ONDERZOEK NAAR HET SMALL CAP EFFECT OP EURONEXT BRUSSEL

Transcriptie

1 ONDERZOEK NAAR HET SMALL CAP EFFECT OP EURONEXT BRUSSEL EEN ANALYSE VAN DE PRESTATIES VAN SMALL, MID EN LARGE CAPS EN DE INVLOED VAN DE BIOTECHSECTOR, FINANCIËLE INSTELLINGEN, VASTGOEDVENNOOTSCHAPPEN EN HOLDINGS HIEROP Aantal woorden: Witse Van Dessel Laura Verslyppe Studentennummers: Promotor: Prof. dr. Jos Meir Commissaris: Prof. dr. Koen Inghelbrecht Masterproef voorgelegd voor het behalen van de graad master in de richting handelswetenschappen - finance en risicobeheer Academiejaar:

2

3 VERTROUWELIJKHEIDSCLAUSULE Ondergetekende verklaart dat de inhoud van deze masterproef mag geraadpleegd en/of gereproduceerd worden, mits bronvermelding. I declare that the content of this Master s Dissertation may be consulted and/or reproduced, provided that the source is referenced. Naam student: Witse Van Dessel Handtekening: Naam student: Laura Verslyppe Handtekening:

4

5 VOORWOORD WITSE In dit voorwoord wil ik alle mensen bedanken die mij tijdens het maken van deze thesis alsook gedurende mijn studieperiode hebben geholpen en ondersteund. Eerst en vooral wil ik promotor Jos Meir en commissaris Koen Inghelbrecht bedanken. Professor Meir stond altijd klaar wanneer we vragen hadden en heeft ons altijd feedback en nuttige tips gegeven wanneer we erom vroegen. Ook professor Inghelbrecht wil ik graag bedanken, ook hij heeft ons geholpen toen we vragen hadden over het omzetten van panel data in het programma Gretl, of hoe we moesten omgaan met mogelijke pitfalls bij panel data. Ik wil beide heren bedanken voor hun tijd en inzet om ons een antwoord te geven op al onze vragen. Ook wil ik zeer graag mijn ouders bedanken die altijd klaar stonden voor mij tijdens mijn studies en mij iedere zondagavond op mijn kot hebben afgezet, en mij de kans hebben gegeven om op Erasmus naar Wenen te mogen gaan. Ik weet dat dit niet vanzelfsprekend is. Ook wil ik graag mijn opa en oma bedanken, die mij elke vrijdag kwamen afhalen aan het station van Mechelen. Ik wil graag één persoon in het bijzonder bedanken en dat is Laura. We zijn al langer goede vrienden en ik ben er zeker van dat dit zo zal blijven. Ik moet zeggen dat het maken van deze thesis bijzonder vlot verliep, we hadden altijd dezelfde mening over de timing van bepaalde zaken en hoe we dingen gingen aanpakken. Het was een groot plezier om met Laura deze thesis te maken. Tot slot wil ik zeer graag Astrid nog bedanken, die er steeds voor mij was gedurende mijn thesis. Witse Van Dessel Gent, 10 mei 2018 i

6

7 VOORWOORD LAURA De thesis, het is zonder twijfel één van de meest besproken onderdelen van een universitaire opleiding. Met trots leg ik met het schrijven van dit voorwoord dan ook de laatste hand aan het sluitstuk van mijn opleiding handelswetenschappen. Ondanks dat het thesissen soms gepaard ging met enkele ergernissen en verzuchtingen, was het vooral ook een zeer leerrijk en verrijkend proces. Ik kreeg de kans om mij te verdiepen in de wereld van de beurs en beleggingen, een onderdeel van mijn opleiding dat mij altijd al enorm aansprak. Niettegenstaande dat het schrijven van deze thesis een erg belangrijk onderdeel vormde van mijn leerproces, gaven ook alle andere aspecten van mijn opleiding mij de kans om mezelf te ontwikkelen. Afgelopen vier jaar kon ik voor mezelf ontdekken welke richting ik in de toekomst uit wil met mijn leven en daar ben ik enkele mensen enorm dankbaar voor. Als eerste had ik graag promotor Jos Meir en commissaris Koen Inghelbrecht bedankt, wiens lessen steeds een plezier waren om mee te volgen en dankzij wie ik heel wat inzichten in de financiële wereld kon verwerven. We kregen heel wat vrijheid in dit schrijfproces en konden steeds bij jullie terecht voor de nodige raad en feedback. Als tweede wil ik ook een welgemeende dankjewel richten tot mijn ouders. Zij gaven mij de kans om aan deze opleiding te beginnen en steunden mij op elk mogelijk moment. Ik probeerde steeds om het beste van mezelf te geven en het deed mij dan ook keer op keer deugd als jullie met jullie kenmerkende amaaai zeg, goed gedaan he! lieten blijken hoe trots jullie op mij waren. Ook mijn zus wil ik graag bedanken. Door alle zwakke zangmomenten en ribbetjesavonden die we samen hebben beleefd, had ik mij geen plezieriger kotleven kunnen voorstellen. Daarnaast ook een dankjewel aan Viktor voor alle lekkere taartjes en aan Walter, die steeds mijn lichtpunt in de duisternis was. Verder wil ik ook iedereen bedanken die onze thesis heeft nagelezen. Het schrijven van een masterproef is een werk van lange adem, maar ook het nalezen ervan neemt heel wat tijd in beslag. Bedankt voor jullie tijd en oplettendheid. Ook wil ik graag Kaat, Anneleen, Florian, Astrid, Anthony, Vincent, Elke, Carole, Alessia, Laetitia, Laura, Larissa en alle andere vrienden bedanken voor jullie niet-aflatende steun en voor alle onvergetelijke momenten die we samen mochten beleven. De meeste dank gaat uiteraard uit naar Witse. Bedankt Witse dat je steeds gedreven was om deze thesis samen tot een goed einde te brengen. Tijdens onze opleiding hebben we enkele mooie momenten kunnen beleven en al vanaf het begin van onze studies vormen we een hecht team. Ik weet dat ik in jou een vriend voor het leven heb gevonden en daarvoor ben ik je erg dankbaar. Tot slot wil ik ook Jan bedanken. Je was er steeds voor mij en wist mij altijd te motiveren. Uit elk moment dat we samen deelden putte ik de kracht om mijn opleiding tot een goed einde te brengen. Dankjewel Jan, omdat je mij zo gelukkig maakt en omdat je mij onvoorwaardelijk blijft steunen. Laura Verslyppe Gent, 10 mei 2018 iii

