Afkast og risiko ved aktieinvesteringer på kort og lang sigt

Nielsen, Steen; Risager, Ole Working Paper Afkast og risiko ved aktieinvesteringer pa kort og lang sigt Working paper, No. 2-2001 Provided in Cooperation with: Department of Economics, Copenhagen Business School (CBS) Suggested Citation: Nielsen, Steen; Risager, Ole (2001) : Afkast og risiko ved aktieinvesteringer pa kort og lang sigt, Working paper, No. 2-2001, Copenhagen Business School (CBS), Department of Economics, Frederiksberg, https://hdl.handle.net/10398/7512 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/208442 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. Sie dürfen die Dokumente nicht für öffentliche oder kommerzielle Zwecke vervielfältigen, öffentlich ausstellen, öffentlich zugänglich machen, vertreiben oder anderweitig nutzen. Sofern die Verfasser die Dokumente unter Open-Content-Lizenzen (insbesondere CC-Lizenzen) zur Verfügung gestellt haben sollten, gelten abweichend von diesen Nutzungsbedingungen die in der dort genannten Lizenz gewährten Nutzungsrechte. Terms of use: Documents in EconStor may be saved and copied for your personal and scholarly purposes. You are not to copy documents for public or commercial purposes, to exhibit the documents publicly, to make them publicly available on the internet, or to distribute or otherwise use the documents in public. If the documents have been made available under an Open Content Licence (especially Creative Commons Licences), you may exercise further usage rights as specified in the indicated licence. https://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/3.0/ Institut for Nationaløkonomi Handelshøjskolen i København Working paper 2-2001 AFKAST OG RISIKO VED AKTIEINVESTERINGER PÅ KORT OG LANG SIGT Steen Nielsen Ole Risager Department of Economics - Copenhagen Business School Solbjerg Plads 3, DK-2000 Frederiksberg * Indholdet af dette papir er præsenteret på et møde for investeringschefer i danske pensionskasser hos JØP, i Nationalbankens studiekreds, på Arne Ryde-workshoppen ved Lunds Universitet samt i seminarrækken på Department of Economics, George Washington University, Washington D.C. En særlig tak for konstruktive kommentarer rettes til Eric Bentzen, Michael Bradley, Hugo Frey Jensen, Don O. Parsons, Jens Thomsen og Erik Veedfald. Vi er naturligvis eneansvarlige for indholdet. Statens Samfundsvidenskabelige Forskningsråd takkes for finansiel støtte. Tak til Christoffer Koch Sørensen for forskningsassistance. Endelig version: Februar, 2001 Afkast og risiko ved aktieinvesteringer på kort og lang sigt* Steen Nielsen og Ole Risager Institut for Nationaløkonomi Handelshøjskolen i København Solbjerg Plads 3, 5. DK-2000 Frederiksberg Tlf. 3815 3815 E-mail: [email protected] og [email protected] Sammendrag: Dette papir beskriver afkast og risici ved investering i det danske aktiemarked over en lang historisk periode. Det er almindeligt kendt, at aktier giver et højt gennemsnitligt afkast sammenlignet med obligationer mod til gengæld at være mere risikable på kort sigt. Derimod er det mere kontroversielt, om risikoen ved langsigtede aktieinvesteringer stiger fuldt ud ligeså meget som det forventede afkast. Papiret indeholder resultater, der viser, at gode aktieår i Danmark har tendens til at efterfølges af dårlige år og omvendt. På grund af denne tendens til mean reversion er aktieinvestering gunstigere for en investor med lang horisont end for én med kort horisont. Mean reversion-fænomenet er desuden mere udpræget i Danmark end i f. eks. USA. 1 1 At man ikke nødvendigvis kan drage denne slutning understreges eksempelvis af Cecchetti, Lam og Mark (1990). 