3 Pensjonsfond - Porteføljevalg, avkastning og risiko

B. Espen Eckbo, Handelshögskolan i Stockholm og Norges Handelshøyskole

3.1 Oppsummering

3.1.1 Fondert pensjonssparing ( Kapittel 2)

(2.1) Innskuddsbaserte pensjoner er pr. definisjon fullt fonderte og er mer utbredt i USA enn i Europa.

(2.2) Ved innskuddsbaserte pensjoner bærer arbeidstakeren risikoen i pensjonsfondets avkastning, men kan selv velge å forsikre denne gjennom profesjonell porteføljeforvaltning. Ved ytelsesbaserte pensjoner bærer selskapet risikoen, og forsikrer typisk denne. Innskuddsbaserte pensjoner er generelt mer effektive enn ytelsesbaserte pensjoner da de også gir full mobilitet i arbeidsmarkedet.

(2.3) I 1996 estimeres den totale verdien av ytelsesbaserte pensjonskrav i Europa til rundt 17000 milliarder dollar. EU-landenes fond estimeres til ca. 2500 milliarder dollar eller ca. 15% av dette kravet. Fonderingen av ytelsesbaserte pensjoner er imidlertid sterkt økende i flere EU land, og især i England.

(2.4) I USA gir skattereglene private selskaper et insentiv til å overfondere ytelsesbaserte pensjoner, samt til å investere i risikofrie obligasjoner.

(2.5) I 1996 kom 22.4% av totalkapitalen i det amerkanske kapitalmarkedet fra pensjonsfondene. Fondene eier 23% av aksjene og 40% av selskapsobligasjonene i dette markedet.

(2.6) Av de totale pensjonsfondreserver på 6369 milliarder dollar i USA i 1996 kom 16% fra innskuddsbaserte fond, 48% kom fra private pensjonsfonds, og 35% kom fra statlige pensjonsfond.

(2.7) Fondering av ytelsesbaserte pensjoner påvirker sammensetningen av sparingen i samfunnet, men ikke sparenivået i seg selv.

(2.8) Private selskaper vil fondere sine (tilleggs-) pensjonskrav dersom dette øker verdien av selskapets aksjer. Dette vil kunne skje dersom selskapet gjennom overfondering kan utnytte skattefordeler ved fondsavsetninger. Et privat ytelsesbasert fondssystem kan mao oppmuntres gjennom skattesystemet.

3.1.2 Pensjonsfondenes investeringsstrategier ( Kapittel 3)

(3.1) Blandt de 1000 største pensjonsfondene i USA i 1996 plasserte private ytelsesbaserte fond 63.0% av fondet i aksjer, 26.9% i obligasjoner, 7.5% i fast eiendom og 2.6% i kontanter. Ytelsesbaserte fond i offentlig sektor plasserte 53.6% i aksjer og 35.8% i obligasjoner.

(3.2) Blandt de 100 største pensjonsfondene i USA i 1996 plasserte innskuddsbaserte fond 59.1% i aksjer, 29.7% i obligasjoner, 3.6% i fast eiendom og 7.6% i kontanter. Innenfor aksjeallokeringen ble 25.6% av fondet plassert i det pensjonsgivende selskaps egne aksjer. Dette synes å stride imot diversifikasjonsprinsipper. Innenfor obligasjonsallokeringen ble 18.7% plassert i Garanterte Investeringskontrakter (GICs).

(3.3) Ytelsesbaserte fonds etterspør i høyere grad enn innskuddsbaserte fonds lange obligasjoner som et ledd i en sikringsstrategi.

(3.4) Den relative avkastningen på brede aksjeporteføljer, selskapsobligasjoner og sikre statsobligasjoner bekrefter at investorene i kapitalmarkedet utviser risikoaversjon. Dette betyr at et verdipapir med høyere ikkediversifiserbar risiko har en høyere forventet avkastning. Diversifiserbar eller selskapsspesifikk risiko er ikke priset da den kan bli eliminert vha en bred portefølje. Implikasjonen er at pensjonsfond som investerer i aksjemarkedet bør gjøre dette gjennom brede, balanserte aksjeindekser.

(3.5) Brede, balanserte aksjeindekser sies å være forventning-varians effisiente (dvs. de oppnår høyest mulig forventet avkastning for en gitt varians). Ifølge to-fond separasjonsprinsippet i finansteori kan alle effisiente porteføljer genereres av to fond, hvorav det ene er den verdiveiede markedsporteføljen og det andre er det risikofrie aktivum. Dette prinsippet gir den teoretiske begrunnelsen for hvorfor det er optimalt å plassere ens aksjeinvestering i et indeksfond.

(3.6) Indeksbaserte investeringer gjøres gjennom likvide lavkostnadsinstrumenter som indeksfonds, aksjeindeks futures og indeksopsjoner. Kostnadene her er ned mot 10 basis points (0.1%). En raskt voksende del av pensjonsfondene gjennomfører idag indeksstrategier, hvilket er teori omsatt i praksis.

(3.7) I et marked hvor investorene holder brede effisiente porteføljer, og hvor det er relativt lite uenighet om individuelle verdipapirers forventede avkastning og avkastningsvarians, vil forventet avkastning på individuelle verdipapirer følge den klassiske kapitalverdimodellen. Dette betyr at priset risiko defineres vha verdipapirets samvariasjon med markedet som helhet, evt. med faktorer som også tenderer å drive markedet. Det er empirisk støtte for en slik prisingsmodell, også på Oslo Børs (se kapittel 4).

(3.8) En populær - men feilaktig - påstand går ut på at aksjer er midre risikable på lang sikt. Denne påstanden forveksler shortfall risiko, dvs. sannsynligheten for at aksjeavkastningen vil være lavere enn den risikofrie renten (som faller med tidshorisonten), med aksjens risiko for ekstreme utfall (som øker med tidshorisonten). Dette forholdet endres heller ikke dersom aksjeavkastningen har en tendens til å revertere til et langsiktig gjennomsnitt over tid. Det kan uansett vises at kostnaden ved en forsikring (dvs. salgsopsjon) mot shortfall risiko øker med tidshorisonten.

(3.9) Fra aksjonærenes synspunkt er selskapets ytelsesbaserte pensjonsfond analogt med en portefølje bestående av en negativ (short) posisjon i en salgsopsjon (dvs. garantiansvaret) og en positiv (long) posisjon i en kjøpsopsjon (dvs. egenkapitalen som overstiger penjonsansvaret). En økning i volatiliteten i pensjonsfondets underliggende markedsverdi har ingen innvirkning på aksjeverdien i den grad den delen av fondskapitalen som overstiger garantiansvaret tilfaller aksjonærene (dvs. dersom det er symmetri mellom ansvaret for pensjonsgjelden og eierskapet av overfonderingen). I USA står imidlertid aksjonærenene overfor en asymmetri, da selskapet i praksis ikke eier 100% av en overfondering. Konsekvensen er at en økning i volatiliteten av pensjonsfondsverdien reduserer verdien av selskapets aksjer. Aksjonærene utsettes mao for ekstra risiko grunnet asymmetrien i eierskapet av pensjonsfondet. Denne risikoen har gitt opphav til etterspørsel etter såkalte immuniseringsstrategier.

(3.10) I 1994 holdt de 30 største pensjonsfondene i USA i underkant av 100 milliarder dollar i immuniserte porteføljer (dynamisk immunisering). Pensjonsfondenes etterspørsel etter rentepapirer egnet for immuniseringsstrategier med garanterte durasjoner har drevet frem tilbud av alt fra null-kupong (stripped) obligasjoner, til collateralized mortgage obligations (CMOs), til garanterte investeringskontrakter (GICs), og rentefutures.

(3.11) For et pensjonsfond som er overfondert er det unødvendig med en kontinuerlig 100% fastrente portefølje for å minimere kostnaden ved selskapets pensjonsgaranti. Den delen av fondet som overstiger pensjonskravet kan plasseres i aksjemarkedet under forutsetning av at aksjeinvesteringen reduseres ettersom pensjonsfondets totale markedsverdi nærmer seg pensjonskravet. En slik dynamisk investeringsstrategi kalles betinget immunisering eller dynamisk porteføljeforsikring. For eksempel, anta at hele fondets 120 millioner dollar er investert i aksjemarkedet og at fondets pensjonsansvar er 100 millioner. Betinget immunisering betyr at fondet implementerer en såkalt stop-loss ordre, dvs. dersom aksjeverdien faller til 100 millioner selges alle aksjene og fondet immuniseres. Dynamiske porteføljeforsikringsstrategier utføres vha data-programmer og kjøp/salg eksekveres billigst gjennom aksjeopsjons- og indeks-futures markedene.

(3.12) Minstepensjoner og statlige pensjonsordninger i noen europeiske land og i USA justeres for endringer i konsumprisindeksen. Indekseringen av ytelsesbaserte pensjoner viser seg imidlertid å være politisk usikker. Innskuddsbaserte pensjonsordninger er inflasjonsbeskyttet kun i den grad den nominelle porteføljeavkastningen reflekterer inflasjonen.

(3.13) Siden forsikring mot inflasjon, som all annen forsikring, koster i form av redusert forventet avkastning, er det normalt ikke optimalt å fullforsikre denne risikoen. Optimal forsikring avhenger også av hvilke andre risiki konsumenten står overfor, og i hvilken grad disse er korrelerte. Det er derfor vanskelig å si noe generelt om i hvilken grad et pensjonsfond burde investere i verdipapirer som gir inflasjonsforsikring.

(3.14) Et eksempel på et inflasjonsindeksert, risikofritt verdipapirer i USA er Inflation-Plus Certificate of Deposits utstedt av en privat sparebank (Franklin Savings Association of Ottawa, Kansas) og forsikret av Federal Savings and Loan Insurance Corporation. Renten her er knyttet til Bureau of Labor Statistics Consumer Price Index (CPI). Verdipapiret betaler hver måned en fast realrente plus den prosentvise endringen i CPI siste måned. Et annet eksempel er 20-års non-callable collateralized obligasjoner, også kalt Real Yield Securities (REALs) utstedt av samme sparebank. Dette verdipapiret betaler en flytende realrente plus siste års prosentvise endring i CPI, justert og betalt kvartalsvis.

(3.15) En kan tenke seg andre indekseringsformer enn til inflasjonsraten. En mulighet er å binde avkastningen til en indeks for endringen i per capita konsum. Mens en CPI-indeksert annuitet betaler et fast beløp uansett levestandards-utviklingen i økonomien generelt, vil en slik konsumindeksert annuitet gi en utbetaling som varierer med den generelle levestandarden. Dette kan være av betydning dersom pensjonistene ser det som viktigere å opprettholde en levestandard relativt til andre i samfunnet enn en absolutt standard.

(3.16) Pensjonslovgivningen i de fleste vestlige land, inklusive USA, legger tildels sterke begrensninger på muligheten for pensjonsfond til å spille en aktiv kontrollfunksjon i selskapene de investerer i. Historisk sett har pensjonsfondene derfor spilt rollen som passive eiere kun opptatt av porteføljens avkastning og risikoprofil. Misnøye med enkeltselskaper fører til salg av aksjen uten direkte innblanding eller åpen argumentasjon. Pensjonsfondenes rolle som passive eiere er i ferd med å snu. Dette er først og fremst et utslag av fondenes størrelse: salg av aksjebeholdningene kan idag presse prisene i den grad at det er fornuftigere istedet å forsøke å få selskapet til å endre kurs. For det andre var det på 1980-tallet en sterk økning i diverse forsvarstiltak mot selskapsoppkjøp som fondene fant reduserte verdien av deres aksjebeholdninger. Mange av disse forsvarstiltakene ble fremmet av selskapsledere vel vitende om at store institusjonelle eiere ville forholde seg passive under voteringen (eller passivt gi ledelsen sine stemmer). For det tredje er det en økende erkjennelse av at det tradisjonelle styret, som har som oppgave å kontrollere toppledelsen og fremme aksjonærenes interesser, ikke fungerer godt nok. Situasjonen med store og passive institusjonell eiere skaper et kontroll-vakuum som reduserer bedriftenes overlevelsesevne. I USA er det nå en sterk utvikling mot at pensjonsfondene spiller en mer aktiv eierrolle. Det største fondet, CALPERS, klassifiserer regelmessig de underliggende selskaper etter i hvilken grad de søker å endre statuttene for å beskytte ledelsen mot oppkjøp. Videre støttes performance-baserte lønnssystemer, også for styremedlemmer. Institusjonelle eiere generelt deltar mer aktivt på generalforsamlinger og stemmer oftere imot ledelsens forslag.

(3.17) Den kostbare interessekonflikten som oppstår mellom ledere og aksjonærer i selskaper med svak styrefunksjon er ikke spesiell for USA. Imidlertid har tildels populistisk baserte reguleringer fra begynnelsen av dette århundret lagt sterkere restriksjoner på amerikanske selskaper enn tilfellet har vært i andre land. De negative konsekvensene kom sterkt til uttrykk i 1970- og 1980-årene, og har ført til en oppmykning av regelverket og større politisk erkjennelse av behovet for aktive eiere. Dette er erfaringer som ethvert annet land bør ta i betraktning i egen vurdering av hva som utgjør samfunsøkonomiske optimale regler for pensjonsfondenes eierrolle.

3.1.3 Risikojustert fondsavkastning ( Kapittel 4)

(4.1) Performance analyse har vist seg å være et kontroversielt tema, ikke minst fordi forvaltningsindustrien aggresivt markedsfører en evne til å slå markedet. Uttrykket slå markedet må forstås dit hen at forvaltningsindustrien kan oppnå en bedre risikojustert avkastning enn den klientene kan oppnå ved direkte handel i markedet. Dette er det langt fra enighet om. Det kontroversielle aspektet gjelder hvordan en i praksis skal definere og estimere en porteføljes risiko.

(4.2) Evaluering av porteføljeforvalteres performance har vært et sentralt forskningstema innen finansøkonomi de siste tredve år. Forskningens bidrag til dette viktige praktiske området skjøt fart i og med utviklingen av Kapitalverdimodellen som ble diskutert i Kapittel 3. Denne modellen gir under visse antagelser en konkret definisjon på risiko, nemlig et verdipapir's beta eller kovarians med en bred markedsportefølje. Dette gav opphavet til benchmark alpha som mål på et fonds risikojusterte avkastningsrate. Inntil begynnelsen av 1990 var det en nær sagt enstemmig konklusjon i den akademiske finanslitteraturen at benchmark alpha typisk er null eller negativ for store verdipapirfonds i USA. Trekker man også ifra porteføljeforvalterens honorarer er nettoavkastningen etter justering for risiko sannsynligvis negativ. Denne konklusjonen er svært robust med hensyn til forskjellige fondsutvalg og tidsperioder for analysen.

(4.3) I begynnelsen av 1990 ble det foretatt tre viktige innovasjoner i metodikken for evaluering av performance:

• Man gikk over fra den klassiske kapitalverdimodellen til å bruke flerfaktormodeller for å justere for et fonds risiko i beregningen av benchmark alpha. Tilleggsfaktorene representerer makroøkonomiske størrelser som en antar gir opphav til priset risiko i verdipapirmarkedene.

• Tidligere analyser antok at den forventede avkastningen på brede passive porteføljer var konstant over tid (stasjonæritetsbetingelsen). Det erkjennes idag at denne antagelsen er for restriktiv og en bygger eksplisitt inn tidsvarierende forventet avkastning vha offentlig tilgjengelig informasjon (såkalte betingede modeller).

• En har nylig begynt å studere nærmere samvariasjonen mellom et fonds porteføljevekter og fremtidig porteføljeavkastning. Ethvert fond som ønsker å slå markedet må lykkes i å endre fondets porteføljevekter ved å øke vektleggingen av verdipapirer som forventes å øke i verdi (dvs. timing). Fordelen med en slik analyse er at den reduserer behovet for å gi en eksplisitt definisjon på fondets risiko; vektene må utvise en positiv korrelasjon med fremtidig avkastningsrater uansett definisjonen på risiko.

Alle disse nyvinningene benyttes i analysen i dette kapitlet. Studier som tar hensyn til disse nyvinningene har ikke endret den fundamentale konklusjonen om at aktive fondsforvaltere tenderer ikke å bidra til en avkastning utover den som kan forventes på en passiv portefølje med tilsvarende risiko. Disse resultatene bekreftes i den empiriske analysen i dette kapitlet, hvor både amerikanske og norske fonds evalueres.

(4.4) Resultater for pensjonsfond i USA. Vi studerer først institutional equity managers i USA, dvs. porteføljeforvaltere som spesialiserer seg på institusjonelle klienter, typisk pensjonsfond. Dataene er hentet fra Frank Russell Company's Russell Data Service (RDS) og gjelder perioden fra januar 1979 til desember 1990. Frank Russell Company er en evalueringsservice som benyttes av institusjoner og verdipapirfonds i USA. RDS dataene inkludere derfor kun porteføljeforvaltere som Frank Russel Company's klienter valgte å bruke. Størrelsen på forvaltningskontoene er typisk over 100 millioner dollar. I utvalgsperioden inneholder dataene 165 forvaltere med avkastningsobservasjoner utover ett år. Disse klassifiseres av RDS som følger:

• 41 forvaltere er growth managers, dvs. de spesialiserer seg på selskaper som tenderer å operere i raskt voksende markeder, som investerer tungt og som ofte betaler lav eller ingen dividende.

• 40 forvaltere er value managers, dvs. de spesialiserer seg på veletablerte selskaper med relativt stabil og høy dividende.

• 35 forvaltere er large cap managers, dvs. de spesialiserer seg på selskaper med relativt høy kapitalisert verdi.

• 49 forvaltere er small cap managers, dvs. de spesialiserer seg på porteføljer av selskaper med relativt liten kapitalisert verdi.

Databasen gir informasjon om porteføljeforvalterens totalavkastning, inklusive dividende og avkastningen på kontantbeholdninger (kontanter utgjør typisk mindre enn 10% av poteføljen). Avkastningsratene er fratrukket handels-kommisjoner, men ikke forvaltningshonorarer. Benchmarking gjøres vha den verdiveiede markedsporteføljen fra New York Stock Exchange (NYSE) og American Stock Exchange (AMEX), såvel som fire passive porteføljer konstruert av Frank Russell Company for hver av fire investerings styles nevnt over. Disse dataene produserer benchmark alpha-verdier som er positive, men ikke signifikant forskjellige fra null. Resultatene gir ingen støtte for hypotesen om at porteføljeforvaltere av amerikanske pensjonsfond tenderer å generere en positiv avkastning utover en ren kompensasjon for risiko. Tar man i tillegg i betraktning at forvaltningshonorarene ikke er inkludert i avkastningsratene, er det liten tvil om at benchmark alpha forventes å være nær null uansett type forvaltnings-stil.

(4.5) Resultater for open-end verdipapirfond i USA. Analysen benytter måndelige avkastningsrater for et utvalg på 75 open-end aksje- og obligasjonsfonds i USA over perioden januar 1968 til desember 1990 (totalt 276 observasjoner). De 75 fondene plasseres i en av fire forskjellige klasser etter investerings-strategi, vha Weisenberger's Investment Companies Annual i 1982. Gruppene er

1. Income Funds: 14 fonds som hovedsakelig investerer i obligasjoner. Gjennomsnittlig månedlig avkastning utover den risikofrie renten i denne gruppen er 0.21% med et standardavvik på 3.56%.

2. Growth-Income Funds: 22 fonds som hovedsakelig holder obligasjoner, men også endel aksjer (typisk i forholdet 75/25). Gj.sn. avkastning er 0.22% pr. måned, med st.avvik 4.60.