8

9 INHOUD LITERATUURSTUDIE HET BEGRIP SMALL CAP HISTORISCHE BESPREKING SMALL CAP EFFECT OP LANGE EN KORTE TERMIJN OORZAKEN SMALL CAP EFFECT Risico Liquiditeit van de markt Gedrag van investeerders Statistische toevalstreffer HOGER RISICO BIJ SMALL CAPS RELEVANTE KENMERKEN VAN SMALL CAP AANDELEN DIE BIJDRAGEN TOT HET SIZE EFFECT GEBRUIKTE VARIABELEN IN DE LITERATUUR Grootte van de onderneming Price/earnings ratio Alternatieven voor price/earnings ratio Prijs/boek ratio BE/ME ratio Dividendenrendement CAPM METHODOLOGIE VERGELIJKING BEL SMALL, BEL MID EN BEL 20 INDEX VERZAMELING VAN DE DATA REGRESSIEMODEL EN GEBRUIKTE VARIABELEN Het rendement van aandeel i in periode t (Rit), berekend op maandbasis Het marktrendement in periode t (RMt), berekend op maandbasis De marktkapitalisatie van aandeel i in periode t (MVit) Prijs/boek ratio van aandeel i in periode t ((P/B)it) Price/earnings ratio van aandeel i in periode t ((P/E)it) Het dividendenrendement van aandeel i in periode t (DYit) Transformaties op de data Logaritme en logaritmisch eerste verschil Uitschieters Correlaties Exclusie van sectoren v

10 4. FIXED EFFECTS MODEL REGRESSIE MET ALLE SECTOREN Beschrijvende statistieken Resultaten regressieanalyses REGRESSIE EXCLUSIEF BIOTECHSECTOR Beschrijvende statistieken Resultaten regressieanalyses Regressie exclusief financiële instellingen Beschrijvende statistieken Resultaten regressieanalyses REGRESSIE EXCLUSIEF VASTGOEDSECTOR Beschrijvende statistieken Resultaten regressieanalyses REGRESSIE EXCLUSIEF HOLDINGS Resultaten regressieanalyses exclusief holdings CONCLUSIE BIBLIOGRAFIE... lxi BIJLAGE A: OPGENOMEN BEDRIJVEN... BIJLAGE B: NIET-OPGENOMEN BEDRIJVEN... BIJLAGE C: FIGUUR 5 GROEI BBP PER KWARTAAL IN BELGIË EN IN DE EUROZONE... BIJLAGE D: OUTPUT AUGMENTED DICKEY-FULLER TEST EN GRAFISCH VERLOOP VAN DE VARIABELEN... vii BIJLAGE E: CORRELATIES TUSSEN DE OPGENOMEN VARIABELEN... BIJLAGE F: OVERZICHT VAN BEDRIJVEN DIE PER SECTOR UIT DE DATA WERDEN VERWIJDERD Biotechsector... Financiële instellingen... Vastgoed... Holdings... vi

11 LIJST MET AFKORTINGEN ECB NYSE BBP P/E CF/P P/S P/B BE/ME CAPM OTC CDO Europese Centrale Bank New York Stock Exchange bruto binnenlands product price/earnings kasstroom/prijs price/sales prijs/boek book equity/market equity capital asset pricing model over-the-counter collateralized debt obligations vii

12 LIJST MET FIGUREN Figuur 1 Jaarlijks size effect op NYSE en Amex gedurende de periode (Hawawini & Keim, 1995)... 3 Figuur 2 Jaarlijks gemiddeld rendement in de periode in Europa (Levis, 2001)... 3 Figuur 3 Vergelijking BEL Small, BEL Mid en BEL 20 Index (Euronext, 2018) Figuur 4 Beursschommelingen van de BEL 20 tussen 23/02/1998 en 23/02/2018 (Euronext Brussel, 2018) Figuur 5 Bijlage C: Groei bbp per kwartaal in België en in de Eurozone (Michielsen, sd)... viii

13 LIJST MET TABELLEN Tabel 1 Beschrijvende statistieken voor alle sectoren over de afgelopen twintig jaar Tabel 2 Beschrijvende statistieken voor alle sectoren tijdens de recessie van Tabel 3 Beschrijvende statistieken voor alle sectoren tijdens de recessie van Tabel 4 Beschrijvende statistieken voor alle sectoren tijdens de periodes van expansie Tabel 5 Regressieresultaten - alle sectoren Tabel 6 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief biotech, over de afgelopen twintig jaar Tabel 7 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief biotech, tijdens de recessie van Tabel 8 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief biotech, tijdens de recessie van Tabel 9 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief biotech tijdens de periodes van expansie Tabel 10 Regressieresultaten - exclusief biotech Tabel 11 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief financiële instellingen, over de afgelopen twintig jaar Tabel 12 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief financiële instellingen, tijdens de recessie van Tabel 13 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief financiële instellingen, tijdens de recessie van Tabel 14 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief financiële instellingen tijdens de expansies Tabel 15 Regressieresultaten - exclusief financiële instellingen Tabel 16 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief vastgoed, over de afgelopen twintig jaar Tabel 17 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief vastgoed, tijdens de recessie van Tabel 18 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief vastgoed, tijdens de recessie van Tabel 19 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief vastgoed tijdens de expansies Tabel 20 Regressieresultaten exclusief vastgoed Tabel 21 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief holdings, over de afgelopen twintig jaar Tabel 22 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief holdings, tijdens de recessie van Tabel 23 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief holdings, tijdens de recessie van Tabel 24 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief holdings tijdens de expansies Tabel 25 Regressieresultaten exclusief holdings Tabel 26 Bijlage E: Correlatiematrix... viii ix

