To know is to grow | CFA Society VBA Netherlands

Z-scores bedrijfstakpensioenfondsen 1999-2003 geanalyseerd

Terug naar laatste publicaties
in VBA Journaal door

Pensioenfondsen scoren in de tweede 5-jaars z-toets aanzienlijk beter; een kritische analyse

 

Introductie

Alle bedrijfstakpensioenfondsen voldoen weer aan de z-score toets over 1999-2003. Dit in tegenstelling tot de resultaten over 1998-2002, waar 2 “uitvallers” werden vastgesteld. Een belangrijke conclusie op basis van de analyses van die cijfers was dat er met grote kans meer uitvallers zouden volgen over de periode 1999-2003. Dit vraagt om onderzoek. Sinds 1998 is deze vrijstellingsrichtlijn in het kader van de wet Bedrijftakpensioenfondsen van kracht. Hierin wordt naast een beoordeling van het beleid zelf, ook getoetst hoe het beleid wordt uitgevoerd. De toetsing van de uitvoering vindt plaats met behulp van een vijfjarige steekproef van de outperformance van het fonds ten opzichte van haar eigen benchmark. De z-score van deze toets heeft een kritische waarde van -1.28 bij een betrouwbaarheidsniveau van 90%. Met de z-scores over 2003 wordt voor de tweede keer een vijfjarige toets uitgevoerd. We zullen eerst de resultaten presenteren van de zscores over 2003 en de consequenties daarvan voor de z-score toets over 1999-2003. Daarna zullen we de waargenomen effecten benoemen en door middel van verschillende analyses verklaringen geven. Specifiek zullen we ingaan op de interpretatie van de normportefeuille. De wet BpF is summier met het geven van richtlijnen zodat er ruimte is voor een eigen interpretatie van de normportefeuille zonder dat daarbij de geest van de wet geweld wordt aangedaan. In tegendeel, door de wet niet naar de letter maar naar de geest te volgen onstaat juist jurisprudentie waarbij het doel van de performancetoets: het beoordelen van de kwaliteit van de uivoering van beleggingsbeleid, beter tot zijn recht komt. In dit artikel zullen wij hiervan een praktijkvoorbeeld geven.

 

De z-scores van 2003

Het gemiddelde absolute rendement van pensioenfondsen in het jaar 2003 was 10.7 %1 . Dit relatief hoge rendement kwam tot stand door herstel van aandelenbeurzen en afdekking van de US dollar. Hoe is het de bedrijfstakpensioenfondsen vergaan inzake hun actieve beleid?

Van de 60 fondsen waarvan de cijfers beschikbaar zijn2 hebben er 36 fondsen een z-score over 2003 behaald van meer dan 0. De kritische waarde van –1.28 wordt door geen fonds onderschreden. Gemiddeld was de bijdrage van actief beleid met een z-score van 0.2 positief in 2003. Als we uitgaan van een gemiddelde beleggingsmix met 50% zakelijke waarden en 50% vastrentende waarden aan het begin van 2003, dan zou de gemiddelde outperformance ten opzichte van de eigen benchmark ongeveer 0.3% zijn.

In tabel 1 worden de belangrijkste statistieken over de toetsperiode 1999-2003 op een rijtje gezet.

Zoals blijkt uit tabel 1 heeft ABP heeft een zodanig hoge z-score dat het gewogen gemiddelde fors omhoog wordt gestuwd.

De correlatie van de z-scores in 2003 met die uit 2002 is vrijwel afwezig (-0.1). Ook in voorgaande jaren is deze correlatie grotendeels afwezig. Dit betekent dat er geen voorspellende kracht uitgaat van de in het vorig jaar behaalde z-score (geen performance consistentie).

 

Analyse z-score toets 1999-20033

“Big is beautiful” – De grote bedrijfstakpensioenfondsen (met meer dan 5 miljard euro belegd vermogen) laten een significant hogere z-score zien dan de overige bedrijfstakpensioenfondsen (gemiddeld (excl. ABP) 0,4 versus -0,1 totaal gemiddeld). Dit is een bevestiging van de eerdere resultaten. Overigens hebben de grote fondsen exclusief ABP het qua z-score in 2003 niet beter gedaan dan andere fondsen.