3. Growth Funds: 25 fonds som hovedsakelig holder balanserte (50/50) porteføljer av aksjer og obligasjoner. Gj.sn. avkastning er 0.21% pr. måned, st.av. 5.37.

4. Maximum Capital Gains: 14 fonds som hovedsakelig holder aksjeporteføljer. Gj.sn. avkastning 0.32%, st.av. 6.12.

Som for pensjonsfondene, utføres benchmarking vha den verdi-veiede markedsindeksen av NYSE og AMEX selskaper. Analysen viser at ingen av fondsgruppene utviser signifikant positiv performance målt ved benchmark alpha. Dette resultatet samsvarer godt med det som typisk rapporteres i literaturen om fondsevaluering. Denne literaturen rapporterer også om en viss tendens for relativt svake fonds og porteføljeforvaltere til å forbli svake i flere påfølgende perioder. En slik persistence betyr at en bør unngå forvaltere som har vist seg å være svake; disse har en relativt lav sannsynlighet for å forbedre sin performance record i oversiktlig fremtid.

(4.6) Resultater for verdipapirfond i Norge. Risikojustert porteføljeavkastning estimeres for et utvalg på syv relativt store verdipapirfonds på Oslo Børs fra perioden 01/1985-12/1992. Det benyttes tre risikofaktorer: Den første er avkastning på verdens-porteføljen utover den risikofrie renten. Denne er representert ved den månedlige endringen i Morgan Stanley Capital Index (MSCI) inkusive dividende og målt i norske kroner. MSCI er en verdiveiet indeks som består av aksjemarkedene i 19 OECD land pluss Singapore, Malaysia og Hong Kong. Den risikofrie renten er den månedlige NIBOR-renten (the Norwegian Interbank Offer Rate). Den andre risikofaktoren er endringen i renteterminstrukturen, dvs. endringen i differansen mellom gjennomsnittsavkastningen på 6-10 års norske statsobligasjoner og NIBOR. Den tredje og siste risikofaktoren er realrenten, målt ved NIBOR minus endringen i konsumprisindeksen. Aksjefondene viser liten tendens til positiv alpha. Dvs., estimatene støtter ikke hypotesen om at fondene i utvalget fra Oslo Børs genererer positiv risikojustert avkastning. Den samme konklusjonen følger dersom en måler performance vha korrelasjonen mellom fondets porteføljevekter og neste måneds avkastningsrate. Det er ingen indikasjon på at fondene kan time markedet.

3.1.4 Norge i en global industri-faktor analyse ( Kapittel 5)

(5.1) Analysen er motivert ut ifra følgende tre velkjente fakta:

1. Parvise aksjekurs-korrelasjoner mellom børsindeksene i sentrale vestlige land er overraskende lave, typisk i området 0.2 til 0.3.

2. Det er også stor forskjell i totalvariasjonen i de respektive aksjeindeksene.

3. Svingninger i indeksverdiene forklares bare i liten grad av endringer i landenes makroøkonomiske variable (som for eksempel nivået på sysselsetting, import-eksport balansen, og rentefaktorer).

Samtidig vet vi også at det enkelte lands økonomier i forskjellig grad består av forskjellige industri-sektorer som alle har sine idiosynkratiske svingninger. I dette kapitlet estimeres disse forskjellene direkte.

(5.2) Analysen deler landenes økonomier inn i syv store sektorer:

• Finans (finansielle institusjoner inklusive forsikrings- og eiendomsselskaper og meglerselskaper).

• Olje (råolje, oljeprodukter, raffinering).

• Elektrisitet (elektrisitet-, gass-, og teleselskaper).

• Transport (luft-, land-, og vanntransport inklusive flyplasser, havner og togstasjoner).

• Konsumvarer (tjenester og varige goder, grossist- og detaljledd, inklusive mat og jordbruk).

• Kapitalvarer (produsentleddet av maskiner; biler, lastebiler, busser, tog, fly, våpenindustri, kommunikasjonsutstyr, jordbruksmaskiner, verktøy, instrumenter).

• Diverse (metallutvinning, bygg og anlegg, skogbruk, papirmasse).

Ved hjelp av regresjoner genereres verdens-indekser for hver av disse syv sektorene. Deretter estimeres sensitiviteten eller eksponeringen til det enkelte lands børsindeks overfor svingninger i de syv sektor-indeksene samt dollar-kursen.

(5.3) Analysen benytter daglige noteringer for aksjepris-indekser konstruert for 24 industrialiserte land. Indeksverdiene publiseres daglig i Financial Times (FT) under tittelen FT Actuaries/Goldman Sachs International Indexes. Disse indeksene består kun av de mest likvide (og analyserte) aksjene innen hvert land. Utvalgsperioden er 04/88 - 03/91, dvs. tre år med daglige observasjoner. Den relativt korte utvalgsperioden er neppe et problem da internasjonale industristrukturer, som brukes i estimeringen, kun er stabile over kortere perioder.

(5.4) Det er store forskjeller i dollar-denominert gjennomsnittlig avkastning og volatilitet på tvers av landenes indekser. Canada har den laveste volatiliteten (9.97%) mens Syd-Afrika har den høyeste (30.3%). Mexico og Hong Kong er høy-risiko markeder (hhv 24.35% og 24.85%) mens Nederland og USA har relativt lav volatilitet (hhv 14.61% og 14.37%). Norge er her et gjennomsnittsland med en volatilitet på 20.95%, hvilket er nær 24-indeks gjennomsnittet på 19.42%. Forskjellene i volatilitet mellom landene skyldes delvis at noen indekser er mer diversifisert (representerer flere aksjer) enn andre. Det er en tendens for større markeder å ha lavere gjennomsnittlig volatilitet. Imidlertid er det også stor forskjell mellom landenens industri-struktur.

(5.5) Korrelasjonskoeffisientene mellom de estimerte globale industri-faktorer viser at transportsektoren tenderer å gå dårlig i perioder hvor oljesektoren gjør det relativt bra, hvilket stemmer bra med erfaringen fra norsk skipsfart. Finans-sektoren er negativt korrelert med Elektrisitet, hvilket til en viss grad skyldes at Elektrisitets-selskaper ofte har høy grad av obligasjons-finansiering. Det er mulig at finansselskaper tenderer å tjene bra i perioder med høye renter mens elektrisitetsselskapene da er presset av høye rentekostnader.

(5.6) De syv estimerte globale industri-faktorene og dollarkursen forklarer en signifikant del av tidsvariasjonen i hvert lands aksjeindeks. Resultatene vitner om en sterk internasjonal økonomisk integrasjon. Internasjonale industrielle prissjokk sender sjokkbølger gjennom aksjemarkedene i alle land med en styrke som avhenger av landenes interne industristruktur.

• Finans-sektoren har en sterk og positiv innvirkning på alle de 24 landene bortsett fra Canada. Dette reflekterer betydningen av finansinstitusjoner i de nasjonale aksjemarkedene.

• Olje-sektoren er av kun marginal betydning for 15 av de 24 landene, med sterkest positiv innvirkning på Canada, Nederland og Norge.

• Elektrisitet-sektoren har en mer utbredt innvirkning på de nasjonale indekser enn oljesektoren. Dette skyldes at de fleste land har store teleselskaper notert på børs. Aksjene i elektrisitetsselskaper er typisk kjent for å være spesielt sensitive til endringer i renten. Resultatene for elektrisitets-sektoren skyldes derfor muligens en underliggende global rentefaktor.

• Transport-sektoren er av blandet betydning med signifikans for syv land, inklusive Norge. Transportsektoren er av betydning for andre typisk maritime land som Hong Kong, Malaysia og Singapore, mens den er kanskje overraskende svak i Nederland.

• Konsumentvare-sektoren er sterkt representert i alle land, bortsett fra Mexico og Syd-Afrika. Mye av den innenlandske produksjon ligger i denne sektoren, samtidig som sektoren er preget av høy internasjonal konkurranse og relativt lave tollbarrierer. Det er følgelig en sterk grad av internasjonal samvariasjon i denne sektoren.

• Kapitalvare-sektoren er også signifikant for de fleste land, men med koeffisient-verdier som er typisk under det halve av verdiene for konsumentvare-sektoren. Landene med sterkest påvirkning fra den globale kapitalvare-sektoren er Sveits, Sverige, Danmark, Nederland, Belgia, Irland og Frankrike. Land med liten innvirkning fra denne sektoren er Australia, Hong Kong, Malaysia, Mexico og New Zealand.

(5.7) Seks av de syv globale industri-sektorene har en signifikant innvirkning på Norges børsindeks. Unntaket er elektrisitets-sektoren som er relativt lite sensitiv til utenlandsk påvirkning delvis på grunn av utbredte lokalmonopoler i produksjonen av vannkraft og relativt lokal konkurranse innen elektrisitets-distribusjon. Relativt til andre land er Norges børsindeks spesielt sensitiv til variasjoner i den globale oljesektoren, og vi ligger relativt høyt også i transport- og kapitalvarer.

(5.8) Estimatene indikerer i hvilken grad investeringer i de respektive nasjonale (og likvide) indekser vil tendere å øke eller å redusere den industrieksponering som en norsk investor allerede er utsatt for ved å holde den norske børsindeksen. For eksempel vil en spredning av porteføljen mot den engelske indeksen senke total-eksponeringen fra transportsektoren. Imidlertid forsterker som indikert en investering i England den norske investorens eksponering til svingninger i oljeprisen. En porteføljeforvalter kan generelt benytte estimatene til å bedømme i hvilken grad en gitt internasjonal aksjeportefølje har høy eller lav eksponering mot hver av de syv industri-sektorene. En systematisk utnyttelse av estimatene på denne måten krever i tillegg optimeringsrutiner hvor en maksimerer forventet avkastning for lavest mulig risiko, gitt beskrankninger på totaleksponering innen hver sektor. Optimeringsrutinen vil da levere et sett av porteføljevekter som forvalteren vil kunne benytte i sin investeriungsstrategi.

3.2 Fondert pensjonssparing

Pensjonssytemet i OECD-landene er karakterisert ved en kombinasjon av statlig minstepensjon hvor pensjonsavgiften betales over skatteseddelen samt tilleggspensjon fra en arbeidsgiver (stat eller privat). Dette kapitlet diskuterer størrelsen på fonderingen av disse pensjonskravene, og gir et innblikk i private selskapers fonderingsbeslutning. Erfaringen fra USAvies spesiell oppmerksomhet, både fordi dette landet har den klart største fonderte pensjonssparingen og fordi datatilgjengeligheten her er størst.

Kapitlet begynner med en karakteristikk av to hovedtyper av pensjonsordninger: ytelsesbasert og innskuddsbasert. Graden av fondering, såvel som forvaltningen av fondene, varierer mellom de to typene. Videre diskuteres størrelsen på det aggregerte pensjonskravet i Europa i forhold til de totale pensjonsaktiva, hvor forskjellen må dekkes gjennom bedriftenes løpende inntjening og statens skatteinntekter ( pay-as-you-go). Kapitlet viser også i mer detalj pensjonsfondenes betydning og fonderingsbeslutninger i USA. Investeringsstrategier ved profesjonell fondsforvaltning samt en evaluering av fondsavkastning og risiko ( performance) diskuteres i to påfølgende kapitler.

3.2.1 Ytelsesbasert kontra innskuddsbasert pensjon

Det er to hovedtyper av tilleggspensjon: ytelsesbasert og innskuddsbasert. En ytelsesbasert pensjon representerer en nærmere formularbestemt prosentvis andel av opptjent inntekt hos en gitt arbeidsgiver. Opptjeningen er ikke-lineær i tid, med typisk høyest vekt på inntekten de siste fem årene opp mot pensjonsalderen. Siden arbeidstakerens lønn tenderer over tid å bli inflasjonsjustert, tenderer vektleggingen på de siste arbeidsår å øke graden av inflasjonsjustering ved pensjonstidens påbegynnelse. På den annen side impliserer denne ikke-lineæriteten at det kan være kostbart å bytte arbeidsgiver etter som en nærmer seg pensjonsalderen (mobilitetsproblemet).

I en innskuddsbasert pensjon er derimot opptjeningen både lineær i tid og fullstendig mobil mellom arbeidsgivere. Under denne ordningen settes hver periode en nærmere bestemt prosentandel av arbeidstakerens lønn til en konto i et pensjonsfond. Arbeidstakeren står som eier av kontoen, men midlene er skattemessig bundet til oppnådd pensjonsalder (dvs. uttak før pensjonsalder medfører skatteansvar). Kontoen vokser med fondets inntjening i hver periode. Arbeidstakeren fortsetter å eie pensjonskontoen også etter et skifte av arbeidsgiver. Ved oppnådd pensjonsalder tilsier typisk skattereglene at fondet skal konverteres til en annuitet over forventet gjenstående levealder. 1

I et innskuddsbasert system bærer arbeidstakeren, gjennom sitt direkte eierskap av pensjonsfondet, den fulle risiko for at pensjonsfondet ikke gir en avkastning som forventet. Imidlertid, siden den innskuddsbaserte pensjonen til enhver tid er fullt fondert, vil arbeidstakeren kunne velge fritt risikoeksponeringen ved å overlate fondet til en profesjonell fondsforvalter. Moderne innskuddsbaserte pensjonsordninger gir hver enkelt arbeidstaker muligheten nettopp til å velge sin spesielle risikoprofil gjennom individuelt porteføljevalg.

Ved en ytelsesbasert pensjon bærer arbeidsgiveren (også kalt pensjonens sponsor) det fulle ansvar for de nominelle pensjonskravene. 2 I Europa har det vært vanlig at arbeidsgiveren velger å forsikre pensjonskravet gjennom et livforsikringsselskap, uten å sette av egne fonds til dekning av kravet. I USA (og i voksende grad i Europa) er det mer vanlig med noe fondsavsetning også for ytelsesbaserte pensjoner. Siden dagens verdi av det fremtidige ytelsesbaserte pensjonskravet må estimeres, varierer ofte den effektive graden av fondering over tid, fra underfondering til overfondering.

Mens pensjonsordninger uansett type gir skattefordel i en eller annen form (typisk ved skattefrie avsetninger idag mot full beskatning av utbetalt pensjonsinntekt), følger det av det forestående at ytelsesbaserte og innskuddsbaserte ordninger gir forskjellige implikasjoner for effektiviteten i pensjonssparingen. Med effektivitet menes i hvilken grad systemet er tilpasset individuelle risikopreferanser samt produserer maksimal forventet avkastning for en gitt investerings-risiko.

Det mest effektivite pensjonssystemet er karakterisert ved at det tillater

1. full spredning (diversifiering) av risiko,

2. at en benytter de mest moderne finansielle instrumenter i overføring av risiko til markedet,

3. individuelt valg av risikoprofil, samt

4. full mobilitet mellom arbeidsgivere.

Moderne innskuddsbaserte pensjonssordninger dominerer ytelsesbaserte ordninger hva angår (3) og (4). Fonds som eies av ytelsesbaserte pensjonsordninger sentraliserer nødvendigvis porteføljebeslutningene. Videre innebærer skifte av arbeidsgiver typisk tap av deler av forventet pensjonsinntekt. Begge pensjonstypene kan i prinsippet gjennomføre pkt. 1 og utnytte pkt. 2. Imidlertid innebærer ytelsesbasert pensjon hvor pensjonen garanteres av sponsoren at fondet til en viss grad gjennomfører en spesiell type porteføljevalg (se neste kapittel).

I USA krever lovverket at ytelsesbaserte pensjoner i den private sektor enten forsikres gjennom et forsikringsselskap eller ved at selskapet fonderer planen selv. Det eksisterer imidlertid ikke et liknende krav for ytelsesbaserte statspensjoner i USA. I Tyskland og Japan er det heller ikke noe juridisk krav om at private ytelsesbaserte pensjoner skal fonderes, og fonderingsgraden er lav. Fonderingens størrelse i disse og andre land diskuteres nærmere under.

3.2.2 Fonderingens størrelse

I et ytelsesbasert pensjonssystem, såvel som for den garanterte statlige minstepensjonen, finansieres løpende pensjonskrav gjennom en kombinasjon av fonds, den periodiske inntjeningen fra selskapet, og den arbeidende delen av befolkningen ( pay-as-you-go). I Europa er idag det totale pensjonskravet ca. $17000 milliarder, mens et anslag på EUs totale pensjonsaktiva er ca. $2000 milliarder (se under). Andelen pay-as-you-go er derfor betydelig i det europeiske systemet.

Et lands evne til å møte den garanterte pensjonen avhenger derfor av antall aktive arbeidstakere i forhold til antallet pensjonstakere, eller det såkalte dekningsforholdet (eng. dependency ratio). Tabell 3.1 viser dette forholdstallet for England, Frankrike og Tyskland slik det så ut i 1996 og projisert til år 2020. Tabellen benytter to alternative mål på dekningsforholdet. Det tradisjonelle målet er forholdet mellom antall pensjonister og totalt antall personer i arbeidsdyktig alder. Dette forholdet forventes å øke kraftig mot år 2020, fra 25% til 30% i England. fra 23% til 33% i Frankrike, og fra 22% til 31% i Tyskland.

Det justerte dekningsforholdet i tabell 3.1 inkluderer kun aktive arbeidstakere i brøkens nevner, og legger til antall arbeidsløse i brøkens teller. Ideen er å skape et forholdstall som bedre reflekterer det totalt antall personer som må støttes vha inntjeningen til den aktive delen av arbeidsstokken. Dette tallet er selvsagt mye høyere enn det tradisjonelle forholdstallet. Viktigere er det at dette tallet ikke har på langt nær samme stigning som det tradisjonelle: En reduksjon fra 111% til 89% i Frankrike, 93% til 85% i Tyskland, og uforandret 84% i England. Merk at en konklusjon fra det justerte dekningsbidraget er at, om endringen ikke er stor, så er problemet stort allerede i dag. Et statlig pay-as-you-go system går en usikker fremtid i møte.

Fonderingen av de europeiske landenens ytelsesbaserte pensjoner er også lav. Tabell 3.2 viser størrelsen på EU-landenes pensjonsaktiva (pension assets) estimert av tre forskjellige parter; European Federation for Retirement Provision (EFRP, Brussels), Intersec (London), og Mercer (London). Mercer-estimatene er nær dobbelt så store som EFRP-estimatene, med Intersec i mellom: Totalen for alle EU-landene er $1562 milliarder ifølge EFRP, $1671 milliarder ifølge Intersec, og $2454 milliarder ifølge Mercer. Med et totalt estimert EU-pensjonskrav på $17000 milliarder 3 , er fonderingsgraden lav uansett kilde: 9% gitt EFRP og 14% gitt Mercer-estimatet. Den lave fonderingen betyr at de europeiske pay-as-you-go systemet bare i liten grad finansieres gjennom fondsavkastning.

Mens EFRP kun regner med fonds som tilhører tilleggspensjonen ( second pillar pensions), inkluderer Mercer alle fonds som dekker forsikrede pensjoner. Dette gir store forskjeller. For eksempel, i Tyskland inkluderer Mercer $216 milliarder i Book reserve Plans hvor midlene er reinvestert i selskapet som sponser pensjonen, såvel som $72 milliarder i direkte forsikring og såkalte support funds. Et annet eksempel er Sverige hvor Mercer legger til $130 milliarder i forsikrede aktiva. 4

Intersec's estimater er nærmere EFRP's, men inkluderer for eksempel det statlige grunnpensjonsfondet AP Fonden i Sverige og $20 milliarder fra Arbejdsmarkedets Tillægspension System i Danmark. Imidlertid ekskluderer Intersec $52 milliarder fra det italienske statlige Instituto Nazionale de la Previdenza Sosiale, hvilket er inkludert i Mercer's estimat.