14

15 INLEIDING Vandaag de dag brengt sparen bij de bank amper iets op. Daarbij komend ligt de opbrengst van de spaarboekjes beneden het inflatieniveau, waardoor mensen aan koopkracht moeten inboeten. De lage rente op de spaarboekjes wordt vooral gedreven door het huidige expansieve monetair beleid van de ECB. Deze politiek van quantitative easing 1 leidde ertoe dat de ECB 60 miljard euro per maand in de economie pompte. In januari 2018 werd dit reeds gehalveerd tot 30 miljard euro per maand. De ECB zal hier nog zeker mee doorgaan tot september 2018, waarna ze zullen beslissen om dit beleid al dan niet verder te zetten. Door de lage rente op spaarboekjes worden mensen meer naar de beurs gedreven. Bijkomend worden niet enkel investeerders die rechtstreeks op de beurs actief zijn getroffen door de aandelenkoersen, maar zo goed als elke belegger komt hier rechtstreeks of onrechtstreeks (bv. via een pensioenspaarfonds, verzekering ) mee in aanraking. Dit onderzoek zal dan ook relevante informatie opleveren voor zowel particuliere als professionele beleggers, zoals fondsbeheerders. Voor hen is het belangrijk om te weten of er een small cap effect is en in welke economische cycli dit effect vooral voorkomt. Aan de hand van deze informatie kunnen investeerders namelijk weten in welke aandelen of fondsen ze het best beleggen om een zo hoog mogelijk rendement te genereren. Er is echter nog geen recent onderzoek gebeurd naar het small cap effect op Euronext Brussel. Voor België zijn er bijgevolg slechts een beperkt aantal gegevens beschikbaar over het size effect, afkomstig uit onder andere het onderzoek van Hawawini, Michel en Corhay dat werd gepubliceerd in Nochtans zijn er voor andere landen, zoals de Verenigde Staten, het Verenigd Koninkrijk, Canada, Duitsland al meerdere onderzoeken gebeurd naar de prestaties van small cap aandelen. Bovendien is er nog geen onderzoek gebeurd naar wat het effect is van de dotcom-crisis en de financieel economische crisis op de prestaties van small caps in België en naar wat de invloed is van de biotechsector, financiële instellingen, vastgoedvennootschappen en holdings op het small cap effect. Deze masterproef handelt daarom over een onderzoek naar de aanwezigheid van een small cap effect op Euronext Brussel tijdens de afgelopen twintig jaar. Bijkomend wordt ook onderzocht of dit effect de economische cycli volgde en of de voorgenoemde sectoren een impact hebben op de prestaties van de aandelen die op de Belgische beurs noteren. 1 Quantitative Easing of kwantitatieve versoepeling = Een manier om de economie terug aan te trekken na een periode van economische recessie. Het gaat samen met een expansief monetair beleid. Hierbij zal de ECB maandelijks overheidsobligaties opkopen, met de bedoeling om het basisgeldbedrag te laten stijgen en zo de rente te doen dalen. Dit maakt lenen goedkoper en bevordert investeringen, wat inflatie doet stijgen. Zo kan de ECB haar doelstelling behalen om een inflatie van net geen 2% te bereiken. 1

16 LITERATUURSTUDIE 1. HET BEGRIP SMALL CAP In het kader van deze masterproef wordt onderzocht of er een small cap effect aanwezig is op Euronext Brussel. Voor er verder gegaan wordt, wordt het nodig geacht om het begrip small caps te verduidelijken. Small caps zijn beursgenoteerde bedrijven waarvan hun marktkapitalisatiewaarde onder een bepaalde grens valt. Voor deze grens bestaan er verschillende definities. Itzkowitz en Loviscek (2016) definiëren een small cap als een aandeel van een bedrijf met een marktkapitalisatie van maximum één miljard US Dollar. Aernoudt (2016) legt de bovengrens van de marktkapitalisatie van small caps dan weer vast op maximum 250 miljoen euro. Volgens zijn definitie liggen mid caps tussen 250 miljoen euro en één miljard euro en zijn large caps alle bedrijven met een marktkapitalisatie boven de één miljard euro. Een andere definitie van het begrip small cap kunnen we afleiden uit de Bel Small Index van Euronext Brussel. De Bel Small Index is de Brusselse index voor kleine ondernemingen. De aandelen in deze index hebben als ondergrens een vrij verhandelbare marktkapitalisatie die hoger ligt dan het level van de BEL 20 Index, vermenigvuldigd met euro. De bovengrens van deze index is gelijk aan het level van de BEL 20 index, vermenigvuldigd met euro. (Muynck, 2008; Euronext, 2017). Een volgende definitie voor het begrip small cap is deze van Euronext Brussel zelf. Deze definitie is de volgende (Euronext, 2017): Large caps hebben een marktkapitalisatie van meer dan één miljard euro Mid caps hebben een marktkapitalisatie tussen 150 miljoen euro en één miljard euro Small caps hebben een marktkapitalisatie van minder dan 150 miljoen euro 2. HISTORISCHE BESPREKING Hawawini en Keim (1995) voerden een onderzoek uit naar het small cap effect. Dit onderzoek had betrekking op aandelen die gedurende de periode van 1962 tot en met 1989 genoteerd stonden op NYSE en Amex. Zoals figuur 1 ut infra aantoont, was het small cap effect hier afwezig in het begin van de jaren zestig en zeventig. Ook vanaf midden jaren tachtig werd een negatief size effect gevonden. Midden jaren 60 en 70 en begin jaren 80 werd dan wel weer een small cap effect waargenomen op beide beurzen (Hawawini & Keim, 1995). Hieruit kan geconcludeerd worden dat het size effect een cyclisch verloop kent dat deels afhankelijk is van de economische conjunctuur (van Dijk, 2011). Ook Switzer (2010) deed onderzoek naar het al dan niet bestaan van het small cap effect in de Verenigde Staten en Canada. Op de Amerikaanse markt vond hij dat het small cap effect aanwezig was tot 1983, maar in de periode tussen 1983 en 2000 was dit effect verdwenen (Switzer, 2010). In Canada bedroeg de small cap premium 0,31 procent tussen de jaren 1987 en 1993 en tussen 1994 en 2000 werd deze zelfs negatief. In Canada was er in de periode tussen 1987 en 2000 dus amper een small cap effect waar te nemen. Wel 2

17 vond Switzer (2010) bewijs dat de small cap aandelen in de Verenigde Staten en Canada sinds het jaar 2000 terug beter presteren dan mid en large cap aandelen. Fama en French (1993) en Levis (2001) vonden dat small caps niet konden profiteren van de economische expansie van eind en midden jaren tachtig. In deze periode vertoonde de size premium een negatieve waarde van gemiddeld 4,1 procent. Figuur 1 Jaarlijks size effect op NYSE en Amex gedurende de periode (Hawawini & Keim, 1995) Dezelfde resultaten werden gevonden voor Europese markten. Zoals figuur 2 aantoont, presteerden de small caps tijdens de periode tussen 1988 en 1998 in de meeste Europese landen slechter dan de large caps (Levis, 2001). Figuur 2 Jaarlijks gemiddeld rendement in de periode in Europa (Levis, 2001) 3

