemene formule (1) volgen de voor pensioenfondsen relevante verplichtingenrisico’s5:
• na afloop van het lopende jaar kan de werkelijke
indexatie afwijken van de verwachte indexatie, hetgeen tevens kan leiden tot aanpassingen in de verwachtingen voor de volgende jaren Cinflatie-/loongroeirisico );
• de verwachte kansen op uitkeringen hoeven niet
exact uit te komen (actuarieel risico) en
• de disconteringsvoet kan in de loop van de tijd
veranderen (renterisico).
De exacte gevoeligheden van de verplichtingen voor
deze factoren hangen af van het pensioensysteem, de
gebruikte indexatie van de rechten van niet-actieven,
de opbouw van het deelnemersbestand
en de wijze
van waardering van de verplichtingen en moeten dus
per pensioenfonds apart worden bepaald6.
Gegeven de gevoeligheden van de verplichtingen
kan binnen het relatieve risicobeheer worden getracht een beleggingsportefeuille
samen te stellen die
de genoemde risico’s opvangt, dit met uitzondering
van het actuariële risico dat natuurlijk nooit gematcht
kan worden door een specifieke keuze van de beleggingsportefeuille. Hoe reageren nu verschillende beleggingscategorieën op veranderingen in de inflatie,
de loongroei en de rente?

ESB 2-3-1994

T

Po =

L Eo(CFt)
t=1

(2)

(l+kd

Bij faillissementsrisicovrije obligaties zijn de toekomstige cash flows met zekerheid bekend en is elke
disconteringsvoet kt gelijk aan de risicovrije rentevoet over de periode (0,0. Veranderingen in deze
termijnstructuur van rentevoeten vormen daarmee
de enige bron van fluctuaties in obligatieprijzen.
Bij een aandeel worden de verwachte toekomstige dividenden over een in principe oneindig lange
horizon (T ~ 00) contant gemaakt tegen een voor
risico aangepaste disconteringsvoet, die bestaat uit
de risicovrije rentevoet voor de periode (O,t) plus een
risicopremie, die een vergoeding geeft voor de onzekerheid omtrent de hoogte van de opbrengst. Bij
onroerend goed nemen de verwachte huuropbrengsten de plaats in van de verwachte dividenden.

Rente
Net als bij obligaties bestaat bij aandelen en onroerend goed een renterisico, aangezien verwachte opbrengsten worden gedisconteerd. Daarnaast bestaat
er een relatie tussen de rente en de hoogte van de
opbrengsten. Zo beïnvloedt de rente bij voorbeeld
de hoogte van de winst, waardoor de dividenduitkeringen kunnen worden aangepast
Dit extra risico
heeft tevens invloed op de disconteringsvoet van de
kasstromen. In principe verwachten we dan ook dat
de waarde van een beleggingsobject negatief samenhangt met de termijnstructuur van rentevoeten. Bij
aandelen en onroerend goed kan dit effect worden
4. In de Nederlandse actuariële praktijk is het gebruikelijk
om als disconteringsvoet een ‘voorzichtige’ rekenrente te
gebruiken, waarin impliciet het indexatie-effect is opgenomen. De hoogte van deze reële-rekenrente,
veelal 4%,
wordt door velen als te hoog gekarakteriseerd.
Voorbeelden zijn: E.A. Bolhuis en WJ. Vossers, Pensioenfondsen in
Nederland: een modelanalyse, CPB Occasional Paper 38,
1986; AJ. Vermaat, Over de rekenrente, Het Verzekerings-

Archief, 1989.
5. Zie voor een uitvoerige inventarisatie van deze risico’s:
P.e. van Aalst, Een risicosimulatie van pensioenverplichtingen, ESB, 24 februari 1993.
6. Een uitgewerkt voorbeeld is te vinden in Van Aalst, Boender en Van Gijzen, op. cil., 1993. Ter indicatie: de gevoeligheid voor factoren die invloed hebben op de rechten van
alle deelnemers is gerelateerd aan de ‘duration’ van de verplichtingen en ligt in de orde van grootte van 10 à 20.
7. Voor een uitgebreidere bespreking verwijzen we naar
een rapport van de auteurs van dit artikel: Nederlandse
beleggingsrendementen in een matchingscontext, Rapport
R9406/F, RIBES, Erasmus Universiteit Rotterdam, 1994.
8. Zie bij voorbeeld W.G. Hallerbach, Theoretical and
empirical aspects of the relation between interest rates and
common stock returns, verschijnt in: R.L. D’Ecclesia and
S. Zenios, Contributions to Management Science, Physica/Springer Verlag, 1994.

versterkt of verzwakt door de interdependentie tussen ontwikkelingen in de rente en de verwachte toekomstige opbrengsten.