Tabell 3.3 viser størrelsen på pensjonsfondene i sentrale land i 1991, 1996 og (estimert) i 2001. Tabellen viser også hvilken andel fondene utgjorde av de respektive landenes utenlandsinvesteringer. Tabellen viser en kraftig og kontinuerlig vekst gjennom 1990-tallet. I Japan er antatt vekstrate fra 1996 til 2001 en relativ moderat 17%. Japan erfarte imidlertid en nærmest eksplosjonsartet vekst fra 1991 til 1996: 135% fra 688 til 1642 milliarder dollar. Denne veksten skyldes delvis en pensjonsreform som idag gir japanske pensjonsfond større fleksibilitet enn tidligere i valget av porteføljesammensetning og internasjonalisering. 5 I England forventes det en fordobling av fondsstørrelsen frem til år 2002. Forventet vekst er mer moderat i Canada, Tyskland og Italia. Pensjonsfondene forventes å utgjøre rundt 20% av utenlandsinvesteringene i seks av de ni landene, med England og Nederland på topp med hhv 29% og 25%.

Tabell 3.4 stiller opp de totale pensjonsreservene i USA i 1995 og i 1996 klassifisert etter sektor og pensjonstype. Pensjonsfondene i den private sektor dominerer med totalt 3056 milliarder dollar i 1996, fulgt av fonds eiet av delstatene på 1735 milliarder. Den amerikanske stat holder 469 milliarder i pensjonfonds, mens livsforsikringsselskapene har totalt 1109 milliarder dollar.

Innskuddsbaserte pensjoner summerer seg til 1051 milliarder dollar i 1996, eller ca. 35% av totalen for private pensjoner (hvor brorparten av innskuddsbaserte ordninger finnes). Innskuddsbaserte ordninger øker kraftig, med en vekst på 70% fra 1995 til 1996.

Pensjonsfond i USA stod i 1996 som eier av 23% av aksjene i den private sektor og 40% av selskapsobligasjonene. Videre stod pensjonsfondene i 1996 for ca. 28% av 23000 milliarder dollar i aktiva som eies av husholdninger og non-profit-organisasjoner i USA.

3.2.3 Fondering og kapitalmarkedsvekst

Fondering av pensjonskravene i USA skjøt fart i slutten av 1960-årene delvis som en reaksjon på en økende volatilitet i det innenlandske obligasjonsmarkedet. Pensjonsfondenes etterspørsel etter verdipapirer som kan bidra til å sikre fondene mot renterisiko representerer kanskje selve drivkraften bak den ekstremt høye finansielle innovasjonsaktivitet man har opplevet i USA de siste tretti år. I 1970-årene vokste det frem profesjonelle metoder for forvaltning av fastrentepapirer, inklusive sikringsstrategier vha durasjonsbegreper, porteføljeforsikring, termin (futures) kontrakter og opsjoner. Noen av disse strategiene er diskutert i neste kapittel.

Tabell 3.5 viser klart den betydelige rollen pensjonsfondene betyr for kapitaltilgangen i det amerikanske kapitalmarkedet. Av en totalkapital på ca. 9400 milliarder dollar i 1996 kommer 22.4% fra pensjonsfondene. Dette er langt høyere enn summen av tilgangen fra aksjefonds, forsikringsselskaper, banker og utenlandske investorer. I tillegg eies ca. 50% av markedet av individuelle investorer og non-profit organisasjoner. Pensjonsfondene har en langt mindre betydning i europeiske kapitalmarkeder, delvis grunnet generøse (pay-as-you-go) minstepensjonsordninger med statsgaranti, som reduserer insentivet til fondering. Med den relativt lave fonderingen i Europa har heller ikke de europeiske kapitalmarkedene gjennomgått samme utvikling som i USA. Med den voksende internasjonaliseringen av kapitalflyten skjer det imidlertid idag viktige innovasjoner også i disse markedene.

3.2.4 Fondering påvirker spareformen, ikke sparenivået

Det er en utbredt misoppfatning at ytelsesbaserte pensjonskrav ikke representerer sparing med mindre kravet fonderes. Faktum er at fonderingen i seg selv ikke påvirker aggregert sparenivå. Pensjonen er en del av kontrakten mellom selskapet og den ansatte, og opparbeidet pensjon er økonomisk ekvivalent med forfalt lønn.

I et selskap som ikke fonderer pensjonen blir hver krone de ansatte opparbeider i form av pensjon effektivt reinvestert i selskapet. Virkningen av å fondere kronen er kun å endre sikkerheten for pensjonen, fra å ligge i selskapets organisasjon til å ligge i selve fondet.

Misoppfatningen om at fondering skaper sparing har sannsynligvis å gjøre med at ikke-fonderte pensjonskrav ikke vises i nasjonalregnskapet. For eksempel, i USA regnes kun selskapets direkte pensjonsfondsbidrag (og ikke den totale pensjonsforpliktelsen) med som lønn og personlig sparing. Dette er selvsagt en svakhet ved regnskapssystemet, men endrer ikke den reelle samfunnssparingen som avhenger av det totale opparbeidede pensjonskrav med eller uten fondering.

Det er imidlertid slik at fonderingen av pensjonskravene, hvorvidt de er innskuddsbaserte eller ytelsesbaserte, påvirker formen av sparingen. Pensjonskronene flyttes fra å være investert i selskapets interne organisasjon til å plasseres i likvide verdipapirer administrert av profesjonelle porteføljeforvaltere. Dette endrer både forventet avkastning og risiko forbundet med pensjonsmidlene. Det er liten tvil om at en slik endring representerer en fordel for arbeidstakerene. Selskapets eget insentiv til å bidra til fondering diskuteres under.

3.2.5 Private selskapers fonderingsbeslutning

Private selskapers beslutning om evt. å fondere tilleggspensjonen må vurderes ut ifra hva som er i aksjonærenes (selskapseierenes) interesse. De betydelige kostnadene ved å fremskaffe eksternfinansiering trekker i retning av at selskapet vil foretrekke ikke selv å fondere disse pensjonskravene, og istedet tegne pensjonsforsikring. Forsikringsselskapene utnytter en diversifikasjonseffekt som senker fonderingsbehovet i forhold til de fonds selskapet selv må bygge opp for å fullsikre pensjonskravene. I utgangspunktet er derfor ekstern forsikring av selskapets tilleggspensjonskrav den billigste løsningen.

I USA motvirkes selskapets insentiv til ikke å fondere gjennom skattereglene. Et pensjonsfond kan gi selskapet en skattefordel fordi en fondsverdi som overstiger pensjonskravet (overfondering) tilfaller selskapet. Selskapet kan med andre ord benytte seg av fondets skattefrie status til å generere en avkastning som til en viss grad kan forventes å tilfalle selskapets aksjonærer. Disse insentivene har ført til at private ytelsesbaserte pensjoner i USA ofte er overfondert.

Selskapet maksimerer verdien av skattegevinsten ved å investere i verdipapirer som har den største innebyggede skattekomponenten i forventet avkastningsrate. I USA impliserer dette at fondet investerer i obligasjoner siden individuelle investorers skatterate på renteinntekter er høyere enn skatteraten på dividendeutbetalinger og kapitalgevinst. Likevektsprisen på obligasjoner reflekterer derfor en høyere skattesats enn tilfellet er for aksjer, hvilket gir en relativ fordel ved obligasjonsinvesteringer for skattefrie investorer. 6

Dette skatteinsentivet har vist seg sterkt nok til at majoriteten av private ytelsesbaserte pensjoner i USA var overfondert i 1986. I 1987 ble insentivet redusert gjennom Omnibus Budget Reconciliation Act, som begrenser graden av skattefri overfondering. Loven tillater imidlertid fortsatt overfondering på opp til 150%.

I perioder med store industrielle omveltninger tenderer selskapenes pensjonsutbetalinger å øke mens pensjonsinnbetalingene til fonds reduseres. Dette er især tilfelle i forbindelse med downsizing av selskaper og hvor arbeidstakerene tilbys førpensjon. Videre er det slik at fondering av selskapenes pensjonsforpliktelser tenderer å synke i perioder med høy forventet avkstning i aksjemarkedet. I slike perioder er alternativkostnaden ved pensjonsfondering høyest, og selskapene velger heller å investere fri kapital i fonds eiet av aksjonærene selv. Bølgen av restruktureringer i USA mot slutten av 1980-tallet, samt i 1990-årene i Europa, har derfor tendert til å redusere prosentandelen de totale private pensjonskrav som fonderes. I slike perioder fortsetter verdien av pensjonsfondene å øke (som indikert over), men vekstraten er noe lavere enn vekstraten i de underliggende pensjonskravene.

3.2.6 Bibliografi til Kapittel 2

Andrews, Emily, 1985, The changing profile of pensions in America, Employee Benefit Research Institute, Washington, D.C.

Bankers Trust Company, 1987, Corporate defined contribution plans: A changing environment, New York.

Bicksler, James and Andrew Chen, 1985, The integration of insurance and taxes in corporate pension strategy, Journal of Finance, 943-955.

Black, Fischer, 1980, The tax consequences of long-run pension policy, Financial Analysts Journal, 21-28.

Blinder, Alan, S., 1988, Why is the government in the pension business? Chapter 2 in Susan M. Wachter, ed., Social security and private pensions, Lexington, MA: Lexington Books.

Bodie, Zvi, Alex Kane, and Alan Marcus, 1989, Investments, Homewood, Illinois: Richard D. Irwin.

Bodie, Zvi, Jay O. Light, Randall Morck and Robert A. Taggart, Jr., 1987, Corporate pension policy: An empirical investigation, Chapter 2 in Bodie, Shoven and Wise, eds., Issues in pension economics, Chicago: University of Chicago Press.

Bodie, Zvi, Alan Marcus and Robert C. Merton, 1988, Defined benefit vs. defined contribution pension plans: What are the real tradeoffs? Chapter 5 in Bodie, Shoven and Wise, eds., Pensions in the U.S. economy, Chicago: University of Chicago Press.

Bodie, Zvi and Leslie E. Papke, 1990, Pension fund finance, in Bodie and Munnell, eds., Pensions and the U.S. economy: the need for good data, Philapdelphia: University of Pennsylvania Press.

Bulow, Jereemy, 1982, What are corporate pension liabilities, Quarterly Journal of Economics 97.

Bulow, Jeremy, Randall Morck and Lawrence Summers, 1987, How does the market value unfunded pension liabilities?, Chapter 4 in Bodie, Shoven and Wise, eds., Issues in pension economics, Chicago: University of Chicago Press.

Bulow, Jeremy, and Myron Scholes, 1983, Who owns the assets in a definedbenefit pension plan?, Chapter 11 in Bodie and Shoven, eds., Financial aspects of the U.S. pension system, Chicago: University of Chicago Press.

Clark, Robert L., 1990, Retirement systems in Japan, Homewood, IL: Dow Jones/Irwin.

Dailey, Lorna and John Turner, 1989, U.S. pensions in world perspective, Chapter 2 in Turner and Beller, eds., Trends in pensions, Washington, D.C.: U.S. Government Printing Office.

Deaton, Richard L., 1989, The political economy of pensions, Vancouver, BC: UBC Press.

Eckbo, B.E., 1988, The market for corporate control: Policy issues and capital market evidence, in R.S. Khemani, D. Shapiro and W.T. Stanbury (eds.), Mergers, Corporate Concentration and Corporate Power in Canada (The Canadian Institute for Research on Public Policy, Montreal), chap. 7, 143-225.

Eckbo, B.E. and R.W. Masulis, 1995, Seasoned public offerings: A survey, in R. Jarrow, V. Maksimovic and B. Ziemba (eds.) Finance (NorthHolland, Series of Handbooks in Operations Research and Management Science), 1017-1072.

Hoffman, A. J., 1989, Pension assets and the economy, in Turner and Beller eds., Trends in pensions, U.S. Department of Labor, Pension and Welfare Benefits Administration, Washington D.C.: U.S. Government Printing Office.

Ippolito, Richard A., 1986, The economic burden of corporate pension liabilities, Financial Analysts Journal, January/February, 22-34.

McGill, Dan M. and Donald Grubbs, 1989, Fundamentals of private pensions, sixth edition, Homewood, Illinois: Richard D. Irwin.

Merton, Robert C., Bodie, Zvi and Alan Marcus, 1987, Pension plan integration as insurance against social security risk, Chapter 6 in Bodie, Shoven and Wise, eds., Issues in pension economics, Chicago: University of Chicago Press.

Mitchell, M. L. and J. H. Mulherin, 1989, Pensions and mergers, in Turner and Beller eds., Trends in pensions, U.S. Department of Labor, Pension and Welfare Benefits Administration, Washington D.C.: U.S. Government Printing Office.

Munnel, Alicia and F. Yahn, 1990, Pensions and saving, in Bodie and Munnell, eds., Pensions and the U.S. economy: the need for good data, Philapdelphia: University of Pennsylvania Press.

Murakami, Kiyoshi, 1990, Severance and retirement benefits in Japan in Turner, ed., Pension policy: An international perspective, Washington: U.S. Government Printing Office.

Pensions & Investments, various issues.

Pontiff, Jeffrey, Andrei Shleifer and Michael Weisbach, 1989, Reversions of excess pension assets after takeovers, working paper, Harvard University.

Rifkin, Jeremy and Randy Barber, 1978, The North will rise again: Pensions, politics and power in the 1980s, Boston: Beacon Press.

Scholen, Ken, 1987, Home-made money: Consumers guide to home equity conversion, Washington, D.C.: American Association of Retired Persons.

Tepper, Irwin, 1981, Taxation and corporate pensions policy, Journal of Finance, 1-13.

Tepper, Irwin, 1982, The future of private pension funding, Financial Analysts Journal, January/February.

Treynor, Jack L., 1977, The principles of corporate pension finance, Journal of Finance, 627-638.

Turner, John A. and Daniel J. Beller, eds., 1989, Trends in Pensions, Washington, E.C.: U.S. Government Printing Office.

Utgoff, Kathleen P., 1988, Pension reform strengthens defined-benefit plan, Compensation and Benefits Management, Summer.

VanDerhei, Jack, 1988, Plan termination insurance for single-employer pension plans, Chapter 51 in Rosenbloom ed., The handbook of employee benefits, 2nd edition, Homewood, Illinois: Dow Jonew-Irwin.

VanDerhei, Jack and Scott Hatrington, 1989, Pension asset reversions, Chapter 10 in Turner and Beller eds., Trends in pensions, U.S. Department of Labor, Pension and Welfare Benefits Administration, Washington D.C.: U.S. Government Printing Office.

Yumiba, Yoshihiro, 1990, Japanese private pension statistics, in Turner, ed., Pension policy: An international perspective, Washington: U.S. Government Printing Office.

3.3 Pensjonsfondenes investeringsstrategier

Profesjonelle fondsforvaltere har over de siste 30 årene omsatt i praksis sentrale nyvinninger innen finansøkonomisk teori. Dette gjelder alt fra aktiva allokeringsprinsipper til rentesikringsstrategier til dynamisk porteføljeforsikring. Dataprogrammer benyttes til å overvåke porteføljens utvikling over tid, og initierer såkalt programhandel dersom de underliggende verdiendringene overstiger visse grenser. Slik programhandel gjør det mulig å forvalte store beløp med relativt liten bemanning: Pensjonsfondet til de statsansatte i California, California Public Employee's Retirement System (CALPERS), som idag topper listen over de største pensjonsfondene i USA med sine 103 milliarder dollar, forvaltes av en stab på kun 13 personer. Dette kapitlet ser nærmere på de investeringsprinsipper som ligger bak CALPERS' og andre større fonds verdipapirplasseringer samt nivået på transaksjonskostnadene. Spørsmålet om fondsfovaltningen tenderer å generere en avkastning utover en ren kompensasjon for risiko diskuteres i neste kapittel.

3.3.1 Fordeling på aksjer og obligasjoner

Tabell 3.6 viser den gjennomsnittlige aktiva-allokeringen i gruppen av de ett tusen største pensjonsfondene i USA i 1996. Tabellen separerer fonds som representerer ytelsesbaserte og innskuddsbaserte pensjoner, og indikerer hvorvidt de ytelsesbaserte fondene er i offentlig eller privat sektor.

Ytelsesbaserte fonds allokerte 56.5% av totalkapitalen i aksjer, 32.9% i fastrentepapirer, 7.7% i fast eiendom og huslån, og holdt en kontantbehodning på 2.9%. Privat-sektor fonds har en høyere andel i aksjer enn ytelsesbaserte fonds fra den offentlige sektor: privat-sektor fonds har 63% i aksjer mot 53.6% for offentlig-sektor fonds. Den høyere allokeringen til aksjer motsvares av en lavere andel i fastrentepapirer, 26.9% kontra 35.8%. Fast eiendom og kontanter holdes i omtrent samme proposjoner i privat og offentlig sektor.

Innskuddsbaserte pensjoner velger et noe høyere nivå på aksjeandelen, 59.1%, og en betydelig lavere andel i fastrentepapirer, 11%. Videre holder innskuddsbaserte fonds 18.7% i garanterte investeringskontrakter (GICs) og 7.6% i kontanter. Det siste reflekterer det faktum at allokeringen i innskuddsbaserte pensjoner i høy grad er drevet av den individuelle arbeidstaker selv, hvilket betyr at fondene må holde større andel likvide aktiva for å kunne imøtekomme arbeidstakerens løpende behov for å flytte oppsparte pensjonsmidler mellom fonds. Slik individuell reallokering over tid foregår ikke i samme grad i ytelsesbaserte pensjonsfond.

Den høyere graden av fastrenteinvesteringer i ytelsesbaserte fonds reflekterer til en viss grad det faktum at ytelsesbaserte pensjoner representerer garantier, mens risikoen i innskuddsbaserte pensjoner bæres av den individuelle arbeidstaker. Ytelsesbaserte pensjonsfond etterspør derfor i høyere grad lange obligasjoner som et ledd i en (delvis lovbestemt) sikringsstrategi. Prinsippene bak alternative sikringsstrategier er forklart senere i dette kapitlet.

Som vist i tabell 3.6 plasserer innskuddsbaserte pensjoner hele 25.6% i aksjer i selskapet hvor arbeidstakeren er ansatt. Dette er en overraskende utvikling, og synes å stride mot rene diversifikasjonsprinsipper. Andelen var 19.8% i 1995, hvilket indikerer en stabilitet på en høyt nivå, og hvor økningen i 1996 sannsynligvis reflekterer den generelle økningen i aksjeandelen dette året pga den unormalt høye avkastningen i aksjemarkedet.

3.3.2 Hva bestemmer andelen investert i aksjer?

Som vist over tenderer pensjonsfond å investere fra 40-60% av fondet i aksjemarkedet. I det følgende diskuteres noen økokoniske argumenter i favør av en slik allokering. Videre gis en kritisk diskusjon av et populærargument angående virkningen av investorens tidshorisont på andelen investert i aksjer.

3.3.2.1 Separasjonsprinsipp, indeksering og kapitalverdimodell

Det såkalte separasjonsprinsippet er en grunnpillar i modene porteføljeteori. Utgangspunktet er en antagelse om at individuelle investorer utviser risikoaversjon. Dette betyr at individet er villig til å bære investeringsrisiko kun dersom det gis kompensasjon i form av en forventet avkastning som er høyere enn avkastningen ved risikofrie investeringer og som øker med graden av risiko. Hvis denne antagelsen er riktig skal en observere at den gjennomsnittlige avkastningen i aksjemarkedet er både høyere og mer risikabel enn tilfellet er for avkastningen på rentepapirer. Dette støttes av empiriske observasjoner i det siste århundre.