1. Indledning Formålet med dette papir er at give et oversigtsbillede af afkast og risici ved investering i danske aktier over en lang historisk periode. Da debatten især har fokuseret på risikoen (defineret ved standardafvigelse/varians på afkast) ved langsigtede kontra kortsigtede investeringer vil papiret særligt koncentrere sig om dette tema, der herhjemme først blev taget op af Christiansen og Lystbæk (1994). Det skyldes også, at afkastforholdene er rimeligt veldokumenterede og mindre kontroversielle. Eksempelvis har alle undersøgelser fundet, at markedsporteføljen af danske såvel som udenlandske aktier over lange historiske perioder har givet et højere gennemsnitligt afkast end andre placeringer som f.eks. obligationer, hvilket naturligvis ikke udelukker perioder med højere afkast på obligationer end på aktier. Der er også bred enighed om, at aktier på kort sigt er meget mere risikable end obligationer og at merafkastet derfor blandt andet afspejler en risikopræmie. Det kontroversielle vedrører risikoen ved langsigtede placeringer. Spørgsmålet er om en veldiversificeret aktieportefølje er ligeså risikabel på lang sigt som på kort sigt eller om risikoen i forhold til forventet afkast aftager med investeringshorisonten? I relation til denne problematik findes der både i den danske og internationale debat to opfattelser. På den ene side er der dem der mener, at aktieafkast er tidsmæssigt uafhængige. Dette bygger ofte på en opfattelse af, at aktiemarkedet er efficient (aktiekurserne afspejler rationelt den aktuelle information) og at ny information om virksomhederne er uafhængig af aktiekurserne. Konsekvensen af uafhængige afkast er, at det højere afkast, der kan opnås ved en længere investeringsperiode, udlignes af større risiko, således at langsigtet investering ikke har gunstigere afkast i forhold til risiko end kortsigtet investering. På den anden side høres ofte den indvending, at dårlige år på aktiemarkedet sædvanligvis efterfølges af gode år og vice versa, hvilket fører til, at aktieinvestering er mindre risikabel på lang end på kort sigt. Denne vurdering baseres altså på, at aktieafkast ikke er uafhængige men derimod negativt seriekorrelerede. Dette fænomen kaldes i den engelsksprogede litteratur mean reversion, hvilket henviser til, at ekstreme aktiekurser har tendens til at blive trukket tilbage mod normale tilstande. Ofte tolkes denne type resultater i retning af markedsinefficiens.1 F.eks. kan det være udtryk for, at aktiekurserne i kortere perioder systematisk afviger fra deres fundamentale værdier. Det kan skyldes “hysteriske” overreaktioner, modestrømninger og irrationelle forventninger. Papiret indeholder nye resultater, der har betydning for debatten om afkast og risiko ved aktieinvestering på kort og lang sigt. Afsnit 2 beskriver de danske data og modellerne for 2 2 Aktieafkastene i nærværende studium er offentliggjort i Nielsen og Risager (2000). Heri findes endvidere en beskrivelse og dokumentation af aktieafkastene og andre historiske tidsserier for Danmark. Data kan fås i elektronisk form ved henvendelse til forfatterne. 3 Sharpe-ratio (gennemsnitligt afkast divideret med standardafvigelse) for de nominelle afkast er klart mindre i perioden efter 1983. aktieafkast. I afsnit 3 testes formelt, om der er mean reversion på det danske marked. Afsnit 4 refererer beslægtede danske undersøgelser, medens afsnit 5 konkluderer. 