Figuur 1. Inflatie en rei!le-loongroei
0.12
-0.10

Inflatie

0.08

Er bestaat internationaal gezien veel literatuur over
de relatie tussen inflatie en beleggingsrendementen.
Vaak wordt een onderscheid gemaakt tussen verwachte, onverwachte en/of een verandering in verwachte inflatie. Volgens de Fisher-hypothese is in
een markt waar alle informatie rationeel wordt verwerkt, de nominale rente een resultante van de verwachte reële rente en de verwachte inflatie. Voor het
effect van (veranderingen in) verwachte inflatie op
beleggingsrendementen
kunnen we verwijzen naar
het voorgaande: theoretisch verwachten we bij vastrentende waarden een negatief verband, bij zakelijke
waarden is het verband a priori niet eenduidig. In de
praktijk bestaat vaak de verwachting dat aandelen
een betere bescherming tegen inflatierisico bieden
dan obligaties. Uit empirisch onderzoek blijkt dat de
rol van aandelen als inflatiehedge-instrument
eerder
voortvloeit uit het hoge gemiddelde rendement dan
uit de jaar-op-jaar samenhang9.

Loongroei
Reële-loongroei zou kunnen worden gezien als een
maatstaf voor de reële activiteit in een economie. Volgens deze redenering mogen we een positieve relatie
tussen beleggingsrendementen
en reële-loongroei
verwachten. Beckers komt tot de conclusie dat er
nauwelijks een relatie bestaat tussen reële loongroei
en beleggingsrendementenlO.
Als er al een samenhang wordt gevonden, dan is deze negatief. Dit verschijnsel kan als volgt worden verklaard: produktiviteitsstijgingen worden pas na enige tijd vertaald in
reële-loonsverhogingen,
die op dat moment voor ondernemingen een kostenpost vormen en het resultaat
negatief beïnvloeden.

Tijdreeksen
Uitgangspunt voor het onderzoek vormen tijdreeksen
op jaarbasis van de consumentenprijsindex
(bron:
Tabel 1.
CBS), de index van de regelingslonen (bron: CBS) en
Tijdreeks
de lange rente (bron: DNB). De keuze voor jaarcijfers
resultaten van kan worden verklaard vanuit de pensioenfonds-coniriflatie en
text in dit artikel: ontwikkelingen binnen jaren zijn
rei!levoor dergelijke lange-termijnbeleggers
nauwelijks inloongroei
teressant. De inflatie en de loongroei zijn bepaald als

lnflatie

1950-1992

t~tie

1960-1992

a

b

0,02

1950-1992

0,23
(2,22)

0,65

(7,66)

0,00

0,27

0,81

0,49)
:~e-loongroei

(0,86)

0,35
(3,25)

0,08

1960-1992

0,62

(5,71)

0,00

0,28

0,32

0,08

(0,47)

[~e-loongroei

R2

(3,91)

0,01

c

d

0,52

(2,87)

Periode

Inflatie
Reele-loongroei

(2,44)

(2,81)

(5,79)

:lf-waarden tussen haakjes; op een significantieniveau van 5% kan worden
!ilesteld dat er geen autocorrelatie bestaat tussen de residuen.