Tabell 3.7 viser at investering i en bred aksjeportefølje (Standard & Poor's indeks av 500 likvide aksjer) gav en gjennomsnittlig årlig avkastning på 12.1% med et standardavvik på 20.9% over perioden 1926-1988. 7 Avkastningen avtar ettersom risikoen avtar, med selskapsobligasjoner på 5.3% gjennomsnittlig årlig avkastning og et standardavvik på 8.4%. Observasjonen om at høyere risiko produserer høyere forventet avkastning gjelder også om en ser på realavkastningen (nominell avkastning justert for inflasjonsraten). Videre gir denne tabellen et bilde som er lite følsomt mht måleperioden: Ikke i noen 20-års periode siden 1926 har S&P 500 indeksen gitt en lavere avkastning enn risikofrie rentepapirer.

Det neste skrittet i porteføljeteorien er å vise at gitt risikoaversjon, består den optimale aksjeporteføljen av en bredt diversifisert indeks. Dette følger av en oppdeling av hver aksjes risiko i to komponenter: Den første komponenten reflekterer helt unike forhold ved bedriften og kalles usystematisk eller ikkepriset risiko. Den andre komponenten reflekterer risikoforhold som mer eller mindre driver alle bedrifter (hele markedet), og kalles derfor systematisk eller priset risiko.

Betegnelsene priset og ikke-priset risiko er intuitive: All usystematisk risiko kan eliminerers ved å inkludere en aksje i en bred portefølje. Det faktum at risikoen er usystematisk betyr at det eksistererer andre aksjer i samme portfølje hvis egne, usystematiske prisbevegelser kansellerer ut de selskapsspesifikke bevegelsene i aksjen (diversifikasjonseffekten). Dersom det er kostnadsfritt for investorene å sette sammen brede porteføljer, vil kun den risikoen som slike brede porteføljer er utsatt for, dvs. systematisk (ikkediversifierbar) risiko, være priset slik at porteføljen får en tilsvarende høyere forventet avkastning.

En refererer også til slike brede porteføljer som forventning-varians effisiente (også kalt Markowitz-effisiens etter oppfinneren og Nobel-pris vinneren Harry Markowitz). Dette betyr at porteføljene oppnår maksimal forventet avkastning for en gitt varians. Grunnleggende porteføljeteori sier mao at alle investorer bør holde forventning-varians effisiente porteføljer. 8 Velger man istedet å holde en smal portefølje bestående av et fåtall aksjer øker risikoen uten å gi en høyere forventet avkastning relativt til effisiente porteføljer. Porteføljeteori gir mao en presis begrunnelse for den velkjente advarselen mot å legge alle eggene i én kurv, og oppfordrer alle investorer til å holde effisiente porteføljer.

Dette bringer oss til selve separasjonsprinsippet, som sier at i et aksjemarked hvor investorene har sammenfallende oppfatninger om aksjenes forventede avkastning og varians, vil alle effisiente porteføljer genereres av to effisiente fonds (eng. two-fund separation). Det ene fondet er markedsindeksen, dvs. den verdiveiede porteføljen av alle risikable verdipapirer i markedet. Det andre fondet er det risikofrie aktivum (som for eksempel korte statsobligasjoner eller Treasury bills). 9

Dette separasjonsprinsippet har viktige normative implikasjoner for profesjonell fondsforvaltning:

• Fondets plassering i aksjemarkedet bør skje gjennom en bred, verdiveiet markedsindeks.

• Fondet bestemmer andelen som skal plasseres i aksjemarkedet ut ifra eierenes risikopreferanser.

Ifølge Tabell 3.6 har amerikanske pensjonsfond lagt seg på 40-60% hva angår andelen plassert i aksjemarkedet. Videre er det en markert utvikling mot å holde brede indeks-baserte porteføljer av aksjer. Dette er teori omsatt i praksis.

Indeksbaserte investeringsstrategier (eng. indexing) foregår både gjennom opsjonsmarkedet 10 , gjennom markedet for aksjeindeks futures 11 , og gjennom selve aksjemarkedet. Likvide markeder for aksjeindeks-opsjoner og aksjeindeksfutures ble utviklet mot slutten av 1970-tallet og benyttes ofte av pensjonsfond og andre investorer i forbindelse med såkalt porteføljeforsikring. Disse markedene er karakterisert ved spesielt lave transaksjonskostnader.

Utviklingen mot indeksbaserte porteføljer er også hjulpet av lav-kostnadsinstrumenter utstedt av aksjefonds som spesialiserer seg på å sette sammen en bred aksjeportefølje og deretter selge andeler i denne porteføljen (såkalt indeksfond). De to mest fremtredende og billigste indeksfondene er The Vanguard Index Trust-500 Portfolio og The American Stock Exchange's Standard & Poor's Depository Receipts (SPDRs, les spiders). Andeler i disse to fondene kjøpes og selges daglig og som for andre typer fonds basert på net asset value. Årlig fees and expenses er mellom 0.185% og 0.20% for individuelle investorer. Videre er det mulig å selge short SPDRs. Disse og lignende tilbud har ført til at en rakst voksende del av pensjonsfondene kjøper indeksaksjer.

Den normative porteføljevalgsteorien leder også til en teori for likevektsprising av verdipapirer. Dersom investorene følger overnevnte anbefaling og holder forventning-varians effisiente porteføljer, vil forventet avkastning på individuelle verdipapirer følge den klassiske Kapitalverdimodellen:

(1)

E ( R_i ) =

R_f + [beta]_i [ E ( R_m ) - R_f ] = (1 - [beta]_i ) R_f + [beta]_i E ( R_m )

hvor R_f og R_m er hhv avkastningen på det risikofrie aktivum og markedsporteføljen av aksjer. Koeffisienten [beta]_i er aksje i's systematiske risiko mot markedporteføljen. 12 Som en ser direkte fra utrykket etter det andre likhetstegnet oppnår aksje i den samme forventede avkastningen som en ville få ved istedet å investere i den effisiente porteføljen bestående av det risikofrie aktivum og markedsporteføljen, og med andel [beta] _i investert i markedet. Dette er selvsagt igjen en manifestasjon av to-fond separasjonsprinsippet, med tillegg av en eksplisitt definisjon på systematisk eller priset risiko.

Dersom denne modellen er en god beskrivelse av markedet, er det klart at indeksering er den riktige investeringsstrategien til et pensjonsfond. Det er en betydelig akademisk literatur som indikerer at Kapitalverdimodellen er empirisk relevant i den grad forventningsverdier og betaer estimeres fornuftig 13 . Det er også blitt vanlig å ekspandere høyresiden i modellen ved å inkludere flere risikofaktorer enn den representert ved markedsindeksen m alene. En slik flerfaktor modell blir benyttet i neste kapittel som diskuterer hvorvidt fondsforvaltere tenderer å slå markedet, dvs. oppnår høyere forventet avkastning enn den gitt ved kapitalverdimodellen.

3.3.2.2 Tidshorisont og risiko ved aksjeinvestering

Dette avsnittet tar opp en populær -men feilaktig- påstand om at aksjer er mindre risikable på lang sikt. Påstanden benyttes gjerne som en begrunnelse for pensjonsfondenes relativt tunge grad av investering i aksjemarkedet. Diskusjonen tar utgangspunkt i forvaltningsindustriens tommelfingerregel som sier at investorer bør investere en større andel av porteføljen i aksjerjo lenger er investorens tidshorisont. Regelen bygger på oppfatningen om at aksjer er mindre risikable investeringer på lang sikt enn på kort sikt. Tommelfingerregelen er omtrent at investoren skal velge en andel i aksjer som tilsvarer 100% minus investorens alder. Dvs. en 40-åring velger 60% i aksjer mens en 60-årig investor velger 40%. Det følgende, som er tatt fra In The Vanguard våren 1990, er en typisk formulert begrunnelse for en slik regel 14 :

Over the past six decades, stocks have achieved an average annual rate of return of 9.7% - far exceeding the 5.2% average return on corporate bonds and the 3.6% average return on U.S. Treasury Bills. Yet, it's no secret that the stock market is subject to wide and unpredictable price swings in any given year. Consider, however, that the volatility of stock market returns diminishes markedly over time...

During any one-year period between 1960 and 1989, the maximum spread in annual returns of stocks (as measured by the unmanaged Standard & Poor's 500 Composite Stock Price Index) was 64% (from a high of 37.2% to a low of -26.5%). Over ten-year holding periods, the difference in annual rates of return decreased to 16% (17.5% to 1.2%) and, over 25 years, less than 2% (10.2% to 8.4). Note that for ten-year periods and beyond, the returns were all positive. Clearly, over time, stock market risk hardly seems excessive-even for the most cautious long-term investor. So, take stock of time when investing in stocks.

Denne uttalelsen benytter implisitt såkalt shortfall risiko som relevant risikobegrep. Shortfall risiko er sannsynligheten for at aksjeavkastningen vil falle under en gitt størrelse, som for eksempel den risikofrie renten. Siden forventet avkastning på aksjer er høyere enn den risikofrie renten, følger det riktignok at sannsynligheten for at aksjen gir en totalavkastning som er lavere enn den risikofrie renten synker med investeringsperiodens lengde. For eksempel, anta at aksjeavkastningsraten følger en lognormal fordeling 15 med en risikopremie (dvs. forventet avkastning utover den risikofrie renten) på 8% pr. år samt et årlig standardavvik på 20%. 16 Med disse antagelsene er shortfall risikoen 34% med en tidshorisont på ett år, mens risikoen er kun 4% over en 20-års periode. 17

Imidlertid er shortfall risiko et urimelig risikobegrep. Grunnen er at dette begrepet fullstendig ignorererhvor stort shortfall investoren kan oppleve. For eksempel, anta at avkastningsraten har kun to mulig utfall, +20% eller -20% pr. år. Det første året kan en således tape 20% av initialinvesteringen, det andre året kan investeringen ha sunket til 36% av initial verdi, osv., slik at det over 20 år er mulig å ha tapt 99% av initialinvesteringen. Begrepet shortfall risiko gjør ingen forskjell mellom et tap på 20% det første året og 99% etter tyve år; begge muligheter representerer et shortfall i forhold til den risikofrie renten.

En mer elegant måte å vise at aksjeinvesteringer ikke blir mindre risikable med økende tidshorisont er ved å beregne hva det koster å forsikre seg mot shortfall risiko. Under påstanden i In The Vanguard skulle denne kostnaden synke med tidshorisonten. Det motsatte er imidlertid tilfellet. Det er lettest å se dette dersom en bruker analogien mellom en forsikringspolise og en salgsopsjon. En forsikring mot shortfall risiko betyr at eieren av forsikringspolisen har rett til å selge den underliggende aksjen til utstederen av polisen til en pris lik aksjens initialverdi pluss den risikofrie renten over avtaleperioden.

La S være aksjeprisen på utgangstidspunktet, T investeringshorisonten (i antall år), r den risikofrie renten, og P prisen idag på salgsopsjonen. Vi antar at opsjonen ikke kan innløses før om T år. 18 I vårt tilfelle er den kontraktsmessige innløsningsprisen E = S e^rT, dvs. dagens aksjepris forrentet i T år med den risikofrie renten. Videre, la C være prisen på en kjøpsopsjon med samme innløsningspris og løpetid som salgsopsjonen. En kan da følge opsjonsliteraturen og prise P gjennom en prisingsmodell for C samt den såkalte kjøp-salg paritetsbetingelsen:

(2) P + S = C + E e^{- r T}

Siden i vårt eksempel E = S e^{- r T} får vi at P = C , som er utregnet i tabell 3.8 vha den klassiske Black-Scholes modellen for kjøpsopsjoner. 19

Som vist tabell 3.8 øker forsikringspremien med tidshorisonten: Premien er 8% med en ett-års horisont, 25% med en 10-års horisont. Merk at forsikringspremien beveger seg mot 100% ettersom T vokser. Premiebeløpet P kan ikke overstige 100% siden en kan alternativt plassere P i en risikofri null-kupong obligasjon som forfaller til betaling om T år. En slik alternativ strategi vil garantere minimumsbeløpet uansett om aksjeverdien skulle falle til null over investeringsperioden.

Det har i senere tid fremkommet relativt sterke empiriske indikasjoner på at avkastningsraten på brede markedsindekser i USA (og tildels andre likvide markeder) tenderer å revertere mot et langsiktig gjennomsnitt (mean reversion). Det er for tidlig å si om dette skyldes tidsvarierende forventede avkastningsrater (dvs. ikke-stasjonæriteter) eller evt. en tendens for markedet til å overreagere. Uansett fører slik mean reversion ikke til en endring i konklusjonen over: Kostnaden ved shortfall forsikring går opp med tidshorisonten selv med reverterende indeksavkastningsrater. 20

3.3.3 Immuniseringsstrategier

I USA må et selskap tilkjennegi i sine regnskaper en eventuell underfondering av sitt (ytelsesbaserte) pensjonsansvar, på lik linje med annen selskapsgjeld. På den annen side tillates ikke en eventuell overfondering å bli tatt med i regnskapet som en del av selskapets aktiva. Denne asymmetrien i regnskapsføringen av fondet skaper usikkerhet mht hvilken part som man mener eier fondsoverskuddet. Lovreglene sier at selskapet (dvs. pensjonens sponsor) eier overfonderingen kun under visse betingelser. Disse kan forhindre at verdien av overfonderingen blir overført til aksjonærene på kort sikt, for eksempel gjennom premien som tilbys dersom selskap blir gjenstand for et oppkjøpstilbud. 21 Videre tenderer de fleste partene til pensjonskontrakten å anse overfonderingen som delvis tilhørende arbeidstakerene selv, og det forekommer at selskapet benytter noe av denne til å øke pensjonsutbetalingene i tider med uventet stor inflasjon.

Vi knyttet i forrige seksjon en analogi mellom en forsikring (garantiansvar) og en salgsopsjon. Selskapets pensjonsgaranti betyr ifølge dette at aksjonærene har utstedt en salgsopsjon til pensjonsinnehaverene. 22 Videre representerer verdien av en evt. overfondering gjeldsfinansiert egenkapital. Finanslitteraturen viser til at gjeldsfinansiert egenkapital kan forstås som en kjøpsopsjon utstedt på det underliggende aktivum, her pensjonsfondet. 23 Fra aksjonærenes synspunkt representerer mao pensjonsfondet en portefølje med en negativ (short) posisjon i en salgsopsjon og en positiv (long) posisjon i en kjøpsopsjon.

Fra opsjonsliteraturen vet vi at en økning i prisvolatiliteten av det underliggende aktivum (her fondet) øker verdien av både kjøps- og salgsopsjonen. Med full symmetri, vil en økning i volatiliteten ikke endre verdien av porteføljen av salgsopsjonen (short) og kjøpsopsjonen (long). Som diskutert står imidlertid aksjonærenene overfor en asymmetri, i og med at selskapet i praksis har det fulle ansvar for en underfondering av pensjonsfondet uten å eie 100% av en overfondering. Konsekvensen av denne asymmetrien er at en økning i volatiliteten av pensjonsfondsverdien reduserer verdien av selskapets aksjer. Selskapet utsettes derfor for ekstra risiko grunnet asymmetrien i eierskapet av pensjonsfondet.

Endel selskaper i USA tar i bruk såkalte immuniseringstrategier for å sikre fondet mot denne risikoen. I 1994 holdt de 30 største pensjonsfondene i underkant av 100 milliarder dollar i immuniserte porteføljer. Det følgende gir en kortfattet illustrasjon av prinsippene bak slike strategier. Anta at fondet skal betale ut pensjonsforpliktelser om H perioder og plasserer idag B₀ kroner i en risikofri obligasjon med rente r som forfaller om T perioder, og hvor T > H . 24 Anta også at korte og lange renter er de samme, slik at verdien av denne investeringen på tidspunkt H kan skrives V_H = B₀ (1+ r )^H. Dersom renten endrer seg underveis, endrer det oppsparte beløpet seg med

(3) [Delta] V_H = [part] W_H / [part] (1 + r )

hvor [part] indikerer partiell derivert. Investeringen sies å være sikret eller immunisert mot denne renterisikoen dersom [Delta] V_H = 0.

Uttrykket for [Delta] V_H kan utvikles vha uttrykket for obligasjonens markedsverdi B₀ og definisjonen på obligasjonens durasjon på kjøpstidspunktet, D₀:

• Obligasjonens Markedsverdi:

• (4) B₀ = [Sigma]^T_{t = 1} { Y_t /( 1 + r )^t }

• Obligasjonens Durasjon:

• (5) D₀ = [Sigma] ^T_{t = 1} { t Y_t /( 1 + r )^t }

hvor Y_t er obligasjonens kontantstrøm (kupong) i periode t, og hvor Y_T inkluderer betaling av hovedstolen. Obligasjonsprisens sensitivitet til renteendringer er gitt ved

• (6) [part] B₀ / [part] ( 1 + r ) = - [Sigma]^T_{t = 1} { t Y_t /( 1 + r )^{( t + 1 )} } = - B₀ D₀ / ( 1 + r ) [ap] - B₀ D₀

Siden [part] (1+ r ) er i størrelsesorden 0.01, er den prosentvise endringen i obligasjonsverdien er etter dette tilnærmet lik durasjonen (med negativt fortegn):

• (7) [part]B₀ / B₀ = - D₀ [part] ( 1 + r )

Ved substitusjon har vi da at 25

• (8) [Delta] V_H = ( H - D₀ ) B₀ ( 1 + r )^{( H - 1)}

Siden

• (9) [Delta] V_H = 0 for D₀ = H

betyr det at investeringen er renteimmunisert dersom fondet velger å investere i en obligasjon med en durasjon lik fondets investeringshorisont.

Det følger av eksemplet over at fondet ville være fullstendig immunisert om det kjøper en null-kupong obligasjon (dvs. Y_t = 0 for t [ne] T ) med forfall om T = H perioder. En slik obligasjon har også en durasjon lik H. Imidlertid er slike obligasjoner typisk ikke tilgjengelige, og fondet må i stedet belage seg på å sette sammen en portefølje av aktiva som har den ønskede durasjonen. 26 Merk også at durasjonen endrer seg over tid. En effektiv immuniseringsstrategi innebærer derfor en periodisk rebalansering av porteføljen (dynamisk immunisering).

Pensjonsfondenes etterspørsel etter rentepapirer egnet for immuniseringsstrategier med garanterte durasjoner har drevet frem tilbud av alt fra null-kupong (stripped) obligasjoner, til collateralized mortgage obligations (CMOs), til garanterte investeringskontrakter (GICs), og rentefutures.

Det viser seg å være kostnadseffektivt å bruke markedet for terminkontrakter (rentefutures) for immuniseringsformål. Her er transaksjonskostnadene lavest og kontraktene er både likvide og standardiserte. En rentefutures er en kontraktsmessig forpliktelse til å kjøpe en underliggende obligasjon til en på forhånd fastsatt pris. La D_fut være durasjonen til denne underliggende obligasjonen. For å immunisere pensjonsfondet selger fondet et antall slike rentefutures, inntil B₀ = B_fut. Bruker vi ligning (7) bestemmes den optimale futures posisjonen B _fut ved

• (10) B_fut = B₀ { D₀ / D_fut } [part](1+r ) / [part](1+r_fut )

For eksempel, anta fondet ønsker å renteimmunisere en investering på B₀ = 50 millioner dollar plassert i en obligasjon med durasjon D₀. Videre, la durasjonen til futures-obligasjonen være D_fut = 6, og anta at den såkalte yield change ratio[part](1 + r ) / [part](1 + r_fut ) er 1.3. 27 Vi har da at B _fut = 50(1/3)(1.3) = 21.67. Dvs., fondet selger rentefutures tilsvarende 21.67 millioner dollar i markedsverdi for den underliggende futures obligasjonen.