2. Afkast og risiko: Et overblik Dette afsnit giver et overbliksbillede over afkast og risiko ved aktieinvesteringer i Danmark. Vi fokuserer både på det korte sigt, defineret som en tidshorisont på 1 år, og på det mellemlange og lange sigt, defineret ved 5, 10 og 20 års investeringshorisonter. Data dækker perioden fra 1922 til 1999 og omfatter i hele perioden 60-70 % af den samlede markedsværdi, hvorfor aktieafkastene er repræsentative for markedsporteføljen2. Det 1-årige afkast består af to komponenter, nemlig udbytteafkast og kapitalgevinst begge opgjort før skat. Da det er mest hensigtsmæssigt at operere med logaritmiske afkast, vil vi gennem hele papiret måle det 1-årige afkast som logaritmen til 1 plus det årlige afkast, hvilket er det mest almindelige i litteraturen og uden betydning for konklusionerne. Analogt hertil defineres eksempelvis det 5-årige afkast som logaritmen til den formue, man har opnået ved at holde en aktieportefølje i 5 år og løbende geninvestere udbyttet. I papiret anvendes overlappende afkast, således at eksempelvis det første 5-årige afkast dækker perioden ultimo 1921 til ultimo 1926, dvs. årene 1922-26. Det næste dækker perioden ultimo 1922 til ultimo 1927, d.v.s. årene 1923-27 etc. Vi skelner mellem nominelle og reale afkast, hvor de sidste er renset for udviklingen i forbrugerprisindekset, se Nielsen og Risager (1999) for en nærmere beskrivelse af definitioner og data. 2.1 Om afkast og risikoen for at tabe penge på kort og lang sigt Selvom det naturligvis er det reale afkast, der er af størst interesse ud fra en økonomisk synsvinkel, kan der alligevel være grund til meget kort at beskrive udviklingen i det nominelle afkast på markedet. Det 1-årige nominelle afkast er vist i Figur 1. Det gennemsnitlige 1-årige logafkast er på 9,3% over perioden 1922-1999. Men figuren viser også, at markedsafkastet har udvist en stigende trend forsåvidt som det gennemsnitlige afkast klart er steget hen mod slutningen af perioden. Desuden er det tydeligt, at volatiliteten er vokset. Så selvom aktiemarkedet altid har været meget risikabelt på kort sigt, ser det altså ud til, at det i nyere tid er blevet endnu mere volatilt3. I den forbindelse er det interessant at notere, at ud af de 78 år, der er illustreret i Figur 3 1, er der 23 år med negativt afkast. Det svarer til en andel på godt 29 %. Fig. 1 Medens investorer altså ofte har tabt penge på kortsigtede aktieinvesteringer, er billedet noget anderledes, når man ser på længerevarende placeringer. I tilfældet med 5-årige investeringer viser Figur 2, at afkastet kun har været negativt én gang i denne lange periode. Det var ved en investering ultimo 1927, dvs. i årene 1928-32, der dækker over perioden med et af de største finansielle kollaps nogensinde, nemlig Wall Street krakket og den verdensomspændende børskrise. Opgjort pro anno var det logaritmiske 5-årige afkast ultimo 1927 på -0.8%, hvilket trods alt må siges at være et beskedent tab. I et 10-årigt perspektiv har markedet aldrig givet et negativt nominelt afkast, se Figur 3. Ikke overraskende gælder denne konklusion også for 20-årige aktieinvesteringer. Investorer, der har haft en tidshorisont på mere end 5 år og som har investeret i markedsporteføljen af aktier, har altså aldrig tabt penge på investeringerne. Fig. 2 Fig. 3 Lad os dernæst se på aktiemarkedets reale afkast. Vi begynder med det 1-årige afkast og kan i den forbindelse konstatere, at markedsporteføljen i 30 ud af 78 tilfælde har givet et negativt årligt realafkast, hvilket svarer til godt og vel en tredjedel af perioden, se tabel 1. Det værste år er 1974, hvor afkastet er på - 32,7%. Det skyldes dels, at aktiemarkedet klarede sig meget dårligt i 1974 (grundet store udenlandske råvareprisstigninger og markante indenlandske lønstigninger) og dels en relativt høj inflation, der i sig selv reducerer den reale forrentning. Blandt de 5-årige aktieafkast har 14 ud af 74 været negative, hvilket altså svarer til et negativt resultat i 19% af tilfældene. 