18 In de periode van 1969 tot 1983 werd er in België een jaarlijkse size premium 2 waargenomen van gemiddeld 0,52 procent. Het gemiddelde rendement van de portfolio met de kleinste aandelen in België bedroeg gedurende deze periode 1,17 procent. De portfolio die de grootste aandelen bevatte, bracht tijdens deze periode in België een gemiddeld rendement van ongeveer 0,65 procent op (Hawawini, Michel, & Corhay, 1989). In de literatuur is er dus veel contradictie over het al dan niet bestaan van het small cap effect. Veel hangt af van de gebruikte onderzoeksperiode en van de vraag of deze periode in een economische expansie of recessie valt. Er bestaat consensus over het feit dat het small cap effect afhankelijk is van de conjuncturele cycli. Uit onderzoek blijkt dat er een positief verband is tussen de prestatie van small cap aandelen en een groeiende economie. Tijdens periodes van hoogconjunctuur zouden small caps dus beter presteren dan mid en large caps. Tijdens perioden van economische recessie daarentegen doen de mid en large cap aandelen het beter (Levis, 2001; Switzer, 2010). Daarnaast vonden Jensen, Johnson en Mercer (1997, 1998) dat de relatie tussen het rendement van een aandeel en de grootte van een bedrijf positief en significant is in periodes van een monetair expansief beleid. Beide variabelen vertonen een niet-significante relatie in periodes van een restrictief monetair beleid (Jensen et al., ). 3. SMALL CAP EFFECT OP LANGE EN KORTE TERMIJN Uit bijna alle literatuur die verband houdt met het small cap effect, blijkt dat dit effect op lange termijn wel degelijk bestaat. Switzer (2010) stelde vast dat small cap ondernemingen beter presteerden dan large cap ondernemingen in de Verenigde Staten (periode ) en Canada (periode ), met een jaarlijkse size premium van respectievelijk 2,03 procent en 0,10 procent. Ook Banz (1981) vond via zijn onderzoek naar de relatie tussen het rendement en de totale marktwaarde van een onderneming op de NYSE bewijs voor de aanwezigheid van het small cap effect in de Verenigde Staten. Voor de periode tussen 1936 en 1975 vond hij een jaarlijkse size premium van -0,052 procent, wat op de aanwezigheid van een small cap effect wijst. Er werd door Semenov (2015) echter ook bewijs gevonden voor het bestaan van een small cap effect op hele korte termijn (per dag). Hij stelde vast dat de daily-return 3 bij small cap aandelen positief is, terwijl de overnight-return 4 negatief is. Hierdoor weten investeerders dat ze winsten kunnen genereren door small cap aandelen s nachts aan te kopen en overdag te verkopen (Semenov, 2015). Ook het maandageffect is een effect dat zou bestaan op korte termijn. Verschillende studies tonen aan dat de rendementen van aandelen op verschillende grote aandelenmarkten op maandag (en meestal ook op 2 Size premium: Het verschil tussen het rendement van de kleinste portfolio (de aandelen met de kleinste marktkapitalisatie) en het rendement van de grootste portfolio (de aandelen met de grootste marktkapitalisatie). 3 Daily-return: Het rendement dat overdag wordt behaald. 4 Overnight-return: Het verschil tussen de slotkoers van gisteren en de openingskoers van vandaag. 4

19 dinsdag) negatief zijn (Cross, 1973; Gibbons & Hess, 1981; Keim & Stambaugh, 1984). De rendementen die op de Belgische beurs worden gegenereerd blijken echter positief te zijn na het weekend. In Frankrijk en Duitsland werd dan weer een negatief maandageffect gevonden, wat zich meer voordoet in value-weighted 5 indexen dan in equal-weighted 6 indexen. Het (negatieve) maandageffect is met andere woorden gerelateerd aan de grootte van ondernemingen 7 (Hawawini & Keim, 1995). Een andere interessante bevinding is dat het verschil in rendement tussen kleine en grote ondernemingen groter wordt naarmate de week verloopt. Bovendien kent dit verschil zijn hoogtepunt op vrijdag, het moment waarop de size premium maximaal is (Gibbons & Hess, 1981; Keim & Stambaugh, 1984). Een effect op middellange termijn dat verband houdt met de grootte van de onderneming is het januari-effect. Zo vonden Rozeff en Kinney (1976) dat equal-weighted indexen die bestaan uit aandelen die genoteerd stonden op de NYSE gedurende de periode van 1904 tot en met 1974 significant hogere rendementen genereerden in januari in vergelijking met de rest van het jaar. Dat het januari-effect belangrijk is voor de verklaring van de size premium blijkt uit onderzoek van Keim (1983). De grootte van het small cap effect verschilt van maand tot maand. Opmerkelijk is dat de helft van de jaarlijkse size premium wordt gegenereerd gedurende de maand januari (Keim, 1983). De gemiddelde rendementen die behaald worden in januari zijn volgens Hawawini en Keim (1995) dan ook altijd positief en over het algemeen significant hoger dan tijdens de rest van het jaar. Ze stellen ook dat de sterkte van het januari-effect, net zoals bij het maandageffect, afhangt van de samenstelling van de index. Zo genereren equal-weighted indexen en indexen die meer aandelen bevatten een hoger rendement in januari dan value-weighted indexen en indexen die minder aandelen bevatten. Ook hier is het januari-effect althans gedeeltelijk afhankelijk van de grootte van een onderneming. Uit onderzoek blijkt dat de gemiddelde size premium in januari in België voor de periode tussen 1969 en ,4 procent bedroeg 8. Voor dit onderzoek werden de aandelen verdeeld over twee portfolio s, waarbij de ene kleine bedrijven bevatte (small caps) en de andere grote bedrijven (mid en large caps). Het rendement van de small cap portfolio bedroeg gemiddeld 5,4 procent gedurende de maand januari. De mid en large cap portfolio behaalde slechts een rendement van 3 procent tijdens de maand januari. Het 5 Value-weighted index: Een index waar bedrijven naargelang de grootte van hun marktkapitalisatie een percentage van de index vertegenwoordigen. Grote bedrijven (grotere marktkapitalisatie) zullen dus een groter percentage van de index vertegenwoordigen dan kleinere bedrijven (kleinere marktkapitalisatie). 6 Equal-weighted index: Een index waarbij elk bedrijf een even groot deel van de index vertegenwoordigt, ongeacht de marktkapitalisatie van het bedrijf. 7 Aangezien er meer gewicht wordt gegeven aan grote bedrijven in een value-weighted index dan in een equal-weighted index waar alle bedrijven een gelijkaardig deel van de index vertegenwoordigen, zal een value-weighted index eerder het effect van grote ondernemingen meten en zal een equal-weightd index eerder het effect van kleine ondernemingen waarnemen. De value-weighted index vertoont eerder een negatief maandageffect ten opzichte van de equal-weighted index. Dit wil dus zeggen dat de grote ondernemingen het slechter doen na het weekend dan kleine ondernemingen (Hawawini & Keim, 1995). 8 Size premium in januari: 5,4% - 3% = 2,4%. De size premium gedurende de rest van het jaar: 0,8% - 0,4% = 0,4%. (De size premium werd gemeten met het excess rendement, geschat met OLS bèta-coëfficiënten) (Hawawini & Keim, 1995). 5