Til slutt, dersom pensjonsfondet er overfondert er det unødvendig med en kontinuerlig 100% fastrente portefølje for å minimere kostnaden ved selskapets pensjonsgaranti. Den delen av fondet som overstiger pensjonskravet kan plasseres i aksjemarkedet under forutsetning av at aksjeinvesteringen reduseres ettersom pensjonsfondets totale markedsverdi nærmer seg pensjonskravet. En slik dynamisk investeringsstrategi kalles betinget immunisering eller dynamisk porteføljeforsikring. For eksempel, anta at hele fondets 120 millioner dollar er investert i aksjemarkedet og at fondets pensjonsansvar er 100 millioner. Betinget immunisering betyr at fondet implementerer en såkalt stop-loss ordre, dvs. dersom aksjeverdien faller til 100 millioner selges alle aksjene og fondet immuniseres.

Slike dynamiske porteføljeforsikringsstrategier utføres vha dataprogrammer og kjøp/salg eksekveres billigst gjennom aksjeopsjons- og indeks-futures markedene. Det er de som tror at ved dramatiske fall i aksjemarkedet vil slike latente salgsordre kunne utløse en krisestemning som i seg selv forsterker prisfallet. En amerikansk kommisjon ledet av Nobelprisvinner Merton Miller og som ble nedsatt for å studere mulige årsaker til børskrakket ( Black Monday) i oktober 1987 forkaster imidlertid en slik kausal sammenheng med programsalg og prisnedgang. Kommisjonen konkluderer med at krisen oppstod da markedet brøt sammen på et tidspunkt hvor eksogene økonomiske forhold forårsaket en kraftig nedjustering av aksjemarkedet. Nedjusteringen krevet et omsetningsvolum som var opp til syv ganger normal omsetning, med den følge at strukturen i markedet brøt sammen i tre dager. I og med erfaringen fra børskrakket i 1929 forstod man denne gangen at løsningen på krisen var å tilføre markedet tilstrekkelig likviditet inntil priskorrigeringen hadde gått sin gang. Dette fungerte bra og har vært et ledende prinsipp også i senere mini-krakk. 28

3.3.4 Pensjon og inflasjon

Minstepensjoner og statlige pensjonsordninger i noen europeiske land og i USA justeres for endringer i konsumprisindeksen. For eksempel, i USA, UK og Sverige er den statlige pensjonen (social security) indeksert til selve konsumprisindeksen (CPI). Indekseringen viser seg imidlertid å være politisk usikker: i Sverige ble den tidlig på 1990-tallet tatt bort under henvisning til solidaritet med statens øvrige budsjettinnstramninger. Videre diskuteres det i USA om hvorvidt dagens definisjon på CPI gir en overkompensasjon for reelle inflasjonsendringer. Den årlige inflasjonsjusteringen av minstepensjonen tenderer også å følge lønnsoppgjøret i land hvor den generelle lønnsglidningen søkes kontrollert gjennom sentrale forhandlinger med arbeidsgivere og organisasjonene. Innskuddsbaserte pensjonsordninger er inflasjonsbeskyttet kun i den grad den nominelle portefølje avkastningen reflekterer inflasjonen.

Siden forsikring mot inflasjon, som all annen forsikring, koster i form av redusert forventet avkastning, er det normalt ikke optimalt å fullforsikre denne risikoen. Optimal forsikring avhenger også av hvilke andre risiki konsumenten står overfor, og i hvilken grad disse er korrelerte. Det er derfor vanskelig å si noe generelt om i hvilken grad et pensjonsfond burde investere i verdipapirer som gir inflasjonsforsikring.

Et eksempel på et inflasjonsindeksert, risikofritt verdipapirer i USAer Inflation-Plus Certificate of Deposits utstedt av en privat sparebank (Franklin Savings Association of Ottawa, Kansas) og forsikret av Federal Savings and Loan Insurance Corporation. Renten her er knyttet til Bureau of Labor Statistics Consumer Price Index (CPI). Verdipapiret betaler hver måned en fast realrente plus den prosentvise endringen i CPI siste måned. Et annet eksempel er 20-års non-callable collateralized obligasjoner, også kalt Real Yield Securities (REALs) utstedt av samme sparebank. Dette verdipapiret betaler en flytende realrente plus siste års prosentvise endring i CPI, justert og betalt kvartalsvis.

En kan tenke seg andre indekseringsformer enn til inflasjonsraten. En mulighet er å binde avkastningen til en indeks for endringen i per capita konsum. Mens en CPI-indeksert annuitet betaler et fast beløp uansett levestandardsutviklingen i økonomien generelt, vil en slik konsum-indeksert annuitet gi en utbetaling som varierer med den generelle levestandarden. Dette kan være av betydning dersom pensjonistene ser det som viktigere å opprettholde en levestandard relativt til andre i samfunnet enn en absolutt standard.

3.3.5 Litt om pensjonsfond og selskapskontroll

Pensjonslovgivningen i de fleste vestlige land, inklusive USA, legger tildels sterke begrensninger på muligheten for pensjonsfond til å spille en aktiv kontrollfunksjon i selskapene de investerer i. Historisk sett har pensjonsfondene derfor spilt rollen som passive eiere kun opptatt av porteføljens avksatning og risikoprofil. Misnøye med enkeltselskaper fører til salg av aksjen uten direkte innblanding eller åpen argumentasjon.

Pensjonsfondenes rolle som passive eiere er i ferd med å snu. Dette er først og fremst et utslag av fondenes størrelse: salg av aksjebeholdningene kan idag presse prisene i den grad at det er fornuftigere istedet å forsøke å få selskapet til å endre kurs. For det andre var det på 1980-tallet en sterk økning i diverse forsvarstiltak mot selskapsoppkjøp som fondene fant reduserte verdien av deres aksjebeholdninger. Mange av disse forsvarstiltakene ble fremmet av selskapsledere vel vitende om at store institusjonelle eiere ville forholde seg passive under voteringen (eller passivt gi ledelsen sine stemmer). For det tredje er det en økende erkjennelse av at det tradisjonelle styret, som har som oppgave å kontrollere toppledelsen og fremme aksjonærenes interesser, ikke fungerer godt nok. Situasjonen med store og passive institusjonell eiere skaper et kontroll-vakuum som reduserer bedriftenes overlevelsesevne.

I USA er det nå en sterk utvikling mot at pensjonsfondene spiller en mer aktiv eierrolle. Det største fondet, CALPERS, klassifiserer regelmessig de underliggende selskaper etter i hvilken grad de søker å endre statuttene for å beskytte ledelsen mot oppkjøp. Videre støttes performance-basert lønnssystemer, også for styremedlemmer. Institusjonelle eiere generelt deltar mer aktivt på generalforsamlinger og stemmer oftere imot ledelsens forslag.

Den kostbare interessekonflikten som oppstår mellom ledere og aksjonærer i selskaper med svak styrefunksjon er ikke spesiell for USA. Imidlertid har tildels populistisk baserte reguleringer fra begynnelsen av dette århundret lagt sterkere restriksjoner på amerikanske selskaper enn tilfellet har vært i andre land. De negative konsekvensene kom sterkt til uttrykk i 1970- og 1980-årene, og har ført til en oppmykning av regelverket og større politisk erkjennelse av behovet for aktive eiere. Dette er erfaringer som ethvert annet land bør ta i betraktning i egen vurdering av hva som utgjør samfunsøkonomiske optimale regler for pensjonsfondenes eierrolle.

3.3.6 Bibliografi til Kapittel 3

Ambachtsheer, Keith P., 1987, Pension fund asset allocation: In defense of a 60/40 eqity/debt asset mix, Financial Analysts Journal, September/October.

Arnott, Robert D., and Peter L. Bernstein, 1988, The right way to manage your pension fund, Harvard Business Review, January-February, 95102.

Bicksler, James and Andrew Chen, 1985, The integration of insurance and taxes in corporate pension strategy, Journal of Finance, 943-955.

Black, Fischer, 1989, Should you use stocks to hedge your pension liability, Financial Analysts Journal, January/February, 10-12.

Black, Fischer, 1980, The tax consequences of long-run pension policy, Financial Analysts Journal, 21-28.

Blinder, Alan, S., 1988, Why is the government in the pension business? Chapter 2 in Susan M. Wachter, ed., Social security and private pensions, Lexington, MA: Lexington Books.

Bodie, Zvi, 1976, Common stocks as a hedge against inflation, Journal of Finance, May.

Bodie, Zvi, 1980, An innovation for stable real retirement income, Journal of Portfolio Management, fall, 5-13.

Bodie, Zvi, 1989, Inflation insurance, NBER working paper no. 3009, Cambridge, MA.

Bodie, Zvi, 1990a, Pensions as retirement income insurance, Journal of Economic Literature, March.

Bodie, Zvi, 1990b, Inflation protection for pension plans, Compensation and Benefits Management, spring.

Bodie, Zvi, 1990c, The ABO, the PBO, and pension investment policy, Financial Analysts Journal, September/October.

Bodie, Zvi, 1990d, Inflation, index-linked bonds, and asset allocation, Journal of Portfolio Management, winter.

Bodie, Zvi, Alex Kane, and Alan Marcus, 1989, Investments, Homewood, Illinois: Richard D. Irwin.

Bodie, Zvi, Jay O. Light, Randall Morck and Robert A. Taggart, Jr., 1987, Corporate pension policy: An empirical investigation, Chapter 2 in

Bodie, Shoven and Wise, eds., Issues in pension economics, Chicago: University of Chicago Press.

Bodie, Zvi and Leslie E. Papke, 1990, Pension fund finance, in Bodie and Munnell, eds., Pensions and the U.S. economy: the need for good data, Philapdelphia: University of Pennsylvania Press.

Bulow, Jeremy, and Myron Scholes, 1983, Who owns the assets in a definedbenefit pension plan?, Chapter 11 in Bodie and Shoven, eds., Financial aspects of the U.S. pension system, Chicago: University of Chicago Press.

Clark, Robert L., 1990a, Cost of living adjustment in international perspective, in Turner, ed., Pension policy: An international perspective, Washington: U.S. Government Printing Office.

Clark, Robert L., 1990, Retirement systems in Japan, Homewood, IL: Dow Jones/Irwin.

Clark, Robert L., Steven G. Allen and Daniel A. Sumner, 1983, Inflation and pension benefits, Final report for the Department of Labor contract no. J-9-P-1-0074.

Cohn, Richard, A. and Franco Modigliani, 1985, Inflation and corporate financial management, Chapter 13 in Altman and Subrahmanyam, eds., it Recent advances in corporate finance, Homewood, Illinois: Richard D. Irwin.

Core, J., R. Holthausen and D. Larcker, 1996, Corporate governance, CEO compensation and firm performance, Working paper, University of Pensylvania.

Dailey, Lorna and John Turner, 1989, U.S. pensions in world perspective, Chapter 2 in Turner and Beller, eds., Trends in pensions, Washington, D.C.: U.S. Government Printing Office.

Deaton, Richard L., 1989, The political economy of pensions, Vancouver, BC: UBC Press.

Demsetz, H. and K. Lehn, 1985, The structure of corporate ownership: Causes and consequences,» Journal of Political Economy.

Eckbo, B.E., 1988, The market for corporate control: Policy issues and capital market evidence, in R.S. Khemani, D. Shapiro and W.T. Stanbury (eds.), Mergers, Corporate Concentration and CorporatePower in Canada (The Canadian Institute for Research on Public Policy, Montreal), chap. 7, 143-225.

Eckbo, B.E. and R.W. Masulis, 1995, Seasoned public offerings: A survey, in R. Jarrow, V. Maksimovic and B. Ziemba (eds.) Finance (North-Holland, Series of Handbooks in Operations Research and Management Science), 1017-1072.

Fama, E.F., 1980, Agency problems and the theory of the firm, Journal of Political Economy 88, 288-307.

Fama, E.F. and M.C. Jensen, 1983, Separation of ownership and control, Journal of Law and Economics 26, 301-325.

Feldstein, Martin, 1983, Should private pensions be indexed? Chapter 8 in Bodie and Shoven, eds., Financial aspects of the U.S. pension system, Chicago: University of Chicago Press.

Fischer, Stanley, 1986, On the nonexistence of privately issued idex bonds in the U.S. capital market, Chapter 10 in Indexing, inflation and economic policy, MIT Press.

Friedland, Martin, 1988, Report of the task force on inflation protection for employment pensionplans, Ontario Government Publication.

Friedman, Benjamin, M. and Warshawsky, Mark, 1988, Annuity prices and saving behavior in the United States, Chapter 2 in Bodie, Shoven and Wise, eds., Pensions in the U.S. economy, Chicago: University of Chicago Press.

Harris, M.A. and A. Raviv, 1991, The theory of capital structure, Journal of Finance 46, 297-355.

Harrison, Michael J. and William F. Sharpe, 1983, Optimal funding and asset allocation rules for defined benefit pension plans, Chapter 4 in Bodie and Shoven, eds., Financial aspects of the U.S. pension system, Chicago: University of Chicago Press.

Hemming, Richard and John Kay, 1982, The costs of the state earnings related pension scheme, Economic Journal 92, no. 366.

Holthausen, R. and D. Larcker, 1993, Board of directors, ownership structure and CEO compensation, Working paper, University of Pensylvania.

Jensen, M. and W. Meckling, 1976, Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure, Journal of Financial Economics 3, 305-360.

Jensen, M., 1986, Agency costs of free cash flow, corporate finance, and takeovers, American Economic Review Papers and Proceedings, May, 323-329.

Jensen, M., 1989, Eclipse of the public corporation, Harvard Business Review, Sept-Oct., 61-74.

Jensen, M.C., 1993, The modern industrial revolution, exit, and the failure of the internal control system, Journal of Finance 48, 831-880.

Jensen, M.C. and K. Murphy, 1990, Performance pay and top-management incentives, Journal of Political Economy 98, 226-264.

Kotlikoff, Laurence J. and Avia Spivak, 1981, The family as an incomplete annuities market, Journal of Political Economy 89, 372-391.

Langetieg, T. C., M. C. Findlay and L. da Motta, 1892, Multiperiod pension plans and ERISA, Journal of Financial and Quantitative Analysis 17, 603-631.

Leibowitz, Martin L., 1986, The dedicated bond portfolio in pension funds, Financial Analysts Journal 42, no.1 and 2: Jan/Feb and Mar/April.

Leland, Hayne E. and Mark Rubinstein, 1988, The evolution of portfolio insurance, Chapter 1 in Donal Luskin ed., Portfolio insurance, New York: John Wiley and Sons.

McGill, Dan M. and Donald Grubbs, 1989, Fundamentals of private pensions, sixth edition, Homewood, Illinois: Richard D. Irwin.

Merton, Robert, C., 1983, On consumption-indexed public pension plans, Chapter 10 in Bodie and Shoven, eds., Financial aspects of the U.S. pension system, Chicago: University of Chicago Press.

Merton, Robert C., 1989, On the application of the continuous-time theory of finance to financial intermediation and insurance, The Geneva Papers on Risk and Insurance, vol. 14, no. 52; reprinted in Merton, Continuous-time finance, Oxford: Basil Blackwell, 1990.

Merton, Robert C., Bodie, Zvi and Alan Marcus, 1987, Pension plan integration as insurance against social security risk, Chapter 6 in Bodie, Shoven and Wise, eds., Issues in pension economics, Chicago: University of Chicago Press.

Merton, Robert C. and Paul A. Samuelson, 1977, Fallacy of the log-normal appproximation to portfolio decision-making over many periods, Journal of Financial Economics 1, 67-94.

Munnel, Alicia and J. Grolnic, 1986, Should the U.S. Government issue index bonds?, New England Economic Review, September/October, 3-21.

Pensions & Investments, various issues.

Rosenstein, S. and J. Wyatt, 1990, Outside directors, board independence and shareholder wealth, Journal of Financial Economics 26, 167-198.

Samuelson, Paul A., 1963, Risk and uncertainty: A fallacy of large numbers, Scientia, 6th series, 57th year, April-May, 1-6.

Samuelson, Paul A., 1969, Lifetime portfolio selection by dynamic stochastic programming, Review of Economics and Statistics 51:3, 239-246.

Samuelson, Paul A., 1971, The fallacy of maximizing the geometric mean in long sequences of investing or gambling, Proceedings of the National Academy of Science, vol. 57, 207-211.

Samuelson, Paul A., 1989, The judgement of economic science on rational portfolio management: Timing and long-horizon effects, Journal of Portfolio Management, fall, 4-12.

Sharpe, William F., 1976, Corporate pension funding policy, Journal of Financial Economics 3, 183-193.

Shleifer, A. and W. Vishny, 1997, A survey of corporate governance, Journal of Finance 52, 737-783.

Summers, Lawrence, 1983, Observations on the indexation of old age pensions, Chapter 9 in Bodie and Shoven, eds., Financial aspects of the U.S. pension system, Chicago: University of Chicago Press.

Tepper, Irwin, 1981, Taxation and corporate pensions policy, Journal of Finance, 1-13.

Tepper, Irwin, 1982, The future of private pension funding, Financial Analysts Journal, January/February.

Treynor, Jack L., 1977, The principles of corporate pension finance, Journal of Finance, 627-638.

Turner, John A. and Daniel J. Beller, eds., 1989, Trends in Pensions, Washington, E.C.: U.S. Government Printing Office.

Yermack, D., 1996, Higher market valuation for firms with small board of directors, Journal of Financial Economics 40, 185-211.

Weisbach, M. 1988, Outside directors and CEO turnover, Journal of Financial Economics 30, 431-460.

3.4 Risikojustert fondsavkastning (benchmarking)

3.4.1 Innledning

Verdipapirfonds og profesjonelle porteføljeforvaltere står som mellommenn mellom individuelle investorer og verdipapirmarkedet. Mellomleddet eksisterer især fordi det reduserer transaksjonskonstnadene ved å sette sammen og rebalansere en portfølje av verdipapirer. Som diskutert i Kapittel 3 koster det idag utrolig nok ned mot 0.1% å kjøpe profesjonell indeksering mot en bred aksjeindeks i USA, kanskje det mest likvide markedet i verden idag. En individuell investor ville måtte bære betydelig høyere kostnader om investoren selv skulle forsøke å sette sammen en indeksportefølje. Det er mao ingen tvil om at brede indeksfonds er et mellomledd med en sterk økonomiske eksistensberettigelse.

Det er imidlertid også viktig å forstå i hvilken grad porteføljeforvaltere bidrar til å generere høy avkastning for sine klienter utover det å spare transaksjonskostnader. Dette spørsmålet, som det har vist seg å være mye vanskeligere å svare på, behandles i dette kapitlet. Temaet har vist seg å være kontroversielt, ikke minst fordi forvaltningsindustrien aggresivt markedsfører en evne til å slå markedet. Uttrykket slå markedet må imidlertid forstås dit hen at forvaltningsindustrien kan oppnå en bedre risikojustert avkastning enn den klientene kan oppnå ved direkte handel i markedet. Dette er det langt fra enighet om.