10-årige aktieinvesteringer har kun i 3 ud af 69 tilfælde givet et negativt realafkast. Det var ultimo 1938, 1961 og 1972. I ingen af disse år var tabene dog særligt store - de var alle mindre end 1% pro anno. Det betyder altså, at det reale formuetab har været på mindre end 10%. Bemærk også, at den 10-årige investering foretaget ultimo 1973 (indeholdende katastrofeåret 1974) ikke er med blandt de negative langsigtsinvesteringer. Investorer, der valgte at bibeholde aktierne på trods af det elendige 1974, endte med en realforrentning på ikke mindre end 7,1% pro anno. Endelig skal det nævnes, at der ikke kan registreres negative afkast for 20- 4 årige investeringer. Det betyder altså, at langsigtede investorer, der begyndte at spare op i markedsporteføljen i et hvilket som helst år mellem 1924 og 1978, alle har oplevet en positiv realvækst i aktieporteføljens værdi. Den gennemsnitlige reale bruttoforrentning for de lange investeringer har været ganske pæn, nemlig på 4,3% pro anno spændende over intervallet (0,8%;10,9%). Bemærk, at for pensionskasser er denne forrentning også den reale efter-skatforrentning, da de gennem hele perioden har været friholdt for skat på aktieafkast. Tabel 1. Antal gange det k-årige afkast har været negativt1), 1922-99 k Antal negative real afkast (antal observationer) Faktiske andel (%) Forventet andel under R.W. (%) Dårligste år (pro-anno afkast) Normal Empirisk 1-årige aktieafkast 30 (78) 38 % 38 % 38 % Ultimo 1973 (-32,7 %) 5-årige aktieafkast 14 (74) 19 % 25 % 26 % Ultimo 1973 (-6,1 %) 10-årige aktieafkast 3 (69) 4 % 17 % 17 % Ultimo 1972 (-0,6 %) 20-årige aktieafkast 0 (59) 0 % 8 % 8 % Ultimo 1959 (+0,8 %) 1) Tallene refererer her til markedsporteføljen af aktier Disse iagttagelser tyder på, at investering i markedsporteføljen er mindre risikabel på lang sigt end på kort sigt. Der er altså en tendens til, at markedet efter nogle voldsomme nedture eller en række sure år har rettet sig, således at det på sigt ikke er gået så galt. Dette er konsistent med mean reversion-hypotesen, men kan også på det kvalitative plan være konsistent med randomwalk modellen under forudsætning af, at den underliggende vækst/drift i markedet er stærk nok til at opveje tilbageslagene. I det næste afsnit gives en beskrivelse af random-walk modellen. 5 Xt % k'(1%Rt % 1)(1%Rt % 2)@@@ (1%Rt % k) xt % k'rt % 1%rt % 2%... %rt % k rt % 1'µ%åt % 1 E(åt)'0, cov(åt,ås)' 9 0for ts ó 2for t's xt % k'kµ%åt % 1%åt % 2%... %åt % k xt % k'µ%xt % k & 1%åt % k E(xt % k)'kµ, var(xt % k)'kó 2 2.2 Random walk-modellen Det kumulerede aktieafkast, Xt+k, der følger med at investere 1 kr i markedsporteføljen i k perioder og geninvestere udbyttet, er givet ved (1), idet Rt+1 betegner det årlige afkast i periode t+1. Ved at tage logaritmen til (1) fås (2), hvor det noteres at små bogstaver betegner logaritmiske værdier. Det ses, at logaritmen til formuen efter k perioder blot er summen af afkastene i de mellemliggende perioder. Tilsvarende er logaritmen til formuen efter 1 periode lig med periodens afkast. Antag nu at 1-periode afkastet, rt+1, er givet ved en konstant, µ, plus et led, å, der opfører sig som hvid støj, se (3). Det betyder, at det årlige afkast ændrer sig tilfældigt over tiden. Det indebærer, at forventningen til afkastet er konstant og dermed upåvirket af historisk information. Det er altså ligegyldigt om markedet i de foregående år er steget (faldet) kraftigt - det forventede afkast er stadig det samme. Endelig er variansen på 1-periode afkastet lig ó 2, men kan også være tidsvarierende, jvf. senere. (1) (2) (3) Ved at substituere (3) ind i (2) fås (4). V.h.a. (4) er det let at vise, at formuen efter k perioder opfører