0,67

0.06
0.04
0.02
0.00
-0.02
-0.04
1950

1960

1970

1980

1990

het verschil van de natuurlijke logarithmen van de
betreffende index in twee opeenvolgende jaren. Het
verschil tussen de nominale loongroei en de inflatie
levert de (gerealiseerde) reële-loongroei op. Bij de
termijnstructuur van rentevoeten beperken we ons
om praktische redenen tot de lange rente.
In eerste instantie trachten we de inflatie en de reele-loongroei met behulp van een tijdreeksmodel te
verklaren 11. Op basis van het gevonden model kunnen dan verwachtingen voor deze variabelen worden
geformuleerd, die later in het onderzoek nodig zijn.
Figuur 1 toont de ontwikkeling van de inflatie
over de periode 1947-1992. Over de jaren 1950-1992
is in navolging van eerder onderzoek een autoregressief model van de eerste orde onderzocht:
inflt

=

a + b • inflt-l + et

De resultaten staan vermeld in tabel 1. Het blijkt dat
de resultaten sterk worden beïnvloed door het eerste
decennium van de onderzoeksperiode.
De naoorlogse jaren staan in het teken van de wederopbouw en
overheidsinterventie.
Verder had de oorlog in Korea
een tijdelijk sterke invloed op de inflatie. Op basis
van dit inzicht is de vergelijking voor inflatie opnieuw geschat en nu over de periode 1960-1992, zie
opnieuw tabel 1. Deze resultaten zullen verder in dit
artikel worden gebruikt12.
De tijdreeks van de reële-Ioongroei blijkt een ander karakter te dragen. Over de gehele naoorlogse
periode is een redelijk stabiel autoregressief verband
van de tweede orde te vinden, dat alleen verstoord
wordt door twee uitbijters. De (ongeveer gelijke)
loonexplosies in 1960 en 1964 worden opgevangen
door het gebruik van één dummy-variabele voor
deze beide jaren. Tabel 1 toont weer de resultaten
voor de totale vergelijking:
rlgt

=

a + b • rlgt-l +

C •

rlgt-2 + d • dummy + et.

9. Zie bij voorbeeld E.E Fama en G.W. Schwert, Asset returns and inflation, Journalof Financial Economics, 1977.
10. S. Beckers, op. cit., 1989.
11. In onze dataset bleek de nominale rente niet relevant
voor het genereren van inflatieverwachtingen.
12. ].M.G. Frijns en ].H.W. Goslings, op. cit., 1989, hanteren
voor de inflatieverwachting
een voortschrijdend
gemiddelde van huidige (sic!) en historische inflatie. Hoewel in het
artikel anders wordt gesuggereerd,
vinden zij vrijwel geen
relatie tussen inflatie en aandeel- en obligatierendementen.
Aangezien hun onderzoek betrekking heeft op de gehele
naoorlogse periode, zijn de resultaten waarschijnlijk sterk
beïnvloed door de jaren vijftig.

Merk op dat de uitkomsten voor de periode 19501992 nauwelijks verschillen van die voor de periode
1960-199213.
Met behulp van deze modellen kunnen korte-termijn verwachtingen worden geformuleerd voor een
bepaald jaar, gegeven de ultimo van het voorafgaande jaar beschikbare informatie. Het is echter wenselijk om een verwachting te formuleren voor een langere periode. Voor pensioenfondsen
is dat immers
de relevante beleggingshorizon.
Op deze plaats veronderstellen we dat de verwachte inflatie en reëleloongroei zich ontwikkelen van de genoemde kortetermijnverwachting naar een (voortschrijdend)
lange-termijngemiddelde14.
De verwachte gemiddelde inflatie en reële-Ioongroei definiëren we als het
gelijkgewogen gemiddelde van de korte-termijnverwachting en het lange-termijngemiddelde15.
De derde factor, waarvan zal worden onderzocht
of deze invloed heeft op beleggingsrendementen,
is
de verandering in de reële lange rente. De (ex ante)
reële lange rente wordt gedefinieerd als het verschil
tussen de nominale lange rente en de verwachte gemiddelde inflatie. Hieruit blijkt tevens een tweede
argument voor het gebruik van een verwachte gemiddelde inflatie in plaats van een korte-termijn verwachte inflatie: de lange rente heeft immers ook betrekking op een verdere toekomst dan één jaar.