Det kontroversielle aspektet gjelder hvordan en i praksis skal definere og estimere en porteføljes risiko. Det har lenge vært vanlig praksis for fondene kun å oppgi gjennomsnittlig avkastning, slik at Fond A som over en periode oppnådde 16% gjennomsnittlig årlig avkastning blir rangert høyere enn Fond B som oppnådde 15%. Videre, dersom markedsindeksen oppnådde 14% over samme periode ville både fond A og B ha slått markedet. Denne rangeringen benytter altså kun gjennomsnittlig avkastning uten referanse til risiko. I senere tid har det ogå blitt populært å oppgi et fonds standardavvik for avkastningsraten, såvel som gjennomsnittlig avkastning utover den risikofrie renten dividert på standardavviket (populært kalt Sharpe's Index). Disse risikojusteringene er imidlertid mangelfulle.

Uansett den historiske avkastningen det klart fra diskusjonen i Kapittel 3 at hverken Fond A eller Fond B kanforventeså slå markedet dersom en bred markedsportefølje har høyere grad av systematisk (dvs. priset) risiko og lavere grad av usystematisk risiko. Faktum er at nesten uansett hvordan en velger å definere risiko så vil en bred portefølje ha lavere usystematisk risiko enn en mer spesialisert portefølje. Eksponeringen av fondene mot priset risiko kan imidlertid ikke avgjøres ved fondets standardavvik for avkastning, men krever en kvantitativ analyse av typen presentert under.

Evaluering av porteføljeforvalteres performance har vært et sentralt forskningstema innen finansøkonomi de siste tredve år. Forskningens bidrag til dette viktige praktiske området skjøt fart i og med utviklingen av Kapitalverdimodellen som ble diskutert i Kapittel 3. Denne modellen gir under visse antagelser en konkret definisjon på risiko, nemlig et verdipapir's beta eller kovarians med en bred markedsportefølje. Dette gav opphavet til benchmark alpha som mål på et fonds risikojusterte avkastningsrate (forklart nærmere i avsnitt 4.2).

Inntil begynnelsen av 1990 var det en nær sagt enstemmig konklusjon i den akademiske finansliteraturen at benchmark alpha typisk er null eller negativ for store verdipapirfonds i USA. Trekker man også ifra porteføljeforvalterens honorarer er nettoavkastningen etter justering for risiko sannsynligvis negativ. Denne konklusjonen er svært robust med hensyn til forskjellige fondsutvalg og tidsperioder for analysen.

I begynnelsen av 1990 ble det foretatt tre viktige innovasjoner i metodikken for evaluering av performance:

• Man gikk over fra den klassiske kapitalverdimodellen til å bruke flerfaktormodeller for å justere for et fonds risiko i beregningen av benchmark alpha. Tilleggsfaktorene representerer makroøkonomiske størrelser som en antar gir opphav til priset risiko i verdipapirmarkedene.

• Tidligere analyser antok at den forventede avkastningen på brede passive porteføljer var konstant over tid (stasjonæritetsbetingelsen). Det erkjennes idag at denne antagelsen er for restriktiv og en bygger eksplisitt inn tidsvarierende forventet avkastning vha offentlig tilgjengelig informasjon (såkalte betingede modeller).

• En har nylig begynt å studere nærmere samvariasjonen mellom et fonds porteføljevekter og fremtidig porteføljeavkastning. Ethvert fond som ønsker å slå markedet må lykkes i å endre fondets porteføljevekter ved å øke vektleggingen av verdipapirer som forventes å øke i verdi (dvs. timing). Fordelen med en slik analyse er at den reduserer behovet for å gi en eksplisitt definisjon på fondets risiko; vektene må utvise en positiv korrelasjon med fremtidig avkastningsrater uansett definisjonen på risiko.

Alle disse nyvinningene benyttes i analysen under. Merk at analysen av fondsvektene krever data som typisk ikke har vært tilgjengelig for finansforskere. Denne type analyse har det imidlertid vært mulig å gjennomføre på Oslo Børs grunnet spesiell opplysningsplikt her i landet. Kapitlet inkluderer derfor en slike analyse for et utvalg verdipapirfonds på Oslo Børs.

Studier som tar hensyn til nyvinningene nevnt over har ikke endret den fundamentale konklusjonen om at aktive fondsforvaltere tenderer ikke å bidra til en avkastning utover den som kan forventes på en passiv portefølje med tilsvarende risiko. Disse resultatene bekreftes i den empiriske analysen under, hvor både amerikanske og norske fonds evalueres. Siden evalueringsteknikken er teknisk komplisert, er den videre fremstillingen forsøkt lagt opp slik at teknisk uinteresserte kan hoppe over avsnitt 4.2 og fremdeles forstå hovedresultatene i den videre empiriske analysen.

3.4.2 Evalueringsmetode

3.4.2.1 Grunnleggende prinsipp

I det følgende, la r_{p, t +1} være fondsportefølje p's nominelle avkastning i periode t + 1 utover den risikofrie renten r_{f, t +1}. Videre er E ( r_{p, t +1} }Z_t ) den forventede avkastningen på fondsportefølje pbetinget av informasjonssettet Z_t som markedet antas å besitte på tidspunkt t. Z_ter mao et sett av økonomiske variabler (nærmere definert under) som er offentlig tilgjengelige og som lar markedet til en viss grad predikere neste periodes avkastningsrater. Markedets prissetting på tidspunkt t er ellers uavhengig av tilfeldige fremtidige prisendringer.

Forventningsverdien E ( r_{p, t +1} }Z_t ) avhenger også av fondsporteføljens risikoprofil over neste periode. Denne størrelsen er ikke observerbar og må estimeres ved hjelp av en kapitalverdimodell. Formålet med modellen er å definere risiko på en empirisk implementerbar måte. Som diskutert i Kapittel 3 defineres risiko vha et mål på sensitiviteten i fondsporteføljens avkastning overfor endringer i et sett av underliggende risikofaktorerF_t+1. For eksempel, i den klassiske kapitalverdimodellen er F_t+1 representert ved avkastningen på den verdiveiede porteføljen av alle verdipapirene i økonomien (typisk representert ved børsens totalindeks). I mer generelle flerfaktor modeller er F_t+1 settet av alle underliggende faktorer hvis risiko ikke lar seg diversifisere bort vha store aksjeporteføljer. Det er den siste formuleringen som benyttes i den empiriske analysen under.

Gitt et estimat på E ( r_{p, t +1} }Z_{t 1}) beregnes fondsporteføljens risikojusterte avkastning i periode t + 1 ved differansen

• Benchmark Alpha : [alpha]_p [equiv] r'_p E ( r_p } Z ) (11)

hvor r'_p er den gjennomsnittlige fondsavkastningen over en estimeringsperiode. Størrelsen [alpha]_p , som i literaturen også ofte betegnes Jensen's alpha, er i denne anvendelsen betinget av informasjonssettet Z_t. Fordelen med dette er at variasjoner i E ( r_{p, t +1} }Z_t ) som skyldes endringer i Z_t da ikke forveksles med en avkastning utover den rene risikojusteringen som markedet selv foretar. Dvs., høye realiserte fondsavkastninger som skyldes høye verdier på Z_t blir trukket fra benchmark alpha, slik at denne ikke overestimerer fondets performance.

For å slå markedet (dvs. ha positiv performance), må fondet generere en benchmark alpha som er signifikant positiv. Siden analysen typisk (som her) utføres på fondets avkastningsrater før fradrag av kommisjoner og management fees, er en null-verdi for benchmark alpha ensbetydende med at fondsporteføljen taper penger vis-a-vis en alternativ, direkte investering i markedet.

I tillegg til å estimere benchmark alpha rapporteres under også et alternativt mål på fondets evne til å forutse eller time markedsbeveglser. Enhver strategi for å slå markedet går ut på å kjøpe lavt og selge høyt. Dvs., fondet må endre porteføljesammensetningen slik at det går tungt inn i markedet før uforventet prisoppgang og ut av markedet før uforventet prisnedgang, hvor uforventet refererer til markedets forventninger gitt Z_t. Fondet må mao vite noe om fremtidige kursbevegelser som markedet selv ikke vet. Slik privat informasjon kan skyldes innside-opplysninger, ekstra gode prediksjonsmodeller, etc. Lykkes fondet med slik timing vil benchmark alpha bli positiv, gitt at man bruker den rette modellen for å prise risiko. Alternativt, enhver timing-strategi innebærer at fondsvektene [piv]_{p t} = ( [piv]_{1 t} , ..., [piv] _{N p t} )'(dvs. andelen fondet investerer i hvert av de N_p aktivaene i porteføljen) må vise positiv samvariasjon med fondsporteføljens avkastningsrate i neste periode, dvs.

• [Sigma]^{N p}_{i =1} Cov ([piv]_it , r_{i, t +1} }Z_t ) > 0 (12)

hvor Cov er kovariansfunksjonen.

Merk at et empirisk mål på denne kovariansen ikke krever at en på forhånd spesifiserer en likevektsmodell for prising av risiko. Kovariansen må være positiv uansett slik modell. Kovariansmålet utvider derfor analysen av benchmark alpha.

3.4.2.2 Estimering av benchmark alpha

Anta at forventet avkastning i likevekt kan beskrives vha følgende K -faktor modell:

• E ( r_{p, t +1} }Z_t ) = [Sigma]^K_{j =1} [beta]_{p j} (Z_t ) [lambda]_j (Z_t ) (13)

hvor [beta]_{p j} (Z_t ) er faktor j 's systematiske risiko og [lambda]_j (Z_t ) er faktor j's forventede risikopremie. I denne formuleringen er faktorene i F_t+1 antatt å være representert ved porteføljer av verdipapirer i markedet, og både systematisk risiko og de forventede risikopremiene kan varierer over tid som en funksjon av det offentlige tilgjengelige informasjons-settet Z_t.

Den klassiske kapitalverdimodellen, som har kun en faktor og som ikke betinger mhp Z_t, kan sees på som et spesialtilfelle av denne flerfaktormodellen, dvs.

• r_{p, t +1} = [beta]_p r_{m, t +1} + [epsi]_{p, t +1} (14)

hvor [beta]_{p, t +1} er portfølje p's systematiske risiko, og r_{m, t +1} refererer til avkastningen på en forventning-varians effisient portefølje. En portfølje sies å være forventning-varians effisient dersom den har maksimal forventet avkstning for en gitt varians. Typisk brukes markedsporteføljen (den verdiveiede porteføljen av alle verdipapirene i markedet) som representant for en slik effisient portefølje.

En porteføljestrategi som kun avhenger av informasjonen Z_t vil generere en forventet avkastning som gitt ved modellen (13). Dersom modellen estimeres med et konstantledd [alpha]_p vil dette konstantleddet (benchmark alpha) ha verdi lik null.

Modellen og benchmark alpha estimeres vha følgende ligningssystem ( ' brukes for å angi matriseeksponering):

• u1_{p, t+1}= F_t+1- [gamma]'_pZ_t (15)

• u2_{p, t+1}= (u1_{p, t+1}u1'_{p, t+1})([kappa] '_pZ_t) - u1_{p, t+1}r _p,t+1 (16)

• u3 _{p, t +1} = r_{p, t + 1} - [alpha]_p - ( [gamma]'_pZ_t )' ([kappa] '_pZ_t) (17)

Under antagelsen om at modellen er velspesifisert, må i tillegg følgende ortogonalitets-betingelser også være oppfylt:

• E ( u1_{p, t+1}Z'_t, u2_{p, t+1}Z'_t , u3_{p, t +1} ) = 0 (18)

Dette systemet kan gis en intuitiv forklaring: Den første ligningen estimerer parameter-vektoren [gamma]'_p som bestemmer i hvilken grad informasjonen Z_t er i stand til å predikere faktorene F_t+1 i neste periode. Det antas her at de betingede faktor-realisasjoner er lineære i Z_t : E ( F_t+1 } Z_t) = [gamma]'_pZ_t . Modellverdien ^[gamma]'_pZ_t brukes som mål på de betingede forventede risikopremiene, mens residualvektoren û1_{p, t+1} brukes til å estimere betingede varianser og kovarianser.

Den andre ligningen bestemmer de betingede faktor-betaene (risikoene) som

• ^[beta]_pt [equiv] [ Var ( F_t+1 } Z_t)]^-1Cov ( F_t+1, r_{p, t +1} } Z_t)

hvor Var (.) og Cov (.) representerer betingede varians-kovarians matriser. Ligningen tilsvarer en regresjon av estimatene ^[beta]_pt på instrumentene Z_t, hvilket produserer L x K matrisen av regresjonskoeffisienter ^[kappa]_p . Estimatene ^[kappa]'_pZ_t representerer således tids-varierende beta-estimater. Den tredje ligningen estimerer benchmark alpha, som er et mål på gjennomsnittlig risikojustert avkastningrate over estimeringsperioden.

Estimeringen krever at ortogonalitets-betingelsene (18) er oppfylt under hypotesen om null risikojustert avkastning for fondet. Dette følger av en antagelse om at markedet er rasjonelt (effisient) mhp informasjonen Z_t. Dvs., en investor som kun benytter seg av offentlig tilgjengelig informasjon Z_t vil generere risiko-justerte portefølje-avkastningsrater som har null korrelasjon med Z_t.

Estimeringsprosedyren benytter en såkalt generalized method of moments (GMM) estimator. Prosedyren er som følger: Merk først at systemet (15)-(17) betsår av totalt 2K+1 ligninger. Videre har systemet R=2KL+1 ortogonalitetsbetingelser (dette følger av at i betingelsen (18) blir de første 2K ligningene i (15)-(17) multiplisert med de L informasjons-variablene i Z_t). Gitt antagelsen om tidsvarierende beta-verdier er ligningssystemet eksakt identifisert siden det da skal estimeres P=2KL+1 parameterverdier. Antar en derimot konstante beta-verdier, (dvs., gitt restriksjonen [kappa]'_p = ( [kappa]_p0, 0 , ..., 0) hvor [kappa]_p0 er en K x 1 koeffisient-vektor og 0 er K x 1 null-vektoren), er systemet overidentifisert siden antall parameter-estimater er da P=K(L+1)+1.

La et være en kolonne-vektor bestående av alle R ortogonalitets-betingelsene stablet på toppen av hverandre. Videre, la g_T = 1/T [Sigma]^T_t=1e_t hvor T er totalt antall perioder i estimeringsperioden. GMM velger de P parameterverdiene i ^[theta]_p (som består av ^[gamma]_p , ^[kappa]_p og ^[alpha]_p ) slik at den kvadratiske formen g'_TW_Tg_T minimeres, hvor W_T er en (semi-positiv definit) vekt-matrise. Som representant for W_T benyttes den inverse av den estimerte varians-kovarians matrisen til e_t. Det kan vises at denne matrisen minimerer den asymptotiske kovariansmatrisen for parameter-verdiene.

GMM estimerer vektoren [theta]_p vha de P lineærkombinasjonene i [part]g'_T /[part][theta]_pW_Tg_T. Under null-hypotesen om at modellen (15)-(17) er sann og at de betingede beta-verdiene er konstante over tid, skal de R - P = K ( L - 1) ortogonalitetsbetingelsene som ikke benyttes i estimeringen være nær null. Dvs., jo mer sannsynlig det er at disse overidentifiserings-betingelsene holder, jo bedre er modellens tilpasning til dataene. En kan således utlede en goodness-of-fit test for den minimerte verdien av objekt funksjonen Tg'_T W_T g_T som har en asymptotisk [chi]² fordeling med R - P frihetsgrader. Den samme testen kan benyttes for hypotesen om at de betingede betaene er konstante over tid, hvor alternativet er at beta-verdiene varierer ifølge [kappa]'_pZ_t.

3.4.2.3 Estimering av portføljevekts-korrelasjonen

Kovariansmålet i (12) estimeres vha følgende system, også ved bruk av GMM:

• u1 _{p, t+1} = r _{p, t+1} - [Delta]'_p Z_t (19)

• u2_{p, t +1} = [piv]'_ptu1_p,t+1 - [Phi]_p , (20)

med tilhørende ortogonalitets-restriksjoner

• E ( u1_{p, t+1}Z'_t, u2_{p, t +1}Z_t) = 0 (21)

Den første ligningen (19) tar bort den delen av porteføljeavkastningen i periode t + 1 som kan predikeres vha informajonen Z_t på tidspunkt t . Den andre ligningen (20) estimerer deretter kovariansen mellom vedipapirene i fondet og residualen u1_{p, t+1} fra ligning (19). For hver periode t +1 estimeres det således en kovarians mellom fondsvektene i den foregående perioden og residualavkastningen neste periode. Parameterverdien [Phi]_p i ligning (20) representerer gjennomsnittsverdien over tid av disse kovariansene.

Hva angår ortogonalitets-restriksjonene i (21), når N_p x 1 vektoren u1_{p, t+1} mulitipliseres med Z_t blir resultatet et system av tilsynelatende urelaterte regresjoner av verdipapravkastningene som i ligning (19) produserer N _p x L matrisen av parameter-verdier [Delta]_p. Den GMM-estimerte verdien av [Phi]_p er, som allerede nevnt, et gjennomsnitt av de betingede kovariansene i ligning (12). Det andre leddet i ortogonalitets-restriksjonen (21) sørger for at dette kovariansestimatet også er uavhengig av informasjonen Z_t.

3.4.3 Resultater for pensjonsfond i USA

3.4.3.1 Data

Vi studerer her 165 institutional equity managers i USA, dvs. porteføljeforvaltere som spesialiserer seg på institusjonelle klienter, typisk pensjonsfond. Dataene er hentet fra Frank Russell Company's Russell Data Service (RDS) og gjelder perioden fra januar 1979 til desember 1990.

Frank Russell Company er en evalueringsservice som benyttes av institusjoner og verdipapirfonds i USA. RDS dataene inkludere derfor kun porteføljeforvaltere som Frank Russel Company's klienter valgte å bruke. Videre er det slik at en forvalter som slutter eller ikke lenger blir brukt av Frank Russell Co's klienter elimineres fra RDS databasen. Databasen tenderer mao å inneholde de mest vellykkede forvalterene og innebærer en positiv survivorship bias. Størrelsen på forvaltningskontoene er typisk over 100 millioner dollar.

I utvalgsperioden inneholder dataene 165 forvaltere med avkastningsobservasjoner utover ett år. Disse klassifiseres av RDS som følger:

• 41 forvaltere er growth managers, dvs. de spesialiserer seg på selskaper som tenderer å operere i raskt voksende markeder, som investerer tungt og som ofte betaler lav eller ingen dividende.

• 40 forvaltere er value managers, dvs. de spesialiserer seg på veletablerte selskaper med relativt stabil og høy dividende.

• 35 forvaltere er large cap managers, dvs. de spesialiserer seg på selskaper med relativt høy kapitalisert verdi.

• 49 forvaltere er small cap managers, dvs. de spesialiserer seg på porteføljer av selskaper med relativt liten kapitalisert verdi.

Databasen gir informasjon om porteføljeforvalterens totalavkastning, inklusive dividende og avkastningen på kontantbeholdninger (kontanter utgjør typisk mindre enn 10% av poteføljen). Avkastningsratene er fratrukket handelskommisjoner, men ikke forvaltningshonorarer.

Som vist i tabell 3.9, gjennomsføres analysen av de amerikanske fondene vha kun en risikofaktor F_t+1 og fem informasjons-variabler Z_t. Risikofaktoren er enten den verdiveiede markedsporteføljen fra New York Stock Exchange (NYSE) og American Stock Exchange (AMEX), som leveres av University of Chicago Center for Research in Security Prices, crsp_t+1, eller en av fire passive porteføljer konstruert av Frank Russell Company for hver av fire investerings styles nevnt over.