20 gemiddeld rendement voor de portefeuille bestaande uit small caps en mid en large caps bedroeg tijdens de rest van het jaar respectievelijk 0,8 procent en 0,4 procent (Hawawini & Keim, 1995). Voor dit empirisch onderzoek zal er echter niet dieper worden ingegaan op deze korte en middellangetermijneffecten, aangezien dit onderzoek betrekking heeft op een lange termijnperiode van twintig jaar. Belangrijk om te vermelden is dat het small cap effect voor zowel korte als lange termijn niet gevonden werd op een OTC markt 9 (Hawawini & Keim, 1995). 4. OORZAKEN SMALL CAP EFFECT Uit onderzoek blijkt dat er onzekerheid is over of het small cap effect veroorzaakt wordt door de marktkapitalisatie (dus de grootte) van de onderneming zelf, of door diverse factoren die met de marktkapitalisatie correleren. In de literatuur is er met andere woorden dus wel bewijs voor het bestaan van het small cap effect, maar bestaat er nog wel discussie over welke factoren hiervan aan de basis liggen. Onderzoekers komen dus niet tot een algemeen besluit over de oorzaak van het small cap effect. Tot hierover duidelijkheid ontstaat, is het daarom van cruciaal belang om kritisch te zijn over de interpretatie van dit effect (Banz, 1981). Deze onduidelijkheid van wat het size effect veroorzaakt wordt ook bevestigd door Levis (1989). Hij concludeert dat de grootte van een onderneming niet als enige determinant mag aanzien worden. Als de variabele dividendenrendement ook wordt opgenomen in het regressiemodel, wordt namelijk duidelijk dat de marktkapitalisatie niet de enige verklarende factor is voor het small cap effect (Levis, 1989). Mathijs van Dijk (2011) vond vier relevante verklaringen voor het size effect: 1. Risico 2. Liquiditeit van de markt 3. Gedrag van investeerders 4. Statistische toevalstreffer 4.1 Risico Een eerste verklaring die van Dijk (2011) geeft voor het size effect, is het hogere risico dat small cap aandelen lopen. Dit wordt ut infra uitvoerig besproken. 4.2 Liquiditeit van de markt Volgens van Dijk (2011) houden het CAPM en andere asset pricing modellen geen rekening met de invloed van liquiditeit. Nochtans kunnen het liquiditeitsrisico en de ermee gepaard gaande transactiekosten volgens 9 OTC markt of over-the-counter markt: Dit is een niet-gereglementeerde markt. De transacties gebeuren niet via een beursplatform, maar direct tussen de verschillende partijen. 6

21 hem een mogelijke verklaring bieden voor de size premie (van Dijk, 2011). Dit is consistent met de gedachtegang van Roll (1981), die denkt dat het small cap effect bestaat omwille van de lagere liquiditeit bij small caps 10. Doordat small caps minder worden verhandeld op de beurs, hebben ze te maken met een grotere bid-ask spread bias 11. Door deze bias wordt het risico van de small caps verkeerd gemeten en ingeschat en bijgevolg ook hun risicopremie (Roll, 1981). Om de hogere bid-ask spread die de transactiekosten verhoogt te compenseren, zal de risicopremie hoger moeten zijn voor small caps. Dit wordt ook bevestigd door de studie van Brennan and Subrahmanyam (1996). Zij konden bewijzen dat transactiekosten een positief en significant verband vertonen met het rendement van een aandeel (Brennan & Subrahmanyam, 1996). Het size effect kan echter niet volledig worden verklaard door verschillen in transactiekosten tussen kleine en grote bedrijven (Schultz, 1983; Eleswarapu & Reinganum, 1993). 4.3 Gedrag van investeerders Van Dijk (2011) zegt dat het size effect ook kan worden verklaard door het gedrag van investeerders. Een goede verklaring hiervoor kan volgens hem de overreactiehypothese van Lakonishok (1994) zijn. Volgens deze hypothese zijn small caps bedrijven die in het verleden slecht hebben gepresteerd. Small caps zouden te hard afgestraft zijn voor de slechte prestaties in het verleden doordat investeerders hierop overreageren. Dit leidt ertoe dat ze ondergewaardeerd zijn ten opzichte van hun correcte prijs. Daarom zullen small caps hogere rendementen generen, tot op het moment dat ze terug juist gewaardeerd zijn (Lakonishok, Schleifer, & Vishny, 1994). Deze hypothese wordt bevestigd door een studie die betrekking had op alle NYSE en Amex aandelen tussen 1962 en 1989 van Hawawini en Keim (1995). Ze vonden dat er een relatie was tussen de variabele prijs/boek (P/B) ratio en het rendement. Uit hun onderzoek bleek dat bedrijven met een lage P/B ratio gemiddeld gezien hogere rendementen genereerden. Bedrijven die recentelijk hun prijzen significant hebben zien dalen zonder aanzienlijke daling van hun schuld, krijgen bovendien een grotere leverage Liquiditeit: Geeft aan hoe vlot verhandelbaar een bepaald activa of een bepaalde markt is. Hoe hoger de liquiditeit, hoe meer handel er is in de onderliggende activa. 11 Bid-ask spread bias: Op een aandelenmarkt zijn makelaars actief die de vraag- en aanbodzijde van aandelen aan elkaar koppelen. De makelaar probeert dus een tegenpartij te vinden voor jouw te koop aangeboden aandelen of voor jouw vraag naar aandelen. Hiervoor zal hij een kleine marge op de prijs vragen. Als je aandelen verkoopt, zal hij je een prijs aanbieden (bid-price) waaraan hij de aandelen van jou wilt overkopen. Deze prijs zal altijd iets lager zijn dan de marktprijs. Als je aandelen wilt kopen, zal de makelaar een bepaalde prijs vragen om de aandelen van hem te kopen (ask-price). Deze prijs zal altijd iets hoger zijn dan de marktprijs. Het verschil tussen de bid-price en ask-price wordt de bid-ask spread genoemd. Dit is de winstmarge voor de makelaar. Bij aandelenmarkten met een hoge liquiditeit is de bid-ask spread laag, aangezien er veel meer vraag en aanbod is en veel meer concurrentie tussen makelaars. Bij aandelenmarkten met een lage liquiditeit is de bid-ask spread hoog, wat bijgevolg je transactiekosten verhoogt en je rendement op het onderliggende actief doet dalen. 12 Leverage of hefboomeffect. Bedrijven gaan meer vreemd vermogen gebruiken (bv. lenen bij bank, uitgeven van obligaties...) om het rendement op hun eigen vermogen te verhogen. Doordat bedrijven dan geen extra aandelenkapitaal moeten aantrekken, blijft er meer winst over voor de huidige aandeelhouders. Het hefboomeffect kan zowel positief (bij winst) als negatief (bij verlies) versterkend werken. Als het bedrijf verlies maakt, zal het hefboomeffect een versterkend negatief effect hebben door de interest- en schuldaflossingsverplichtingen. Leverage verhoogt dus het risico voor investeerders. 7