In grafiek 1 staan de toets resultaten zoals die in de afgelopen jaren zijn opgebouwd. In 1999 is het cijfer gebaseerd op 1 jaar, in 2000 op 2 jaar tot en met 2003 waarin het cijfer is gebaseerd op 5 jaar. Uit grafiek 1 blijkt het duidelijk afwijkende resultaat van de grote fondsen. De middelgrote fondsen en de kleine fondsen zitten in de buurt van het gemiddelde. Ook de absolute rendementen van grote fondsen zijn hoger dan van de andere fondsen (zowel op 1-jaars als op 5- jaars basis). Uit het WM Universum blijkt dat de fondsen met een omvang groter dan 2.5 miljard euro over een periode van 5 jaar meer dan 1 procentpunt gemiddeld per jaar beter renderen dan de andere fondsen4. Een van de redenen hiervoor is dat grote fondsen naar verhouding meer beleggen in onroerend goed en alternatieve beleggingen.

Uitvallers – Op grond van de uitkomst van de eerste steekproef (mei 1998 - december 2002) verviel de verplichtstelling bij twee bedrijfstakpensioenfondsen5. In de tweede meetperiode (1999 - 2003) zijn wel alle pensioenfondsen geslaagd, terwijl wij vorig jaar veronderstelden dat voor een aantal van hen dit een onmogelijke opgave was. Een verklaring voor het succes van de meest recente steekproef moet met name gezocht worden in de berekening van de z-scores.

Uit een vergelijking met de in het vorige jaar gerapporteerde cijfers blijkt dat een tiental pensioenfondsen de, in eerste instantie misschien wat slordig uitgevoerde, berekeningen van de z-scores betrekking hebbende op de jaren 1998 tot en met 2002 hebben herzien. Herberekening van de z-scores op grond van door consultants aangedragen adviezen is voor een pensioenfonds betrekkelijk risicoloos. Indien de herberekening een neerwaartse herziening met zich mee zou brengen dan blijft de al gerapporteerde z-score gehandhaafd, alleen bij een verbetering wordt de accountant gevraagd een goedkeuring te verlenen aan de herziening. Een aantal aanpassingen van z-scores van vorige jaren zijn redelijk fors. Het gemiddelde effect van de grootste 5 opwaartse aanpassingen op de 5-jaars cijfers is + 0.5 in de z-score toets. Dit effect is even groot als een extra outperformance van de eigen benchmark in 2003 van 1.7% (voor een portefeuille met 50% zakelijk waarden).

In 2004 zijn er 2 fondsen die in een kritieke situatie verkeren, ze dienen namelijk een z-score over 2004 te halen die hoger is dan 1. Gezien het feit dat er nog regelmatig aanpassingen aan de cijfers van vorige jaren plaatsvinden zullen we dit maar niet als een voorspelling zien voor het wel of niet halen van de ztoets. Duidelijk is dat deze fondsen hun z-score kritisch onder de loep dienen te nemen.

 

Problemen in techniek z-score meting

Al eerder is gewezen op de technische onvolkomenheden in de z-score meting. In onze analyses van de z-score toets over 1998 tot en met 2001 (VBA journaal, december 2002) en 1999 – 2002 (VBA journaal, mei 2003) zijn hier zowel theoretische als praktische bezwaren genoemd. We zullen hier nog kort ingaan op de (grote) effecten van de veronderstellingen bij de spreidingsmaat E.