sig som en random walk med drift i den forstand, at ændringen, xt+k-xt+k-1, er ukorreleret over tid, se (5). Den forventede værdi af k-periode formuen dannet på tidspunkt t er derfor lig k gange det forventede 1-periode afkast, µ, jvf. (6). Under random walk-hypotesen forventes formuen altså at vokse lineært over tiden, medens svingningerne omkring trenden er vilkårlig. Bemærk desuden, at variansen på k-periode formuen vokser lineært med en faktor k. Derimod vokser standardafvigelsen kun med ok, dvs. væsentligt langsommere. (4) (5) (6) 2.3 Om risikoen for at tabe penge ifølge random walk-modellen Da den forventede (logaritmiske) formue ifølge random walk-modellen vokser lineært med tiden, medens standardafvigelsen kun vokser med en faktor, der er lig kvadratroden af tiden, følger det, at trenden bliver den dominerende faktor på lang sigt, medens volatiliteten som regel er 6 4 Bemærk, at sandsynligheden for at have mistet noget af den investerede krone 1 år efter investeringen er påbegyndt svarer til sandsynligheden for at 1-periode afkastet er negativt, dvs. Prob(xt+1<0). 5 Dette betyder dog næppe, at sandsynligheden for et negativt, fremtidigt 20-årigt afkast er præcis nul, men blot at den er meget lille. dominerende på kort sigt. Heraf følger det intuitivt, at sandsynligheden for at tabe penge er aftagende med investeringshorisonten, hvilket på det kvalitative plan er i overensstemmelse med data. Spørgsmålet er dernæst, om random walk-modellen også passer kvantitativt? For at nærme os svaret på dette spørgsmål antages det indledningsvist, at 1-periode afkastet er normalfordelt. Bemærk, at den logaritmiske formulering i princippet tillader 1-periode afkastene at ligge i hele intervallet (-4, +4). Når man ser bort fra de ekstremt gode år 1972 og 1983, kan man statistisk set acceptere normalfordelingsantagelsen. Det gælder derfor, at Prob(xt+1 < 0) er ækvivalent med Prob((xt+1-µ)/ó < -µ/ó).4 For hele stikprøve-perioden er det gennemsnitlige reale, årlige afkast lig 5,55 %, medens standardafvigelsen er 18,01%. På baggrund af disse estimater kan man beregne, hvor ofte markedet ifølge random walk-modellen vil generere negative afkast. Forudsigelsen er, at 38 % af 1-periode afkastene vil være negative, hvilket er i overensstemmelse med virkeligheden, se tabel 1. Ifølge random walk-modellen og normalfordelingsantagelsen er sandsynligheden for at få et negativt k-periode afkast, Prob(xt+k < 0), hvilket er ækvivalent med Prob((xt+k - kµ)/k0.5 ó < -kµ/k0.5 ó). Heraf følger det, at 25% af 5-periode afkastene skal være negative, men dette overstiger den faktiske andel, der er 19%. Random walk-modellen indebærer desuden, at 17% af de 10-årige afkast skal være negative, medens den faktiske andel kun er 4%. Endelig bør hele 8% af de 20-årige afkast være negative, hvilket står i skarp kontrast til, at der endnu aldrig er konstateret tab på denne horisont.5 En afgørende forudsætning bag ovennævnte beregninger er estimatet på Sharpe-ratioen µ/ó, der er lig 0,308. Det er klart, at desto højere afkastet er i.f.t. risikoen, desto større betydning får trenden i.f.t. volatiliteten. Det er derfor vigtigt at nævne, at selv med en Sharpe-ratio, der er 20 % højere, er random walk prædiktionerne for pessimistiske i forhold til de historiske data. Random walk-modellen synes derfor i kombination med normalfordelingsantagelsen at overdrive den langsigtede risiko. Da normalfordelingsantagelsen som nævnt ovenfor ikke helt er opfyldt, er der grund til at se nærmere på betydningen af denne forudsætning. Lad os derfor erstatte den med en antagelse om, at de årlige afkast er fordelt omkring middelværdien på samme måde som i den historiske 13 Det er dog