22 Hierdoor worden deze bedrijven risicovoller en bijgevolg vereisen investeerders een hoger rendement (Hawawini & Keim, 1995). Een tweede mogelijke verklaring volgens van Dijk (2011) zou zijn dat investeerders liever grote en liquide aandelen verkiezen boven kleine en illiquide aandelen. De laatste verklaring die van Dijk (2011) geeft voor de invloed van het gedrag van investeerders op het small cap effect, is de asymmetrische en onvolledige informatie die investeerders hebben over kleine bedrijven. Om deze hypothese te staven, verwijst hij onder andere naar een studie van Merton (1997), die vond dat minder gekende bedrijven met een kleinere investeerderbasis hogere verwachte rendementen hebben (Merton, 1987). 4.4 Statistische toevalstreffer Het size effect zou mogelijk een statistische toevalstreffer zijn. van Dijk (2011) geeft een kort overzicht van mogelijke redenen en studies die deze hypothese bevestigen. Eerst en vooral zouden bijna alle onderzoeken naar het small cap effect met praktisch dezelfde data zijn gevoerd en werden enkel de meest succesvolle en meest in het oog springende studies gepubliceerd (Lo & MacKinlay, 1990; Black, 1993). Een andere reden is dat het size effect voortdurend verandert doorheen de tijd. Het is logisch dat er dus periodes zijn waar small caps beter presteren dan mid en large caps. Daarom mag er niet overhaast geconcludeerd worden dat er wel degelijk een size effect bestaat. Ook zou het small cap effect veroorzaakt worden door een hele kleine groep small cap aandelen die de rest van de small caps naar boven trekt. De gemiddelde small cap zou slechter presteren dan de gemiddelde mid of large cap (zie ut infra) (van Dijk, 2011). Bijkomend presteren small cap aandelen volgens van Dijk (2011) beter in januari dan mid en large caps, zoals ut supra reeds aangehaald werd. Dit komt door het zogenaamde januari-effect. Tijdens de rest van het jaar is er geen size premie waarneembaar en schommelt ze bijgevolg rond nul procent. Bovendien presteren small caps slechter dan mid en large caps en is de size premie zelfs negatief tijdens het laatste trimester van het jaar. Dit blijkt uit een studie die betrekking heeft op alle NYSE, Amex en Nasdaq aandelen gedurende de periode 1927 tot 2010 (van Dijk, 2011). 5. HOGER RISICO BIJ SMALL CAPS De reden waarom small cap aandelen beter presteren in tijden van economische expansie is dat bedrijven met een lagere marktkapitalisatie gevoeliger zijn aan veranderingen in het bruto binnenlands product (bbp). Dit wordt weerspiegeld in een hoger marktrisico (Itzkowitz & Loviscek, 2016). Bovendien zijn small cap ondernemingen ook meer blootgesteld aan een hoger risico op faillissement en aan inflatie, wat telkens leidt tot een hogere risicopremie en dus tot een hoger rendement (Switzer, 2010). Daarnaast worden small caps ook meer geassocieerd met niet-fundamentele marktfactoren, zoals tijden van optimisme. Hierdoor zullen (ir)rationele beleggers meer investeren in small cap aandelen tijdens een periode van hoogconjunctuur, wat een bubbel doet ontstaan en het rendement van het aandeel laat stijgen (Levis, 2001; Shynkevich, 2012). Onderzoekers Chan en Chen (1991) beweren in hun onderzoek dan weer dat small cap bedrijven risicovoller 8

23 zijn, doordat ze inefficiënter zijn, een hogere hefboom hebben en een meer gelimiteerde toegang tot kapitaalmarkten hebben dan mid en large caps. Foster, Olsen en Shevlin (1984) verklaren het hogere rendement dat small cap aandelen genereren ook via het feit dat small cap ondernemingen sterker reageren op negatieve inkomensvoorspellingen. Dit impliceert opnieuw een hoger risico en dus ook een hoger rendement (Foster et al., 1984). 6. RELEVANTE KENMERKEN VAN SMALL CAP AANDELEN DIE BIJDRAGEN TOT HET SIZE EFFECT Een belangrijke opmerking is dat niet alle small caps het size effect veroorzaken. Voornamelijk small cap aandelen met volgende kenmerken veroorzaken het small cap effect (Levis, 2001): Hun P/B en P/E ratio zijn lager dan gemiddeld Hun marktkapitalisatiewaarde is hoger dan gemiddeld in de small cap sector Ze staan al minimum één jaar genoteerd op de markt Het voorbije jaar hebben ze geen bijkomend aandelenkapitaal opgehaald Ze hebben een stabiele groei van inkomsten Hun huidige ratings zijn niet afhankelijk van te optimistische voorspellingen door analisten Ze zijn immuun voor recessies De betere prestaties van small caps zijn dus op elk moment te wijten aan een relatief beperkt aantal small cap bedrijven met uitzonderlijke resultaten (Levis, 2001). Ook Horowitz, Loughran en Savin (2000) zijn het erover eens dat niet alle small caps significant bijdragen aan het size effect. Het resultaat van hun onderzoek op de NYSE was dat het small cap effect vooral wordt veroorzaakt door small caps met een marktkapitalisatie die lager ligt dan vijf miljoen dollar. Dit spreekt de bevindingen van Levis (2001) tegen, die zegt dat vooral de small caps met een hoge marktkapitalisatiewaarde een significante bijdrage leveren aan het small cap effect. 7. GEBRUIKTE VARIABELEN IN DE LITERATUUR In de literatuur is men het eens over de variabelen die essentieel zijn om het small cap effect te onderzoeken. Deze variabelen zijn de grootte van de onderneming, P/E ratio, de P/B ratio of de book equity ten opzichte van market equity (BE/ME ratio), een hefboomwerking (leverage) en het dividendenrendement (Banz, 1981; Fama, 1992; Fama & French, 1993; Hawawini & Keim, 1995). Fama en French (1992) vonden bewijs voor een negatieve relatie tussen de grootte van een onderneming en het gemiddelde rendement dat de aandelen van die onderneming genereren. Daarnaast vonden ze ook een sterke positieve correlatie tussen het gemiddelde rendement en de BE/ME ratio. 9