Fondsen met een kleine standaarddeviatie van de rendementen hebben een grotere kans te slagen voor de toets omdat het actief risico veel lager is dan de gebudgetteerde spreidingsmaat E (deze is minimaal 0.6 en gemiddeld 1.6). Fondsen met een groter risicogebruik zullen grotere z-score uitslagen laten zien. Het is daarmee duidelijk dat de z-score niet zonder meer te vergelijken is met de information ratio van het actieve beleid van de pensioenfondsen. De standaarddeviatie van de z-score per fonds gemeten over de periode 1999-2003 is gemiddeld 0.9. Dit duidt op een lager risicoprofiel dan verondersteld in de spreidingsmaat. Opvallend is dat de spreiding van de z-scores over 2003 over alle fondsen beduidend lager is dan de spreiding in de vorige jaren (0.5 versus 0.8). Dit zou kunnen betekenen dat de resultaten van actief beleid meer op elkaar gaan lijken.

De spreidingsmaat E is niet fondsspecifiek en enigszins willekeurig, aangezien deze wordt gebaseerd op de historische volatiliteit van het WM Universum. De waargenomen spreiding in het WM universum over 1999 tot en met 2003 (5 jaar) is voor aandelen 1,8% (nu: 2,6%) en voor vastrentende waarden 0,7% (nu: 0,6%). Uitgaande van een 50% weging in aandelen voor het gemiddelde fonds zou op basis van deze cijfers de spreidingsmaat E 0,9% zijn (nu: 1,6%). Als deze toegepast zou zijn voor de huidige toets, dan zouden 3 fondsen de toets niet hebben gehaald. Als voor de toets over 2004 deze nieuwe spreidingsmaatstaven zouden worden ingevoerd, dan staat voor een groot aantal fondsen het water aan de lippen.

 

Vaststelling van de normportefeuille

Bij het formuleren van de normportefeuille ten behoeve van de performancetoets in het kader van de wet BPF is het onderscheid tussen beleggingsbeleid en uitvoering van het beleid cruciaal. De bedoeling van de performancetoets is een waardering van het actieve portefeuillebeheer. Door in de normportefeuille alle op het beleggingsrendement van invloed zijnde beleidsbeslissingen onder te brengen is de meest zuivere beoordeling van de toegevoegde waarde van het actieve portefeuillebeheer mogelijk. Immers, het verschil in rendement tussen de feitelijke portefeuille en de normportefeuille is dan volledig toe te schrijven aan het actieve beheer.

Een eerste voorbeeld: Valuta-hedge – Stel dat het bestuur van een pensioenfonds heeft gekozen voor de volledige afdekking van het dollarrisico. Daartoe wordt aan het begin van elke kalendermaand een 1- maands forwardcontract afgesloten voor de volledige onderliggende waarde van de dollarbeleggingen. Omdat sprake is van een beleidsbeslissing dient het effect van de afdekking van de dollar in de normportefeuille verwerkt te worden. Veelal wordt daarom gebruik gemaakt van een hedged benchmark in tegenstelling tot de gewone unhedged benchmark (bijvoorbeeld de ‘MSCI world ex Europe Net 100% USD hedged’). Het gebruik van een hedged benchmark in de normportefeuille heeft echter niet het gewenste effect. De toegevoegde waarde van de 1- maands forwardcontracten die in de praktijk gebruikt worden zal namelijk afwijken van de toegevoegde waarde van de hedged benchmark ten opzichte van de unhedged benchmark. Behalve de kosten voor de forwardcontracten (die verwerkt zijn in de forwardkoersen) is de automatische (dagelijkse) aanpassing van de hedge aan de onderliggende waarde in de hedged benchmark hiervan de oorzaak. Als gedurende de maand de unhedged index stijgt neemt de waarde in dollars toe. Als gevolg hiervan zal bij de hedged benchmark automatisch de dollarafdekking verhoogd worden. Als vervolgens de dollar in waarde daalt zal de hedge in de normportefeuille meer rendement opleveren dan het 1-maands forward contract dat tussentijds niet is aangepast en daarom een lager aantal dollars betreft. De tussentijdse aanpassing van de dollar-hedge die impliciet is aan het gebruik van een hedged benchmark is de oorzaak van het verschil6.

Door het opnemen in de normportefeuille van dezelfde forwardcontracten als in de feitelijke portefeuille blijft de invloed van het beleid buiten de rendementsvergelijking tussen de feitelijke- en normportefeuille. Algemeen gesteld: de verwerking in de normportefeuille dient aan te sluiten bij de wijze waarop beleidsmatige beleggingsbeslissingen worden geïmplementeerd om willekeurige uitslagen te voorkomen.