interessant at notere, at en international analyse af 18 lande viser, at der er meget stærk tendens til mean reversion i relative aktieindeks, hvilket vil sige at der er signifikant tendens til at et markeds over-/underperformance efterfølges af det modsatte, se Balvers, Wu og Gilliland (2000). Tabel 4. Ljung-Box Autokorrelation Test af 1-årige reale afkast i Danmark og USA (S&P500)1),2) Danmark USA Forsinkel se (lag) Autokorrelation koefficient S.E. Ljung-Box statistik Autokorrelation koefficient S.E. Ljung-Box statistik 1 -0,262 0,116 5,56[0,02] 0.048 0.093 0.27[0.61] 2 0,025 0,125 5,61[0,06] -0.160 0.093 3.21[0.20] 3 -0,005 0,126 5,61[0,13] 0.096 0.096 4.28[0.23] 4 -0,038 0,126 5,73[0,22] -0.040 0.097 4.47[0.35] 5 -0,093 0,126 6,47[0,26] -0.053 0.097 4.79[0.44] 6 0,072 0,126 6,92[0,33] 0.014 0.097 4.81[0.57] 7 -0,164 0,127 9,29[0,23] 0.139 0.097 7.04[0.42] 8 0,256 0,129 15,15[0,06] -0.109 0.099 8.41[0.39] 9 -0,192 0,135 18,47[0,03] -0.024 0.100 8.47[0.49] 10 0,125 0,141 19,90[0,03] 0.051 0.100 8.77[0.55] 11 0,011 0,146 19,91[0,05] -0.144 0.102 11.14[0.43] 12 -0,071 0,146 20,39[0,06] -0.097 0.102 12.22[0.43] 1) Ljung-Box statistik = , hvor N er antalobservationer i stikprøven, ñ (k) er autokorrelationen med () () NN k Nk k m +− ∑ = 2 2 1 ρ forsinkelse(lag) k. Tallene i firkantede paranteser er sandsynlighedsværdier. 2) Reale afkast for årlige S&P-500. Observationer fra 1872-1986; Kilde: Mills (1993). Det forhold, at L-B testet peger på mean reversion i mere end halvdelen af tilfældene, er ganske stærkt i lyset af, at testet har ringe styrke i små stikprøver, dvs. at der er stor risiko for at konkludere til fordel for en falsk nul-hypotese. For at illustrere dette har vi foretaget følgende eksperiment: Vi har først estimeret en AR(1) proces på de danske tal. Dernæst har denne 14 empiriske model, der udviser negativ seriekorrelation, genereret et antal dataserier, som så efterfølgende er blevet underkastet L-B testet. Når stikprøvestørrelsen er på 1000 afviser L-B testet korrekt random walk. Men når stikprøven er på 75, hvad der svarer til vores stikprøve, konkluderer L-B testet i 42 % af tilfældene, at data er generet af random-walk modellen på trods af, at data er konstrueret med seriekorrelation, se Tabel 5. Tabel 5. Ljung-Box testets styrke ved forskellige stikprøvestørrelser Stikprøvestørrelse Sandsynlighed for accept af H0 1000 200 100 75 50 25 0 5 29 42 52 73 Note: Data er genereret af modellen: rt+1=µá rt+ óå t+1, hvor µ=0,062, á =0,250, ó =0,175, og å t+1 - n.i.d.(0,1). Parametrene er estimeret på danske data, 1922-99. Konklusionen er altså, at L-B testet i gængse stikprøver har en tendens til at konkludere til fordel for random-walk hypotesen, hvilket man bør have in mente i vurderingen af de konklusioner der kan udledes på basis af L-B testet. 4. Andre undersøgelser af danske data Som vist i Figur 1 er afkastenes middelværdi og volatilitet tilsyneladende steget i slutningen af stikprøven. Derfor er det relevant at spørge, om den negative seriekorrelation er robust overfor en modellering af afkastprocessen, der eksplicit tager højde for dette regimeskift. Nielsen og Olesen (1999) estimerer en model, der generaliserer (7) ved at tillade skift mellem regimer med forskellig middelværdi, AR-koefficient og residualvarians. Afkastenes skift mellem regimerne foudsættes at ske stokastisk i henhold til en Markov proces. Den bedste beskrivelse af de danske data fås ved at tillade to regimer og medtage dummy-variable for 1972 og 1983. I denne formulering er modellen velspecificeret ifølge alle gængse tests. Af en analyse af regimernes timing fremgår det, at det første regime med få undtagelser dominerede perioden frem til