24 7.1 Grootte van de onderneming De grootte van een onderneming is één van de belangrijkste variabelen om het small cap effect te meten. Deze variabele is gerelateerd aan de winstgevendheid en de marktkapitalisatie. Kleine bedrijven hebben de neiging om lagere inkomsten te genereren dan grote ondernemingen (Fama & French, 1993). Horowitz et al. (2000) definiëren de grootte van een onderneming als de marktwaarde van een onderneming op de laatste handelsdag van het vorige jaar. 7.2 Price/earnings ratio Het is ook relevant om inkomensgerelateerde variabelen op te nemen, omdat deze een benadering zijn voor het verwachte rendement. Een voorbeeld van zo n variabele is de P/E ratio (Ball, 1978). Nicholson (1960) toonde aan dat aandelen van bedrijven met een lage P/E consistent hogere rendementen opleveren dan het gemiddelde aandeel. De P/E zal voor small caps in elke maand laag zijn, behalve in de maand januari. Dit is te wijten aan het januari-effect, zoals ut supra besproken. De price/earnings ratio biedt dus, net zoals de grootte van de onderneming, de mogelijkheid om ondernemingen op te delen op basis van hun verwacht rendement. Er is echter wel wat kritiek op het gebruik van de price/earnings ratio. Ondernemingen die actief zijn in dezelfde industrie hebben namelijk vaak een gelijkaardige P/E ratio. Hierdoor zou een portfolio die geconcentreerd is op een lage price/earnings ratio inderdaad hogere gemiddelde rendementen kunnen opleveren, maar dan wel ten koste van de diversificatie. Sommige onderzoekers menen dus dat het price/earnings effect eerder een sectoreffect is (Hawawini & Keim, 1995) Alternatieven voor price/earnings ratio Een alternatief voor de price/earnings ratio zou de ratio kasstroom/prijs kunnen zijn, waarbij de kasstroom gelijk is aan de geboekte inkomsten vermeerderd met de afschrijvingen. Hawawini en Keim (1995) geloven dat deze variabele een betere variant is van de price/earnings ratio, omdat de kasstroom per aandeel minder gemanipuleerd kan worden dan de geboekte inkomsten. Hierdoor zou de ratio kasstroom op prijs een zuiverdere schattingen voor het verwacht rendement kunnen opleveren. Zo vonden Chan en Chen (1991) een significante correlatie tussen het verwacht rendement en de ratio kasstroom/prijs bij Japanse aandelen. Ook bij deze variabele is het echter nodig om kritisch te zijn. Ze kan namelijk niet zomaar vergeleken worden tussen verschillende landen, omdat de afschrijvingspolitiek verschilt van land tot land. Toch zijn de verschillen tussen landen inzake de kasstroom/prijs ratio kleiner dan de verschillen inzake de P/E ratio (Hawawini & Keim, 1995). Price-to-sales (P/S) zou een tweede alternatief kunnen vormen voor de price/earnings ratio. De verkopen worden namelijk het minst beïnvloed door de boekhoudkundige regels, waardoor er minder kans is dat de post verkopen in de boekhouding opgesmukt wordt (Hawawini & Keim, 1995). Op Amerikaanse markten 10

25 werd er reeds onderzoek gedaan naar het small cap effect, waarbij price-to-sales als variabele opgenomen werd in het regressiemodel. Hierbij werd duidelijk dat de portefeuilles met een lage P/S ratio gemiddeld gezien een hoger rendement opleveren dan portefeuilles met een hoge P/S ratio (Senchack & Martin, 1987; Jacobs & Levy, 1988). 7.3 Prijs/boek ratio Ook aan de ratio prijs/boek (P/B) dient de nodige aandacht te worden geschonken, aangezien ze een belangrijke indicator is voor het verwachte rendement. Empirisch onderzoek toonde dan ook aan dat er een significante negatieve relatie bestaat tussen de prijs/boek ratio en het rendement van een aandeel (Fama, 1992). De ratio prijs/boek heeft dus ook een significante verklaringskracht voor het gemiddeld rendement van een aandeel (Hawawini & Keim, 1995). Fama en French (1992) concludeerden dat de grootte van een bedrijf en de prijs/boek ratio voldoende zijn om de cross-sectionele verschillen in verwachte rendementen te verklaren. 7.4 BE/ME ratio De hefboomwerking waarmee rekening dient te worden gehouden bij een onderzoek naar het small cap effect zit echter in de inverse van de prijs/boek ratio, namelijk book-to-market equity (BE/ME). Fama en French (1992) gebruiken in hun onderzoek twee hefbomen. De eerste is de activa op de marktwaarde van de aandelen (A/ME) (de markthefboom) en de tweede is de activa op de boekwaarde van de aandelen (A/BE) (de boekhefboom). In hun regressie gebruiken ze de natuurlijke logaritmen van deze beide hefbomen (ln(a/me) en ln(a/be)), omdat logaritmen het effect van een hefboom op het gemiddelde rendement van een aandeel goed kunnen waarnemen. Bovendien kan het effect van de relatie tussen de hefboomwerking en de BE/ME ratio op het gemiddeld rendement van een aandeel ook beter geïnterpreteerd worden indien natuurlijke logaritmen worden gebruikt (Fama, 1992). Bhandari (1988) vond dat een hoge markthefboom geassocieerd is met een hoog gemiddeld rendement, maar dat een hoge boekhefboom dan weer samengaat met een laag gemiddeld rendement. Beide hebben dus een tegengesteld effect. Het is daarom het verschil tussen de markt- en boekhefboom dat het gemiddelde rendement mee kan helpen verklaren. Het verschil tussen deze hefbomen is gelijk aan de ratio boekwaarde-marktwaarde (BE/ME) (Fama, 1992): ln(be/me) = ln(a/me) ln(a/be) Als je controleert voor BE/ME, kom je tot de conclusie dat het verschil tussen de winst die grote ondernemingen genereren en de winst bij kleine ondernemingen slechts zeer gering is (Fama & French, 1993). Fama en French (1993) vonden dan ook een positieve correlatie tussen de BE/ME ratio en het gemiddelde rendement van een aandeel. 11