Factormodellen voor beleggingen
Met behulp van de hiervoor geconstrueerde tijdreeksen zal nu worden onderzocht in hoeverre veranderingen in de verwachte gemiddelde inflatie, de reële
rente en de verwachte gemiddelde reële-Ioongroei
van invloed zijn op de rendementen van aandelen,
obligaties en onroerend goed.
De correlatiematrix in tabel 2 geeft aan dat de samenhang tussen de afzonderlijke factoren gering is
en uiteindelijk zelfs verwaarloosbaar in vergelijking
met de verklaarkracht (R2) van de te schatten vergelijkingen.
Voor aandelen en obligaties zijn totale rendementsindices gebruikt, zoals gepubliceerd door Barclays De Zoete Wedd. Verder is uitgegaan van de
door MeesPierson samengestelde prijsindex van onroerend-goed-beleggingsfondsen
(commercieel onroerend goed) en de door het CBS gefubliceerde
prijsindex van nieuwbouwwoningen1
. Voor elk van
deze beleggingscategorieën
is de volgende vergelijking geschat:
rendementI

=

a + b”~EI infl + c”&lrt + d “DEI rlg + el
(3)

waarbij:
El infl

=

de verwachte gemiddelde

Tabel 2. Correlatiecoëfficiënten
~Et inf!
~Et infl

inflatie;

tussen factoren
~ rlrt

~trlg

1

~ rlrt

-0,21

1

~ Etrlg

-0,16

0,04

E5B 2-3-1994

1

Periode

Const.

~ Etinfl

~ rlrt

1960-1992

-5,11
-9,84
(-2,36)

Woningen

1964-1992

-6,93

-14,65

(-2,43)

0,34

1,65
0,73

(-2,88)

0,05

3,31

(8,25)

1960-1991

1,93

0,29

-0,01
(0,51)

Com.onr.g.

2,14

0,24

-9,20
(-2,46)

DW

(-3,50)

0,09

R2
0,44

-4,02

(-3,98)

(3,14)

Aandelen

1960-1992

0,06
(6,93)

Obligaties

~ Etrlg

(3,46)

T-waarden tussen haakjes; herschatting van de laatste vergelijking met een correctie voor de autocorrelatie in de residuen volgens de Cochrane-Orcuttmethode leidt tot een coëfficiënt van 1,87 Ct-waarde 2,90) voor ~Et inf!. De waarde
van deze correctie is echter beperkt gezien het kleine aantal waarnemingen.

rlrL- = de reële lange rente;
El rlg = de verwachte gemiddelde reële-Ioongroei
en waarbij de veranderingen (M steeds zijn bepaald
over dezelfde periode als waarover het rendement
wordt berekend. Voor zover schatting van vergelijking (3) op een significantieniveau van 5% insignificante coëfficiënten opleverde, is de vergelijking opnieuw geschat zonder de desbetreffende variabele.

Resultaten
Tabel 3 bevat de uiteindelijke resultaten. De gevonden waarden geven de gevoeligheden weer van het
rendement voor de desbetreffende factor. Er bestaat
een negatieve samenhang tussen veranderingen in
de reële lange rente en obligatie-, aandeel-, en commercieel onroerend-goedrendementen.
De relatie tussen veranderingen in de verwachte inflatie en rendementen op obligaties en aandelen is negatief, terwijl
de relatie met woningrendementen
positief is. Voor
veranderingen in de reële loongroei vonden we
slechts een negatief verband met commercieel-vastgoedrendementen.
De grootte van de gevoeligheden
is direct uit de tabel af te lezen: zo leidt bij voorbeeld
een daling van de verwachte gemiddelde inflatie van
1% gemiddeld tot een extra rendement op aandelen
van bijna 10%. Aangezien de verklarende factoren

13. Een relativerende opmerking over de hoge verklaringsgraad (R2) van deze vergelijkingen is op zijn plaats. Deze
wordt namelijk sterk beïnvloed door de dummy-variabele,
die voor een vrijwel perfecte fit zorgt in de Jaren 1960 en
1964. Over de periode 1965-1992 zakt de R naar ongeveer
0,42 bij vergelijkbare coëfficiënten b en c.
14. Vergelijk in dit verband A.J. Vermaat, op. cit., 1989, die
een soortgelijk onderscheid maakt tussen de ‘momentane’
en de ‘structurele’ lange-interestvoet.
De gekozen methodiek sluit daarnaast ook aan bij het dynamisch premiesysteem, zoals dat de laatste jaren bij een aantal pensioenfondsen is ingevoerd.
15. Dit lange-termijngemiddelde
is bij de inflatie over een
periode van tien jaar bepaald en bij de reële loongroei over
een periode van vijf jaar. We zijn ons ervan bewust dat deze
specificatie ietwat arbitrair is.
16. Bij gebrek aan goede onroerend-goedgegevens
hebben
de hier gepresenteerde
resultaten hoogstens een indicatieve waarde. In ieder geval leidt het gebruik van prijsindices
tot een onderschatting
van het totale rendement op deze categorie. De eerste auteur is overigens bezig met het ontwikkelen van een totale rendementsindex
voor woningen.