begyndelsen af 1970erne. I dette regime var middelværdien af de nominelle afkast 5,7% pro anno og standardafvigelsen var 7,5%. Siden 1973 og særligt siden begyndelsen af 1980erne er afkastene med overvejende sandsynlighed genereret af det andet regime. De nominelle afkast i dette regime har en middelværdi på 13,9% og en standardafvigelse 15 på 20,6%. Analysen bekræfter således indtrykket fra Figur 1, nemlig at det nuværende regime har højt afkast og høj volatilitet sammenlignet med perioden før 1970erne. Såvel det gennemsnitlige afkast som volatiliteten er statistisk forskellige i de to regimer. Papiret udvikler desuden tests for førsteordens seriekorrelation. I det seneste regime er korrelationskoefficienten -0,33, hvilket er forskelligt fra nul ved et signifikansniveau på 0,6%. M.a.o. er der endog meget stærk mean reversion i nyere tid. På tværs af regimerne viser det sig, at der er negativ seriekorrelation på 8% signifikansniveau. I sammenligning med resultaterne i det foregående afsnit betyder dette, at seriekorrelationen er lidt svagere for perioden som helhed, når der tillades for regimeskift. Darenhill (1997) og Hansson (1999) undersøger bl.a. også spørgsmålet om mean reversion på basis af Lund (1992)’s danske datasæt, der omfatter 16 store danske virksomheder. Da antallet af observationer trods alt er begrænset, når vi ser på afkast på 5 og 10 års horisonter simuleres afkast v.h.a. bootstrapping (re-sampling). Resultaterne understøtter ifølge forfatterne mean reversion-hypotesen, se også estimaterne af konfidensintervallerne i Figur C3.3 i Hansson (1999). Timmermann (1992) undersøger, om kursgevinsterne, dvs. det årlige afkast ekskl. udbytte, på det danske aktiemarked i perioden 1914-90 opfører sig som en random walk. Timmermann konkluderer, at der er tegn på en “betydelig stationær komponent i kurserne”, dvs. tegn på mean reversion. Vi er ikke bekendt med empiriske undersøgelser af danske data, der forkaster mean reversionhypotesen. 5. Konklusion De eksisterende undersøgelser af det danske aktiemarked understøtter helt eller delvist mean reversion-hypotesen i den forstand, at variansen på afkastene ikke synes at vokse lineært over tiden, hvorfor risikoen i forhold til forventet afkast synes at være aftagende med investeringshorisonten. På 2-årigt sigt er der således en statistisk signifikant afvisning af random walk-modellen og støtte for mean reversion. På de længerevarende horisonter er tendensen i data ligeledes klar, omend man som hovedregel ikke ved konventionelle signifikansniveauer kan afvise random walk-modellen. Med andre ord indebærer en afvisning af random walk-modellen en større risiko end der sædvanligvis tages i videnskabelige undersøgelser, hvor man som oftest arbejder med signifikansniveauer på 5 eller 10%. 16 At random walk-modellen trods alt er vanskelig at afvise, skyldes, at rimeligt efficiente markeder må antages delvist at foruddiskontere betydningen af negativ seriekorrelation og derved bidrage til at svække dette fænomen. Dette trækker i retning af, at der ikke er mean reversion på ultrakort sigt, men på længere horisonter synes denne effekt at aftage i betydning. Når vi ser en tendens til negativ seriekorrelation udover det ultrakorte sigt, kan det fortolkes således, at markedet ofte overreagerer - eller mere blomstrende udtrykt: opfører sig hysterisk. Og dette gælder både når markedet bevæger sig opad og nedad. Sådanne overreaktioner i forhold til aktiernes fundamentale værdi korrigeres efterfølgende, og det er denne korrektionsproces, der formodes, at generere tendensen til mean reversion. Implikationen af mean reversion er, at det for en risikoavers investor vil kunne betale sig at forøge