De fire passive Russell porteføljene representerer følgende underutvalg av Russell 3000 Index populasjonen:

1. Russell 1000 Large Cap Index: Verdiveiet indeks bestående av 1000 aksjer med de største markedsverdiene, lcap_{t +1}.

2. Russell 2000 Small Cap Index: Verdiveiet index av aksjene fra Russell 3000 som ikke benyttes i Large Cap Index, scap_{t +1}.

3. Russell Growth Index: Aksjene fra Large Cap Index med høyere enn median-verdien for markedsverdi/bokført verdi (price to book ratio). Verdiveiet indeks, growth_{t +1}.

4. Russell Value Index: Aksjene fra Large Cap Index med lavere enn median-verdien for markedsverdi/bokført verdi (price to book ratio). Verdiveiet indeks, value_{t +1}.

Ideen er å benytte den av de fire indeksene som best matcher porteføljeforvalterens style som risikojusteringsfaktor.

De fem informasjonsvariablene er

• den risikofrie renten, målt ved US Treasury Bills som utløper ved slutten av måned t , tbill_t (hentet fra CRSP's RISKFREE datafile);

• dividenden på CRSP markedsindeksen (NYSE og AMEX), dy_t ;

• et mål på helningen i renteterminstrukturen, term_t (differansen mellom renten på en 10-års Treasury bond og 3-måneders T-bill raten);

• et mål på risiko-spreaden i markedet for selskapsobligasjoner, qual_t (forskjellen mellom obligasjonsavkastningen på selskapsobligasjoner klassifisert av Moody's som AAA og BAA); og

• en januar-indeks, dvs. en indikatorvariabel som tar verdien 1 dersom t er januar måned og 0 ellers, jdum_t.

3.4.3.2 Performance målt ved benchmark alpha

Tabell 3.10 viser benchmark alpha og Beta (risiko) verdiene for de fire investment styles forklart over. Alpha-verdiene er alle positive men ikke signifikant forskjellige fra null, med unntak av Small Cap forvaltere i Panel II. Videre er risikofaktoren Beta rundt 1.0, med maksimum 1.11 for Small Cap visa-vis CRSP markedsindeksen og minimum 0.88 for Value forvaltere også vis-a-vis CRSP indeksen.

Gitt at RDS-dataene har en positiv bias, gir resultatene i tabell 3.10 liten støtte for hypotesen om at porteføljeforvaltere av amerikanske pensjonsfond tenderer å generere en positiv avkastning utover en ren kompensasjon for risiko. Tar man i tillegg i betraktning at forvaltningshonorarene ikke er inkludert i avkastningsratene, er det liten tvil om at benchmark alpha forventes å være nær null uansett type forvaltnings-stil.

3.4.4 Resultater for open-end verdipapirfond i USA

3.4.4.1 Data

Analysen benytter måndelige avkastningsrater for et utvalg på 75 open-end aksje- og obligasjonsfonds i USA over perioden januar 1968 til desember 1990 (totalt 276 observasjoner). I et open-end fond kjøper og selger investorer andeler av fondets underliggende verdipapirportefølje direkte. For eskempel, dersom en andelshaver ønsker å redusere sin investering i fondet med 100 kroner, må fondet selge kr 100 av sin portefølje for så å betale ut investoren.

Dette er i motsetning til såkalte closed-end fonds, hvor investorene kjøper og selger aksjer utstedt av fondet selv (til priser som reflekterer markedsverdien av fondets underliggende portefølje). Hovedtyngden av aksjefonds er av typen open-end. Fondene i utvalget eksisterte alle i 1990, dvs. resultatene vil være noe preget av survivorship bias.

De 75 fondene plasseres i en av fire forskjellige klasser etter investeringsstrategi, vha Weisenberger'sInvestment Companies Annual i 1982. Gruppene er

1. Income Funds: 14 fonds som hovedsakelig investerer i obligasjoner. Gjennomsnittlig månedlig avkastning utover den risikofrie renten i denne gruppen er 0.21% med et standardavvik på 3.56%.

2. Growth-Income Funds: 22 fonds som hovedsakelig holder obligasjoner men også endel aksjer (typisk i forholdet 75/25). Gj.sn. avkastning er 0.22% pr. måned, med st.avvik 4.60.

3. Growth Funds: 25 fonds som hovedsakelig holder balaserte (50/50) porteføljer av aksjer og obligasjoner. Gj.sn. avkastning er 0.21% pr. måned, st.av. 5.37.

4. Maximum Capital Gains: 14 fonds som hovedsakelig holder aksjeporteføljer. Gj.sn. avkastning 0.32%, st.av. 6.12.

3.4.4.2 Performance målt ved benchmark alpha

Som for pensjonsfondene, benytter analysen en risikofaktor (den verdi-veiede markedsindeksen av NYSE og AMEX selskaper, crsp ) samt de fem informasjonsvariablene som er definert i tabell 3.9. Resultatene for de to gruppene av forvaltere er dermed direkte sammenlignbare.

Det er klart fra tabell 3.11 at ingen av fondsgruppene utviser signifikant positiv performance målt ved benchmark alpha. Dvs., fondene genererer null ekstraavkastning utover den kompensasjon som følger av fondets systematiske risiko. Siden i tillegg avkastningsratene som benyttes i analysen ikke tar hensyn til fondenens forvaltningshonorarer, samt gitt den survivorship bias som ligger i databasen, er det klart at fondene ikke utviser positiv performance.

Dette resultatet samsvarer godt med det som typisk rapporteres i literaturen om fondsevaluering og som ofte benytter noe enklere analysemetoder (for eksempel er det uvanlig å tillate tidsvarierende forventet avkastningsrater). Denne literaturen rapporterer også om en viss tendens for relativt svake fonds og porteføljeforvaltere til å forbli svake i flere påfølgende perioder. En slik persistence betyr at en bør unngå forvaltere som har vist seg å være svake; disse har en relativt lav sannsynlighet for å forbedre sin performance record i oversiktlig fremtid.

3.4.5 Resultater for verdipapirfond i Norge

3.4.5.1 Data

I det følgende estimeres den risikojusterte porteføljeavkastningen for et utvalg på syv relativt store verdipapirfonds på Oslo Børs fra perioden 01/1985-12/1992. Som beskrevet i Eckbo og Smith (1998) ble fondene valgt ut ifra behovet for komplette data angående fondenes porteføljevekter, slik at det er mulig også å implementere porteføljevektsmetoden for å evaluere performance.

De syv fondene er Avanse (AVEM), Avanse Spar (SPIM), Kreditkassen K-Avkasting (KAGM), Kreditkassen K-Vekst (KVTM), G-Aksjefond (NAKM), UNI-finans (NOFM), og UNI-Pluss (NOPM). For hvert fond beregnes den månedlige endringen i verdien av fondet inklusive dividende. Fondenes vekter er innhentet fra fondenes periodiske kunderapporter. Ifølge norsk lov skal fondene rapportere sine porteføljevekter minst tre ganger i året (i April, August, og Desember).

Tabell 3.12 viser de tre risikofaktorene i F_t+1 og fire informasjons-variablene i Z_t som benyttes i analysen for Oslo Børs. Av de tre risikofaktorene er den første avkastningen på verdens-porteføljen utover den risikofrie renten, dxmsci. Denne er representert ved den månedlige endringen i Morgan Stanley Capital Index (MSCI) inklusive dividende og målt i norske kroner. MSCI er en verdiveiet indeks som består av aksjemarkedene i 19 OECD land pluss Singapore, Malaysia og Hong Kong. Den risikofrie renten er den månedlige NIBOR-renten (the Norwegian Interbank Offer Rate).

Den andre risikofaktoren er endringen i rentetermin-strukturen, dterm , dvs. endringen i differansen mellom gjennomsnittsavkastningen på 6-10 års norske statsobligasjoner og NIBOR. Den tredje og siste faktoren er realrenten, nibor, målt ved NIBOR minus endringen i konsumprisindeksen.

Hverken dterm eller rnibor representerer i seg selv verdipapirer som handles i kapitalmarkedet. Siden flerfaktor modellen (13) i teorien antar at alle faktorene faktisk handles i markedet, konstrueres her såkalte faktor-mimicking porteføljer for både dterm og rnibor . Dette gjøres ved først å kjøre en regresjon av faktoren mot ti størrelses-sorterte aksjeportføljer på Oslo Børs samt de fire variablene i Z_t. Koeffisientestimatene for de ti størrelses-sorterte porteføljene, normalisert slik at de summerer seg til 1, brukes deretter som porteføljevekter i faktor-mimicking porteføljen (som da altså genereres av de ti størrelses-sorterte aksjeporteføljene).

Som informasjonsvariabler i Z_t benyttes verdensindeksen med en periode lag, dxmsci (-1), dividenden på MSCI minus NIBOR, xmsdiv (-1), nibor (-1), samt en indikator variabel for Januar måned, jdum .

3.4.5.2 Predikerbarhet og faktorprising på Oslo Børs

Før presentasjonen av benchmark alpha for de syv aksjefondene er det hensiktsmessig å vise i hvilken grad informasjonsvariablene i Z_t faktisk predikerer Oslo Børs samt hvorvidt flerfaktor modellen (15) - (17) er velspesifisert gitt dataene i Oslo.

For dette formålet brukes totalindeksen på Oslo Børs (TOTX) samt ti størrelsessorterte porteføljer (Decile 1 til og med Decile 10, hvor Decile 1 porteføljen inneholder de 10% største selskapene ved begynnelsen av hver måned). Merk at siden ingen av disse aksjeporteføljene forvaltes aktivt, skal benchmark alpha for hver portefølje være lik null for at flerfaktormodellen skal kunne sies å gi en empirisk god representasjon av Oslo Børs.

Tabell 3.13 viser at informasjonssettet Z_t gir en viss prediksjon av Oslo Børs indeksen. Den justerte forklaringskoeffisienten R² er ca. 7.0 prosent med en p-verdi på 0.032. P-verdien indikerer at sannsynligheten for at prediksjonsmodellen faktisk ikke har forklaringsverdi er 3.2%, hvilket er godt under et normalt signifikans-krav på 5%. En lignende konklusjon gjelder for de største Decile porteføljene, mens porteføljene med de minste aksjene bare i mindre grad er predikerbare. Siden aksjefondene tenderer å holde de største og mest likvide aksjene på Oslo Børs er det derfor fornuftig å benytte Z_t i estimeringen av performance.

Tabell 3.14 viser benchmark alpha for TOTX og Decile 1 tom Decile 10. Tabellen viser to Alpha-estimater, ett basert på tidsvarierende betaer ([alpha]^_p ) og ett basert på antagelsen om konstante betaer (^[alpha]*_p ). Videre inneholder tabellen beta-estimatene under antagelsen om konstante betaer, samt, i siste kolonne, en [chi]² test statistikk for modellens goodness-of-fit eller forklaringsevne. Som forklart i Seksjon 4.2 er denne test statistikken også nyttig for å teste hvorvidt antagelsen om konstante betaer forkastes av dataene, hvilket de ikke gjør for noen av de 11 portføljene.

Ser en på TOTX porteføljen, så viser det seg at både dxmsci og rnibor er signifikante risikofaktorer for denne markedsindeksen. Ser en på Decile porteføljene, er dxmsc i typisk signifikant, mens rnibor og dterm veksler i betyding for den enkelte portefølje.

Med unntak av Decile 10 (porteføljen med de minste aksjene) er ingen av benchmark alpha estimatene i tabellen signifikante på et 5% nivå. Videre er estimatene i seg selv små. Dette betyr at likevektsmodellen som ligger til grunn for estimeringen av benchmark alpha for aksjefondene på Oslo Børs fungerer tilfredsstillende for vårt formål.

3.4.5.3 Performance målt ved benchmark alpha

Tabell 3.15 viser benchmark alpha estimatene for utvalget på syv aksjefonds, samt for en verdiveiet portefølje av de syv fondene. Verdiene for R² i siste kolonne er av samme størrelsesorden som for totalindeksen TOTX og Decile porteføljene i forrige tabell, hvilket betyr at [alpha]_p -estimatene ikke er særlig sensitive til hvorvidt en antar tidsvarierende eller konstante beta-verdier.

Aksjefondene viser liten tendens til positiv alpha. Av alpha-verdiene som antar tidsvarierende betaer (dvs. [alpha]^ _p ) har kun ett av de syv fondene (AVEM) en alpha som er signifikant forskjellig fra null på et 5% nivå eller bedre (p-verdien i parentes er 2.9%). Bildet er enda svakere dersom en benytter alpha-verdiene som antar konstante beta-verdier (dvs. [alpha]^*_p ). Videre er alphaverdien til gjennomsnittsporteføljen ikke signifikant. Disse estimatene støtter mao ikke hypotesen om at fondene i utvalget fra Oslo Børs genererer positiv risikojustert avkastning.

Det er også slik at alpha-estimatene vist her er noe for høye grunnet survivorship bias. Ikke alle fonds overlever over tid, og siden utvalgskriteriet krever at fondene eksisterte over hele perioden 1985-1992 er fondene til en viss grad vinnere. Den gjennomsnittlige avkastningen til vinnere er høyere enn den gjennomsnittlige avkastningen målt over populasjonen av alle fonds. Det er mulig at denne forskjellen ikke er særlig høy, men den gir en tendens for estimatene i tabell 3.15 til å være for høye. Dette argumentet forsterker konklusjonen over om at fondene ikke genererer en positiv avkastning utover normal kompensasjon for risiko.

3.4.5.4 Performance målt ved porteføljevektsanalyse

Tabell 3.16 viser estimatene på aksjefondenes porteføljevekts-korrelasjon, [Phi]_p, estimert vha systemet (19) to (20). Som forklart over rapporterer fondene sine vekter tre ganger i året. Vi antar derfor at fondene også endrer sine vekter tre ganger i året. Vi måler følgelig kovariansen mellom porteføljevektene i periode t og avkastningsraten over de neste fire månedene (dvs. det benyttes ikke-overlappende data).

Som tabellen viser, har ingen av de syv fondene signifikant kovariansmål på performance. Dette betyr at fondene ikke har evne til å slå markedet. Merk at det betyr også at fondene ikke gjør det dårligere enn markedet før en tar i betraktning fondenes forvaltningshonorarer. Forvaltningshonorarene trekker imidlertid den netto fonds-avkastningen til et nivå under markedet.

3.4.6 Bibliografi til Kapittel 4

Berk, Jonathan, 1995, A critique of size related anomalies, Review of Financial Studies 8, 275-286.

Breeden, Douglas T., Michael R. Gibbons and Robert .H. Litzenberger, 1989, Empirical tests of the consumption-oriented CAPM, Journal of Finance 44, 231-262.

Chen, Nai-Fu, Richard Roll and Stephen A. Ross, 1986, Economic forces and the stock market, Journal of Business 59, 383-403.

Chen, Zhiwu and Peter Knez, 1996, Portfolio performance measurement: Theory and applications, Review of Financial Studies 9, 511-555.

Christopherson, Jon A., Wayen E. Ferson and Debra A. Glassman, 1996, Conditioning manager alphas on economic information: Another look at the persistence of performance, Working paper, School of Business Administration, University of Washington, Washington.

Coggin, T. Daniel, Frank J. Fabozzi and Shafiqur Rahman, 1993, The investment performance of U.S. equity pension fund managers: An empirical investigation, Journal of Finance 48, 1039-1055.

Connor, Gregory and Robert A. Korajczyk, 1995, The arbitrage pricing theory and multifactor models of asset returns, in Robert Jarrow, Vojislav Maksimovic and William T. Ziemba, eds., Finance, Handbooks in Operations Research and Management Science, Vol 9 (North-Holland, Amsterdam).

Cornell, Bradford, 1979, Asymmetric information and portfolio performance measurement, Journal of Financial Economics 7, 381-390.

Eckbo, B. Espen and Jian Liu, 1993, Temporary components of stock prices: New univariate results, Journal of Financial and Quantitative Analysis 28, 161-176.

Eckbo, B. Espen and David C. Smith, 1998, The conditional performance of insider trades, Journal of Finance 53, 467-498.

Evans, Martin D., 1994, Expected returns, time-varying risk and risk premia, Journal of Finance 49, 655-679.

Ferson, Wayne E. and Campbell R. Harvey, 1991, The variation of economic risk premiums, Journal of Political Economy 99, 285-315.

Ferson, Wayne E. and Campbell R. Harvey, 1993, The risk and predictability of international equity market returns, Review of Financial Studies 6, 527-566.

Ferson, Wayne E. and Rudi W. Schadt, 1996, Measuring fund strategy and performance in changing economic conditions, Journal of Finance 51, 425-461.

Ferson, Wayne E. and Robert A. Korajczyk, 1995, Do arbitrage pricing models explain the predictability of stock returns?, Journal of Business 68, 309-349.

Grinblatt, Mark and Sheritan Titman, 1989, Portfolio Performance evaluation: Old issues and new insights, Review of Financial Studies 2, 393-422.

Grinblatt, Mark and Sheridan Titman, 1993, Performance measurement without benchmarks: An examination of mutual fund returns, Journal of Business 66, 47-68.

Grinblatt, Mark and Sheridan Titman, 1995, Performance evaluation, in Robert Jarrow, Vojislav Maksimovic and William T. Ziemba, eds., Finance, Handbooks in Operations Research and Management Science, Vol 9 (North-Holland, Amsterdam).

Hansen, Lars P., 1982, Large sample properties of the generalized method of moments estimators, Econometrica 50, 1029-1054.

Harvey, Campbell, 1991, The world price of covariance risk, Journal of Finance 46, 111-157

Jensen, Michael C., 1968, The performance of mutual funds in the period 1945-1964. Journal of Finance 23, 389-46.

Lehmann, Bruce N. and David M. Modest, 1988, The empirical foundations of the arbitrage pricing theory, Journal of Financial Economics 21, 213-254.

Malkiel, Burton G., 1995, Returns from investing in equity mutual funds 1971 to 1991, Journal of Finance 50, 549-572.

Merton, Robert C., 1973, An intertemporal capital asset pricing model, Econometrica 41, 867-87.

Newey, Whitney K. and Kenneth D. West, 1987, Hypothesis testing with efficient method of moments estimation, International Economic Review 28, 777-787.

Rubinstein, Mark, 1973, A comparative statics analysis of risk premiums, Journal of Business 46, 605-615.

Shanken, Jay., 1990, Intertemporal asset pricing: An empirical investigation, Journal of Econometrics 45, 90-120.

Shanken, Jay, 1992, On estimation of beta-pricing models, Review of Financial Studies 5, 1-33.

Solnik, Bruno, 1993, The performance of international asset allocation strategies using conditioning information, Journal of Empirical Finance 1, 3355.

Treynor, Jack and Kay Mazuy, 1966, Can mutual funds outguess the market? Harvard Business Review 44, 131-136.

White, Hal, 1980, A heteroscedasticity-consistent covariance matrix estimator and a direct test for heteroscedasticity, Econometrica 48, 817-838.

3.5 Norge i en global industri-faktor analyse

3.5.1 Innledning

Dette kapitlet tar utgangspunkt i en norsk investor som ønsker å investere internasjonalt ved hjelp av diverse likvide nasjonale aksjeindekser. 29 To sentrale spørsmål for denne investoren er

• I hvilken grad er avkastningen i de nasjonale indeksene påvirket av endringer i landenes underliggende industrier?

• I hvilken grad drives de respektive indekser også av svingninger i valutakursen mot US dollar?