Tabel 3. Resultaten factormodellen

alle een gemiddelde waarde van nul hebben, is de
constante term gelijk aan het gemiddelde rendement.
De waarden spreken intuïtief aan: aandelen genereren een hoger gemiddeld rendement dan obligaties
en onroerend goed, maar zijn tegelijkertijd gevoeliger voor de factoren en dus volatieler.

Conclusie
Over de periode 1960 – 1992 is onderzocht in welke
mate de jaarlijkse rendementen op Nederlandse aandelen, obligaties en onroerend goed gevoelig zijn
voor veranderingen in verwachte inflatie, reële lange
rente en verwachte reële-loongroei. In het kader van
relatief risicobeheer hebben de geschatte gevoeligheden slechts betekenis in relatie tot de gevoeligheden van de pensioenverplichtingen.
Zo zal de
waarde-ontwikkeling
van de verplichtingen positief
gerelateerd zijn aan veranderingen in de verwachte
reële-loongroei en de verwachte inflatie, en negatief
gerelateerd zijn aan veranderingen in de reële lange
rente. Over de groottes van deze gevoeligheden kunnen we geen precieze uitspraak doen, daar deze afhankelijk zijn van de specifieke karakteristieken van
een pensioenfonds. Globaal kunnen we echter stellen dat de gevoeligheid van de verplichtingen voor
factoren die invloed hebben op de rechten van alle
deelnemers, in de orde van 10 à 20 ligt.
Confronteren we dit met onze resultaten (zie tabel 3), dan kunnen we de volgende conclusies trekken. Vanwege het ontbreken van een significante samenhang dan wel een ‘verkeerd’ teken, is matching
van het reële-loongroeirisico
niet mogelijk. Met de
onderzochte beleggingscategorieën
is matching van
het inflatierisico in principe alleen mogelijk met beleggingen in de woningsector. De geschatte reële-rentegevoeligheden bezitten vanuit matchingsoogpunt
wel alle het juiste teken. Maar daar waar matching
mogelijk lijkt, zijn de geschatte gevoeligheden over

het algemeen veel te laag om tot adequate matching
te kunnen overgaan.
Daarnaast zijn de genoemde samenhangen tussen
beleggingsrendementen
en factoren weliswaar significant, maar verre van perfect. Door het matchen van
gevoeligheden zou derhalve slechts een deel van het
desbetreffende risico kunnen worden beheerst.
We dienen te bedenken dat ons onderzoek zich
beperkt tot algemene, Nederlandse indices. Het is interessant om na te gaan hoe divers de gevoeligheden
van deel- (sector- )indices en internationale indices
zijn. Daarbij rijst tevens de vraag of het verleden wel
een spiegel voor de toekomst is: ondergaan de gevoeligheden in de toekomst geen substantiële wijzigingen door structurele veranderingen in de economie?
Bovendien kan worden opgemerkt dat slechts jaarop-jaar samenhangen zijn onderzocht. Voor pensioenfondsen zijn vanuit matchingsoogpunt
ook langeretermijn samenhangen bruikbaar.
Voor zover de gevoeligheden van de beleggingen
niet in overeenstemming zijn te brengen met de gevoeligheden van de verplichtingen en voor zover beleggingsrendementen
in substantiële mate worden
beïnvloed door overige factoren, verliest een relatief
risicobegrip aan betekenis. In dat geval zal het beheer van absolute beleggingsrisico’s (los van de verplichtingenstructuur)
en het streven naar een zo
hoog mogelijk lange-termijn verwacht rendement
voorop staan en het relatieve risicobeheer naar de
achtergrond verdringen. De aandacht verschuift daarmee van de gevoeligheden voor veranderingen in de
economische omgeving naar de constante term in de
regressievergelijkingen.

Paul van Aalst
Ernst Hagen
Winfried Hallerbach
Margot van der Velden
Erwin van der Voort