aktieandelen med investeringshorisonten, se Samuelson (1991). Derimod vil det formentlig kun i begrænset omfang være attraktivt at udnytte seriekorrelationen til mere kortsigtede strategier, da det nøjagtige tidspunkt for en korrektion er særdeles vanskeligt at forudsige. Det ser dog ud til at være muligt at udnytte internationale tendenser til at sammensætte gunstige porteføljer, der bygger på ideen om mean reversion, jvf. Balvers, Wu og Gilliland (2000). Referencer Andersen, T.M. og O. Risager (1988) 'Stabilization policies, credibility, and interest rate determination in a small open economy', European Economic Review, 32, pp. 669-79. Balvers, R., Y. Wu og E. Gilliland (2000), 'Mean reversion across national stock markets and parametric contrarian investment strategies ', Journal of Finance (55), pp. 745-72. Cecchetti, S.G., P-S Lam og N.C. Mark (1990), 'Mean reversion in equilibrium asset prices', American Economic Review 80 (3), pp. 398-418. Christiansen, J. og B. Lystbæk (1994) 'Afkast og risiko på aktier og obligationer 1915-1993', Finans/Invest, pp. 10-13. Cochrane, J.H. (1988) 'How big is the random walk in GNP?', Journal of Political Economy 96, pp. 893-920. Darenhill, C. (1997) 'Tidsdiversificering - en empirisk studie av investeringsförhållanden i Sverige och Danmark' MA Thesis, Department of Economics, Lund's Universitet. 17 Hansson, B. (1999) 'Comment' i Macroeconomic Perspectives on the Danish Economy, T.M. Andersen, S.E.H. Jensen og O. Risager (red.), Macmillan, London. Lund, J. (1992) 'Rationelle bobler i de danske aktiekurser 1923-1991 - en empirisk analyse', Nationaløkonomisk Tidsskrift 130, pp. 483-97. Mills, T.C. (1993) ‘The Econometric Modelling of Financial Time Series’, Cambridge University Press. Nielsen, S. og J.O. Olesen (1999) 'Regime-switching stock returns and mean reversion ', working paper, Institut for Nationaløkonomi, Handelshøjskolen i København. Nielsen, S. og O. Risager (1999) 'Macroeconomic perspectives on stock and bond investments in Denmark since the first world war' i Macroeconomic Perspectives on the Danish Economy, T.M. Andersen, S.E.H. Jensen og O. Risager (red.), Macmillan, London. Nielsen, S. og O. Risager (2000), 'Stock returns and bond yields in Denmark, 1922-99', working paper, Institut for Nationaløkonomi, Handelshøjskolen i København. Olesen, J.O. og O. Risager (1999) 'On the predictability of the Danish equity premium', working paper, Handelshøjskolen i København. Poterba, J.M. og L.H. Summers (1988) ‘Mean Reversion in Stock Prices-Evidence and Implications’, Journal of Financial Economics 22, 27-59 Risager, O. (1998) 'Random walk or mean reversion: The Danish stock market since world war I ', EPRU working paper, Institut for Nationaløkonomi, Handelshøjskolen i København. Samuelson, P.A. (1991) 'Long-run risk tolerance when equity returns are mean regressing: Pseudoparadoxes and vindication of “business man’s risk”', i Money, Macroeconomics, and Economic Policy, W.C. Brainard og H.W. Watts (red.), The MIT Press, pp. 181-200. Timmermann, A. (1992), 'Udviklingen i de danske aktiekurser 1914-1990', Nationaløkonomisk Tidsskrift 130, pp. 473-82. Fi g ur 1. 1-åri g e nominelle aktieafkast, 1922-99 -0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 1922 1928 1934 1940 1946 1952 1958 1964 1970 1976 1982 1988 1994 Afkast p.a. Fi g ur 2. 5-åri g e nominelle aktieafkast, 1922-95 -0.05 0.00 0.05 0.10 0.15 0.20 0.25 0.30 0.35 0.40 1922 1928 1934 1940 1946 1952 1958 1964 1970 1976 1982 1988 1994 Afkast p.a. Fi g ur 3. 10-åri g e nominelle aktieafkast, 1922-90 0.00 0.05 0.10 0.15 0.20 0.25 0.30 1922 1927 1932 1937 1942 1947 1952 1957 1962 1967 1972 1977 1982 1987 Afkast p.a.