Det eksisterer idag svært lite systematisk empiri på disse to områdene. For eksempel, en norsk investor som ønsker å diversifisere sin aksjeportefølje ved å investerer i markedsindeksen i Amsterdam vet lite om i hvilken grad endringer i shipping-industrien påvirker portføljen enten det gjelder selskapene notert i Amsterdam eller på Oslo Børs.

Tilsvarende, selv om en forventer intuitivt at endringer i oljepris påvirker de fleste aksjemarkeder, er det lite empirisk grunnlag for å beregne konkret denne påvirkningen. Et slikt empirisk grunnlag er nødvendig for å beregne graden av diversifikasjon som oppnås ved en internasjonal portfølje. Videre vil en slik empiri indikere hvilken internasjonal investerings-strategi som kan benyttes for å sikre mot svingninger i enkelte underliggende industrier, som for eksempel grunnet endringer i oljeprisen.

Analysen er motivert ut ifra følgende tre velkjente fakta:

1. Parvise aksjekurs-korrelasjoner mellom børsindeksene i sentrale vestlige land er overraskende lave, typisk i området 0.2 til 0.3. 30

2. Det er også stor forskjell i totalvariasjonen i de respektive aksjeindeksene.

3. Svingninger i indeksverdiene forklares bare i liten grad av endringer i landenes makroøkonomiske variable (som for eksempel nivået på sysselsetting, import-eksport balansen, og rentefaktorer).

Samtidig vet vi også at det enkelte lands økonomier i forskjellig grad består av forskjellige industri-sektorer som alle har sine idiosynkratiske svingninger. Endringer i shipping-sektoren eller i oljeprisen påvirker for eksempel land som Norge, USA og Nederland på forskjellige måter, fordi shipping og olje inngår på ulikt vis i de respektive lands industriporteføljer. I den påfølgende analysen estimeres disse forskjellene direkte.

Analysen deler landenes økonomier inn i syv store sektorer:

• Finans (finansielle institusjoner inklusive forsikrings- og eiendomsselskaper og meglerselskaper).

• Olje (råolje, oljeprodukter, raffinering).

• Elektrisitet (elektrisitet-, gass-, og teleselskaper).

• Transport (luft-, land-, og vanntransport inklusive flyplasser, havner og togstasjoner).

• Konsumvarer (tjenester og varige goder, grossist- og detaljledd, inklusive mat og jordbruk).

• Kapitalvarer (produsentleddet av maskiner; biler, lastebiler, busser, tog, fly, våpenindustri, kommunikasjonsutstyr, jordbruksmaskiner, verktøy, instrumenter).

• Diverse (metallutvinning, bygg og anlegg, skogbruk, papirmasse).

Ved hjelp av regresjoner genereres verdens-indekser for hver av disse syv sektorene. Deretter estimeres sensitiviteten eller eksponeringen til det enkelte lands børsindeks overfor svingninger i de syv sektor-indeksene samt dollarkursen. Nettopp disse sensitivitetene kan brukes til å generere internasjonale porteføljer som har en ønsket risikoprofil, som for eksempel delvis sikring (lav-eksponering) mot oljeprisrisiko.

3.5.2 Landenes gjennomsnittlige avkastning og volatilitet

Analysen benytter daglige noteringer for aksjepris-indekser konstruert for 24 industrialiserte land. Indeksverdiene publiseres daglig i Financial Times (FT) under tittelen FT Actuaries/Goldman Sachs International Indexes. Disse indeksene består kun av de mest likvide (og analyserte) aksjene innen hvert land. Merk også at den påfølgende analysen kun benytter seg av avkastningsraten for indeksene som helhet, og ikke avkastningen til hver enkelt aksje i indeksen, hvilket letter dataarbeidet.

Utvalgsperioden er 04/88 - 03/91, dvs. tre år med daglige observasjoner. I denne perioden var det totalt 770 dager hvor aksjemarkedet var åpent for handel i minst ett av de 24 landene. Mens utvalgsperioden ekskluderer børskrakket i oktober 1987, er minikrakket i oktober 1989 samt virkningene av krigen i Kuwait inkludert.

Den relativt korte utvalgsperioden er neppe et problem da internasjonale industristrukturer, som brukes i estimeringen, kun er stabile over kortere perioder. Estimatene er ment å illustrere nyttige empiriske relasjoner. Praktisk implementering i investeringsøyemed krever en periodisk oppdatering og reestimering av de strukturelle relasjoner før de endelige porteføljebeslutninger tas.

Tabell 3.17 viser gjennomsnittlig årlig avkastningsrater og avkastningens standardavvik for de 24 indeksene i FT-databasen. Alle indeksene omformes til US dollar før den prosentvise endringen beregnes. Dividende-betalinger er ikke oppgitt i FT og er derfor ekskludert. 31 Beregningen av avkastningen kan da uttrykkes som følger. La P_j,t være indeksverdien til land j ved slutten av dag t, uttrykt i j 's egen valuta. Den daglige dollar-denominerte avkastningsraten, R_{j, t} , er da gitt ved

• R_{j, t} = [ P_{j, t} X ($ / j )_t ] [ P_{j, t-1} X ($ / j )_{t - 1} ] 1 (22)

hvor X ($ / j )_t er spot valuta-kursen (dollar pr. j 's valuta) i dag t . Den gjennomsnittlige årlige avkastningen vist i tabellen er da gitt ved

• R^a_j = [ 1/N [Sigma]^N_t=1 R_j,t ] N/3 (23)

hvor N er antall daglige avkastningsobservasjoner for indeks j over hele treårsperioden. Tilsvarende, dersom S j er det daglige standardavviket for j's indeks, beregnes standardavviket av den årlige avkastningen ved

• S^a_j = S_j [ N/3]^1/2 (24)

Tabell 3.17 viser store forskjeller i gjennomsnittlig avkastning og volatilitet på tvers av landenes indekser. Canada har den laveste volatiliteten (9.97%) mens Syd-Afrika har den høyeste (30.3%). Mexico og Hong Kong er høy-risiko markeder (hhv 24.35% og 24.85%) mens Nederland og USA har relativt lav volatilitet (hhv 14.61% og 14.37%). Norge er her et gjennomsnittsland med en volatilitet på 20.95%, hvilket er nærme 24-indeks gjennomsnittet på 19.42%.

Forskjellene i volatilitet mellom landene skyldes delvis at noen indekser er mer diversifisert (representerer flere aksjer) enn andre. Det er en tendens for større markeder å ha lavere gjennomsnittlig volatilitet. Imidlertid er det også stor forskjell mellom landenens industri-struktur, hvilket er fokus for den videre analysen.

3.5.3 Konstruksjon av globale industri-faktorer

Hver aksje i hvert lands indeks tilhører en av de syv industri-sektorene vist over. La W_{i j} være andelen av indeks j's totale markedsverdi som på tidspunkt t utgjøres av selskaper i sektor i , i = 1, ..., 7, slik at i [Sigma]_iW _{i j}= 1. Vi kan nå uttrykke en indeks' avkastningsrate i periode t , R_{j, t} , som en regresjonsfunksjon hvor forklaringsfaktorene er vektene i hver av de syv industri-sektorene samt et ledd e_{j t} som representerer den delen av j 's avkastning som ikke kan forklares vha vektene W_{j t} :

• R_{j t} = I_{1 t} W_{1 j} + I_{2 t} W_{2 j} + + I_{7 t} W_{7 j} + e_{j t} , j = 1, ..., 24 (25)

I denne regresjonen kan koeffisient-estimatene I_{i t}, i = 1 ,..., 7 tolkes som verdien på en global industri-faktor for sektor i i periode t . Ved å gjenta estimeringen av denne tversnitts-regresjonen hver dag i utvalgsperioden, genereres en tids-serie for hver av disse syv globale industri-faktorene. Estimeringen benytter ordinær minste kvadraters metode.

Siden vektene W_{i j} i regresjonen summerer til 1 må regresjonen omformes før den kan estimeres (grunnet perfekt multikollinearitet). Merk at siden W_7j = 1 - W_{1 j} - ... - W_{6 j} kan regresjonen omskrives som

• R_{j t} = I_{j 7} + ( I_{1 t} - I_{7 j} ) W_{1 j} + ( I_{2 t} - I_{7 j} ) W_{2 j} + ... + ( I_{6 t} - I_{7 j} ) W_{6 j} + e_{j t} (26)

Den endelige regresjonsformen er da gitt ved

• R_{j t} = b_{0 t} + b_{1 t} W_{1 j} + ... + b_{6 t} W_{6 j} + e_{j t} (27)

hvor de daglige avkastningsratene for de globale industri-faktorene er gitt ved 32

• I_{7 t} = b_{0 t} og I_{i t} = b_{0 t} + b_{i t} , i = 1, ..., 6 (28)

Tabell 3.18 viser nøkkeltall som tidsserie-gjennomsnitt, standardavvik og korrelasjonskoeffisienter for de estimerte verdiene av I_i for hver av de syv industri sektorene. Merk at disse estimatene er generert ved minste kvadraters metode hvilket effektivt betyr at hvert lands indeks veier likt i estimeringen. En kunne også ha tenkt seg å verdiveie landenes indekser, hvilket selvsagt ville gi små nasjoner som Norge og Sverige mindre innflytelse over estimatene. Hvilken vekting som er ønskelig avhenger av formålet med analysen. 33 Her diskuteres kun resultater under likevektsantagelsen.

Det faktum at små skipsfartsnasjoner som Norge, Nederland og Hong Kong gis likevekt i estimeringen forklarer muligens hvorfor transportsektoren har en overraskende høy gjennomsnittlig avkastning. Videre ser en at Finans og Elektrisitet har negativ gj.sn. avkastning, muligens som en refleksjon av bankkriser i flere land og synkende energipriser opp til krigen i Kuwait. Det relativt høye standardavviket til Elektrisitets-sektoren er imidlertid overraskende da denne sektoren er vanligvis oppfattet som relativt stabil.

Fortegnet på korrelasjonskoeffisientene i Tabell 3.18 er ofte intuitive. For eksempel tenderer transportsektoren å gå dårlig i perioder hvor olje-sektoren gjør det relativt bra, hvilket stemmer bra med erfaringen fra norsk skipsfart. Finans-sektoren er negativt korrelert med Elektrisitet, hvilket til en viss grad skyldes at Elektrisitets-selskaper ofte har høy grad av obligasjonsfinansiering. Det er mulig at finansselskaper tenderer å tjene bra i perioder med høye renter mens elektrisitets-selskapene da er presset av høye rentekostnader.

I den følgende analysen benyttes tidsserien av globale industri-faktorer samt valutakursen mot dollar til å forklare variasjonen i hvert enkelt lands aksjeindeks. Dvs. vi ønsker svar på i hvilken grad de globale industri-faktorene driver det norske aksjemarkedet. Merk at i denne analysen ekskluderes Norges indeks fra estimeringen av de globale industri-faktorene I_it for Norge. Tilsvarende eksluderes Sveriges innflytelse på estimeringen av I_{i t} når en analyserer hvordan de globale industri-faktorene driver det svenske aksjemarkedet. Resulatet er et sett av I_{i t} serier (som hver kunne gi opphav til en tabell som 3.18) for hvert av de 24 landene. Industri-faktorene som benyttes i analysen rendyrker følgelig den utenlandske påvirkningen av de innenlandske aksjemarkeder.

3.5.4 Globale industri-faktorer i nasjonale aksjemarkeder

Vi ønsker å forklare den daglige tidsserievariasjonen i hver av de nasjonale aksjeindeksers dollar-denominerte avkastningsrater vha de syv globale industrifaktorene samt den daglige endringen i valutakursen mot US dollar. Dette gjøres ved følgende tidsserie-regresjon for hvert land j :

• R_{j t} = b_{j 1} I_{1 t}^-j + ... + b_{j 7} I_{7 t}^-j + b_{j 8} D_{M t} + b_{j 9} Z ( j / $)_t + [epsi]_{j t}, t = 1, ..., T (29)

Her er de globale industri-faktorene I_{i t} merket - j for å minne om at de er estimert eksklusive indeksen for land j . Videre er

• Z ( j / $)_t [equiv] [ X ( j / $)_t / X ( j / $)_t-1 ] - 1,

dvs. den relative endringen i land j's valutakurs mot dollar. Regresjonsmodellen inkluderer også en binær variabel D_{M t} som har verdi én når t er en mandag og null ellers. Sistnevnte kontrollerer for det faktum at R_jt er en tredagers avkastning når t er en mandag. Der er velkjent at flere nasjonale markeder er karakterisert ved at fordelingen over mandags-avkastningen skiller seg noe fra fordelingen for de andre ukedagene. 34

Tabell 3.19 viser klart at både de globale industri-faktorene og dollarkursen forklarer en signifikant del av tidsvariasjonen i hvert lands aksjeindeks. Regresjonen forklarer mer enn 50% av totalvariasjonen i de nasjonale indeksene for ni av 24 land, mens forklaringsgraden er minst 30% for 21 land. Dette er meget sterkt gitt at vi her opererer med daglige prisvariasjoner. Det er klart at de syv globale industri-faktorene samt endringen i valutakurs har en fundamental målbar innvirkning på de nasjonale børsindeksene. Separat analyse viser også at de globale industri-faktorene har en statistisk sterkere innvirkning enn endringen i valutakursen. Siden hvert lands regresjon ekskluderer landets egen indeks i konstruksjonen av de globale faktorene, vitner disse resultatene om en sterk internasjonal økonomisk integrasjon. Internasjonale industrielle prissjokk sender sjokkbølger gjennom aksjemarkedene i alle land med en styrke som avhenger av landenes interne industristruktur.

Den globale finans-sektoren har en sterk og positiv innvirkning på alle de 24 landene bortsett fra Canada. Dette reflekterer betydningen av finansinstitusjoner i de nasjonale aksjemarkedene, spesielt for land som Belgia, Spania og Østerrike som alle har t-verdier i overkant av 10.0. Olje-sektoren er av kun marginal betydning for 15 av de 24 landene, med sterkest positiv innvirkning på Canada, Nederland og Norge.

Elektrisitet-sektoren har en mer utbredt innvirkning på de nasjonale indekser enn oljesektoren. Dette skyldes at de fleste land har store teleselskaper notert på børs. Aksjene i elektrisitets-selskaper er typisk kjent for å være spesielt sensitive til endringer i renten. Resultatene i tabell 3.19 for elektrisitetssektoren skyldes derfor muligens en underliggende global rentefaktor.

Transport-sektoren er av blandet betydning med t-verdier som overstiger 3.0 i syv land, inklusive Norge. Transportsektoren er av betydning for andre typisk maritime land som Hong Kong, Malaysia og Singapore, mens den er kanskje overraskende svak i Nederland. Sektoren for Konsumentvarer er sterkt representert i alle land, bortsett fra Mexico og Syd-Afrika. Mye av den innenlandske produksjon ligger i denne sektoren, samtidig som sektoren er preget av høy internasjonal konkurranse og relativt lave tollbarrierer. Det er følgelig en sterk grad av internasjonal samvariasjon i denne sektoren.

Kapitalvare-sektoren er også signifikant for de fleste land, men med koeffisientverdier som er typisk under det halve av verdiene for konsumentvare-sektoren. Landene med sterkest påvirkning fra den globale kapitalvare-sektoren er Sveits, Sverige, Danmark, Nederland, Belgia, Irland og Frankrike. Land med liten innvirkning fra denne sektoren er Australia, Hong Kong, Malaysia, Mexico og New Zealand.

3.5.5 Kort om implikasjoner for porteføljevalg i Norge

Seks av de syv globale sektorene i tabell 3.19 har en signifikant innvirkning på Norges børsindeks. Unntaket er elektrisitets-sektoren som er relativt lite sensitiv til utenlandsk påvirkning delvis på grunn av utbredte lokalmonopoler i produksjonen av vannkraft og relativt lokal konkurranse innen elektrisitetsdistribusjon. Relativt til andre land er Norges børsindeks spesielt sensitiv til variasjoner i den globale oljesektoren, og vi ligger relativt høyt også i transport- og kapitalvarer.

Estimatene i tabell 3.19 indikerer i hvilken grad investeringer i de respektive nasjonale (og likvide) indekser vil tendere å øke eller å redusere den industri-eksponering som en norsk investor allerede er utsatt for ved å holde den norske indeksen. For eksempel vil en spredning av portføljen mot den engelske indeksen senke total-eksponeringen fra transportsektoren. Imidlertid forsterker som indikert en investering i England den norske investorens eksponering til svingninger i oljeprisen.

En portføljeforvalter kan generelt benytte estimatene i tabell 3.19 til å bedømme i hvilken grad en gitt internasjonal aksjeportefølje har høy eller lav eksponering mot hver av de syv industri-sektorene. En systematisk utnyttelse av estimatene på denne måten krever i tillegg optimeringsrutiner hvor en maksimerer forventet avkastning for lavest mulig risiko, gitt beskrankninger på totaleksponering innen hver sektor. Optimeringsrutinen vil da levere et sett av portføljevekter som forvalteren vil kunne benytte i sin investeriungsstrategi.

3.5.6 Bibliografi til Kapittel 5

Asprem, Mads, 1989, Stock prices, asset portfolios and macroeconomic variables in ten European countries, Journal of Banking and Finance 13, 589-612.

Bailey, Warren, 1990, US money supply announcements and Pacific rim stock markets: Evidence and implications, Journal of International Money and Finance 9, 344-356.

Bailey, Warren and René Stulz, 1990, Benefits of international diversification: The case of Pacific basin stock markets, Journal of Portfolio Management Summer, 57-61.

Chen, Nai-Fu, Richard Roll and Stephen A. Ross, 1986, Economic forces and the stock market, Journal of Business 59, 383-403.

Connor, Gregory and Robert A. Korajczyk, 1995, The arbitrage pricing theory and multifactor models of asset returns, in Robert Jarrow, Vojislav Maksimovic and William T. Ziemba, eds., Finance, Handbooks in Operations Research and Management Science, Vol 9 (North-Holland, Amsterdam).

Dwyer, Gerald P., Jr. and R.W. Hafer, 1988, Are national stock markets linked? Federal reserve Bank of St. Louis Review November/December, 3-14.

Ferson, Wayne E. and Campbell R. Harvey, 1991, The variation of economic risk premiums, Journal of Political Economy 99, 285-315.

Ferson, Wayne E. and Campbell R. Harvey, 1993, The risk and predictability of international equity market returns, Review of Financial Studies 6, 527-566.

Ferson, W.E. and C.R. Harvey, 1994, Sources of risk and expected returns in global equity markets, Journal of Banking and Finance 18, 775-803.

Grinold, Richard, Andrew Rudd, and Dan Stefek, 1989, Global Factors: Fact or fiction? Journal of Portfolio Management Fall, 79-88.

Harvey, Campbell, 1991, The world price of covariance risk, Journal of Finance 46, 111-157 Lessard, Donald R., 1974, World, national, and industry factors in equity returns, Journal of Finance 29, 379-391.

Merton, Robert C., 1973, An intertemporal capital asset pricing model, Econometrica 41, 867-87.

Roll, Richard, 1989, Price volatility, international market links, and their implications for regulatory prices, Journal of Financial Services Research 3, 211-246.

Roll, Richard, 1992, Industrial structure and the comparative behavior of international stock market indexes, Journal of Finance 47, 3-41.

Ross, S., 1976, The arbitrage theory of capital market asset pricing, Journal of Economic Theory 13, 341-360.

Solnik, Bruno, 1993, The performance of international asset allocation strategies using conditioning information, Journal of Empirical Finance 1, 33-55.