Een tweede voorbeeld: Transitiekosten – Stel dat het bestuur van een pensioenfonds uit het oogpunt van risicobeheersing de beslissing neemt om het externe vermogensbeheermandaat te splitsen in twee balanced mandaten. Besloten wordt om per 1 januari 2003 50% van de portefeuille over te hevelen van de huidige vermogensbeheerder naar een nieuwe vermogensbeheerder. Aangezien het hier een beleidsbeslissing betreft dient het normrendement in 2003 gecorrigeerd te worden voor de transitiekosten.

De commissie die aan brokers betaald moet worden is slechts een klein, weliswaar het meest zichtbare, deel van alle kosten die gemaakt worden bij een beleggingstransactie. Volgens Wagner en Edwards (1998) vormen de commissies slechts het topje van de transactiekosten ijsberg. Het onzichtbare deel van de ijsberg wordt gevormd door price impact, trader timing en opportunity costs. De price impact is het directe gevolg van een transactie op de koersen van de verhandelde effecten. Een grote aankoop zal een prijsopdrijvend effect hebben. Het prijsverschil kan als transactiekosten beschouwd worden. Hoe kleiner de transactie in vergelijking met de liquiditeit van de effecten hoe geringer de price impact. Trader timing ontstaat omdat vanaf het moment dat de beslissing genomen is om effecten te verhandelen en het moment dat de opdracht op de beursvloer aankomt de koersen niet stilstaan. Verschillen in koersen leiden tot andere transactieprijzen, de verschillen worden tot de transactiekosten gerekend. Opportunity costs zijn het gevolg van het niet volledig uitvoeren van transacties als gevolg van het bereiken van koerslimieten. De, op de niet gekochte of verkochte effecten, geleden koersverliezen worden ook tot de transactiekosten gerekend.

Indien de beleggingstransacties direct voortvloeien uit beleidsbeslissingen zullen geen limieten ingebouwd worden. De opportunity costs zullen we derhalve buiten beschouwing laten. Price impact en trader timing maken daarentegen wel onderdeel uit van de transactiekosten, bijvoorbeeld omdat in de berekening van het rendement van de normportefeuille de slotkoersen van de marktindices worden gebruikt terwijl de rebalancing transacties op z’n vroegst de volgende dag zullen plaatsvinden. In de ijsberg van Wagner en Edwards vormen de commissies slechts 15% van de transactiekosten exclusief de opportunity costs. Price impact schatten zij op ca. 23bp en trader timing op ca. 60bp. Tezamen worden de transactiekosten bestaande uit commissies, price impact en trader timing op ca. 100bp geschat.

Wagner en Edwards refereren in hun artikel alleen aan de transactiekosten die gepaard gaan met de handel in aandelen. Over de transactiekosten van obligaties doen zij geen uitspraak. In het algemeen zijn deze lager dan die van de aandelen. Stel dat we transactiekosten van obligaties op de helft te schatten van die van de aandelen. Voor de transitie van een portefeuille bestaande uit 50% aandelen en 50% obligaties zijn derhalve de geschatte kosten ca. 180bp (bij verkoop: 50% x 120bp + 50% x 60bp, en bij aankoop: 50% x 120bp + 50% x 60bp).

Op basis van het bovenstaande zou op het normrendement in 2003 van bovenstaand pensioenfonds een correctie van 45 bp aangebracht kunnen worden voor de transitie van 25% van de portefeuille. De hierboven gebruikte cijfers zijn enigszins gedateerd en lijken aan de hoge kant. Voor liquide markten (zowel aandelen als obligaties) verwachten we lagere cijfers. Bij transities waar minder liquide beleggingscategorieën betrokken zijn, kunnen de kosten fors hoger liggen. Belangrijk is een referentiepunt (benchmark) voor de verantwoording van de beleids-transitie kosten.

 

Conclusie

De z-score toetsing over de periode 1998-2003 heeft in tegenstelling tot verwachtingen niet geleid tot uitvallers. Zeer waarschijnlijk heeft het nogmaals kritisch onder de loep nemen van de z-score vaststelling van vorige jaren het grootste effect hierop gehad. Het significante verschil in de z-score toets resultaten over 5 jaar tussen grote en kleine fondsen blijft gehandhaafd. Overigens is de z-score van de grote fondsen (exclusief ABP) in het jaar 2003 niet beter dan die van de andere fondsen.

Overigens zijn de absolute rendementen van de grote fondsen eveneens hoger. Indien beide waarnemingen zich consistent blijven voordoen zou dit consequenties kunnen krijgen ten aanzien van de uitvoering van de kleine fondsen.

Aan de spreidingsmaat E kleven nogal wat nadelen waardoor de toetsuitkomsten enigszins willekeurig kunnen zijn. Pensioenfondsbestuurders lijken zich hiervan in toenemende mate bewust te zijn. Het beleggingsbeleid wordt nauwgezetter geformuleerd waardoor er minder ruimte is voor een actieve invulling van het beleid. Het gevolg is dat de tracking error dramatisch is gedaald. De frequentieverdeling van de z-scores 2003 heeft slechts een spreiding van 0.5, terwijl in alle voorgaande jaren de spreiding ten minste 0.8 was.

De wet BPF laat op een aantal gebieden ruimte voor interpretatie en dus jurisprudentie. Het doel van de z-toets is het meten van de uitvoering; hiertoe moet de uitvoering goed van het beleid worden gescheiden. Als voorbeeld hebben we de behandeling van een valutahedge en de opname van transitiekosten in de normportefeuille naar voren geschoven. Het onbedoeld meenemen van beleidseffecten in de normportefeuille kan al met al een significant effect hebben op de z-score.

 

Informatiebronnen

  • Vrijstellingsbesluit Wet Bpf 2000 (versie geldig vanaf 01-01- 2002)
  • Molenkamp, J.B., Zweekhorst C., “Prestaties bedrijfstakpensioenfondsen geanalyseerd; de z-score zegt niet alles”, VBA journaal, december 2002, nr.3., pagina 24-30.
  • Molenkamp, J.B., Zweekhorst C., “Z-scores bedrijfstakpensioenfondsen geanalyseerd; de eerste 5-jaars toets levert de eerste uitvallers; een herbezinning”, VBA journaal, Zomer 2003, nr.2., pagina 26-34.
  • VB, z-scores 2003, maart 2004
  • Wagner, W., Edwards, M., “Implementing investment strategies: the art and science of investing” in Active Equity Portfolio management, ed. Fabozzi, F.J., 1998.
  • The WM Company, “WM Universum Nederlandse Pensioenfondsen 2003”, 2004.

Noten

  1. WM universum van Nederlandse pensioenfondsen 2003. Het betreft 155 pensioenfondsen met een marktomvang van 205 miljard euro; PGGM en ABP zijn hier vanwege hun omvang niet in opgenomen.
  2. Op basis van cijfers van de VB. Vroegpensioen-fondsen zijn uitgesloten o.a. omdat de gegevens over verschillende jaren ontbreken.
  3. De analyses die kunnen worden verricht op de z-scores van de bedrijfstakpensioen-fondsen zijn cross-sectioneel en de conclusies die daaruit kunnen worden getrokken hebben dan ook geen betrekking op individuele fondsen.
  4. Deze waarneming betreft een mengeling van bedrijfstakpensioenfondsen en ondernemingspensioenfondsen. Bedrijfstakpensioenfondsen hebben over de afgelopen jaren circa 1%punt beter gerendeerd dan ondernemingspensioenfondsen; dit is met name gevolg van een andere allocatie (meer onroerend goed; minder aandelen).
  5. Zie artikel in VBA journaal zomer 2003.
  6. Overigens leidt de waarde van de valutahedge in geval van dagelijkse rebalancing daarnaast tot een herbeleggingsrisico; dit bedrag zal in aandelen belegd moeten worden.

 

Download