26 Het is opvallend dat zowel de price/earnings ratio, prijs/boek ratio, kasstroom/prijs als de ratio price-to-sales alle vier de variabele prijs bevatten. Dit is niet toevallig. Er is namelijk een significant positieve correlatie tussen de prijs en de grootte van een bedrijf (Blue & Stambaugh, 1983). 7.5 Dividendenrendement Het dividendenrendement vormt samen met de koerswinst het totale rendement van de investeerder. Het dividendenrendement kan aanzien worden als een stabiele en dus risicoloze bron van inkomsten (Bodie, Kane, & Marcus, 2013). Vaak wordt deze variabele gebruikt om voorspellingen te maken over toekomstige aandelenrendementen (Fama & French, 1988). In de literatuur wordt een positief verband gevonden tussen het dividendenrendement en het rendement dat een aandeel genereert. Verder is het dividendenrendement een eenvoudige en goede maatstaf om aandelen onderling met elkaar te vergelijken. Toch moet er rekening mee gehouden worden dat de omvang en de jaarlijkse groei van een dividend onzeker zijn. Als een bedrijf bijvoorbeeld verlies maakt, kan het beslissen om geen of slechts een miniem dividend uit te keren (De Standaard, 2009). Hier is onderneming Bpost een actueel voorbeeld van. Het bedrijf stond jarenlang bekend als een typisch dividendenaandeel, dat jaarlijks minstens 85 procent van de nettowinst als dividend uitkeerde. Tegenwoordig is de uitkering van dit dividend echter zeer onzeker. De CEO van Bpost, Koen Van Gerven, verklaarde in mei 2018 dat hij niet bereid was zijn hand in het vuur te steken om een dividend te kunnen blijven uitkeren (Bpost, 2018; D'hoore & De Groote, 2018). 8. CAPM Het capital asset pricing model stelt dat het verwachte rendement van een individueel aandeel bovenop de risicovrije rente afhangt van het rendement op de markt (Hawawini & Keim, 1995). Volgens het CAPM kan de relatie tussen het rendement en het risico als volgt worden uitgedrukt: E(Ri) = Rf + [E(RM) Rf] * ßiM, met i = 1,,N waarbij Rf de risicovrije rente is, E(RM) het verwachte marktrendement en ßiM de gevoeligheid van aandeel i aan wijzigingen in het marktrendement (zie ut infra) (Fama & French, 2004). In de veronderstelling dat het capital asset pricing model correct is en dat de effectenmarkten efficiënt zijn, zullen de rendementen op effecten gemiddeld gezien deze lineaire relatie volgen (Hawawini & Keim, 1995). Effectenmarkten zijn efficiënt als ze een maximaal verwacht rendement aanbieden en het risico minimaal is (Sharpe, 1964). Via diversificatie kan het risico van een investering beperkt worden. Het is dus niet het totale risico dat een invloed heeft op de prijs en het rendement van een activa, maar slechts een bepaald deel daarvan. Het CAPM houdt daarom rekening met de relatie tussen de prijs van een actief en alle verschillende componenten van het risico van dat actief. Er is namelijk geen consistente relatie tussen het verwacht rendement en het totale risico, maar wel tussen het verwacht rendement en het systematisch risico. Het systematisch risico is het deel van het totale risico dat gecorreleerd is met het rendement en dat niet kan 12

27 worden geëlimineerd via diversificatie. Het is een macro-economisch risico dat van toepassing is op alle aandelen in de markt. Hoe agressiever aandelen zijn (dus hoe sterker ze reageren op veranderingen in de economie), hoe hoger hun systematisch risico is (Sharpe, 1964). Het niet-systematisch risico is het bedrijfsspecifiek risico per individueel aandeel. Dit kan wel geëlimineerd worden aan de hand van diversificatie. Daarom dient het CAPM geen rekening te houden met dit risico in de berekening van de risicopremie. Enkel het systematisch risico moet worden vergoed. Dit systematisch risico wordt in het CAPM aangeduid met bèta ß (Sharpe, 1964). Deze bèta kan geïnterpreteerd worden als de gevoeligheid van het aandelenrendement aan veranderingen in het marktrendement (Fama & French, 2004). Het capital asset pricing model bouwt verder op het portfolio choice model van Markowitz (1959). Dit model veronderstelt dat investeerders op tijdstip t-1 een portfolio kiezen dat op tijdstip t een rendement oplevert. Het model gaat ervan uit dat investeerders risico-avers zijn en enkel rekening houden met het gemiddelde rendement en de variantie van dit rendement (het risico) bij het kiezen van een portfolio. Investeerders kiezen met andere woorden mean-variance-efficiënte portfolio s: een portfolio dat een maximaal verwacht rendement bij een minimaal risico oplevert (Markowitz, 1959). Sharpe (1964) en Lintner (1965) voegden twee assumpties toe aan het portfolio choice model. De eerste assumptie stelt dat investeerders het rendement dat ze verdienen op hun activa gelijk verdelen over het aantal dagen dat ze dat actief in hun bezit hadden (periode t-1 tot t). De tweede veronderstelling is dat je kan lenen en ontlenen aan de risicovrije rente en dat deze risicovrije rente voor alle investeerders gelijk is en onafhankelijk is van het bedrag dat je leent of ontleent. Er komt ook wat kritiek op het CAPM. Zo stellen onderzoekers Basu (1977) en Banz (1981) dat de price/earnings ratio en marktkapitalisatie van een bedrijf veel meer verklaringskracht hebben dan de bèta in het capital asset pricing model (het systematisch risico). Het zijn net de variabelen waarmee het CAPM geen rekening houdt (grootte, hefboom, P/E, BE/ME) die de meest significante verklaringskracht hebben voor gemiddelde rendementen (Fama & French, 1993). Daarnaast worden er in het CAPM heel wat eenvoudige veronderstellingen gemaakt, wat volgens Fama en French (1992) leidt tot empirische tekortkomingen. Bovendien vonden Fama en French (1992) dat er geen relatie is tussen het systematisch risico (bèta) en het rendement dat een actief genereert. Een ander puntje van kritiek is dat het CAPM geen rekening houdt met de invloed van liquiditeit, zoals ut supra reeds vermeld. Nochtans kunnen transactiekosten en het liquiditeitsrisico een invloed hebben op de size premium (van Dijk, 2011). Omwille van deze kritieken werden er verschillende alternatieven onderzocht voor het capital asset pricing model. Voorbeelden hiervan zijn de arbitrage prijstheorie ontwikkeld door Ross (1976) en het model ontwikkeld door Merton (1976). Beide alternatieven construeren een model waar meer empirisch bewijs voor is (Merton, 1973; Ross, 1976). Er zijn echter ook voorstanders van het capital asset pricing model. Een belangrijke reden waarom men niet zomaar kan zeggen dat het bewijs voor het feit dat het CAPM verkeerd is geldig is, is dat dat bewijs niet 13

28 beschouwd kan worden als een inbreuk tegen het CAPM. Men kan namelijk nooit de marktportfolio meten en bijgevolg kan het CAPM dus niet getest worden (Hawawini & Keim, 1995). 14

29 METHODOLOGIE 1. VERGELIJKING BEL SMALL, BEL MID EN BEL 20 INDEX De Bel Family bestaat uit de BEL Small, BEL Mid en BEL 20 Index. De BEL Small Index bevat alle aandelen met een vrij verhandelbare marktkapitalisatie hoger dan het level van de BEL 20 Index, vermenigvuldigd met euro. De toegangsdrempel voor deze index is het level van de BEL 20 Index, vermenigvuldigd met euro. De voorloper van deze index was de Belgian Small Cap Return Index (Euronext, 2015). De Bel Mid Index bevat alle aandelen met een vrij verhandelbare marktkapitalisatie hoger dan het level van de BEL 20 Index, vermenigvuldigd met euro. De toegangsdrempel voor de Bel Mid Index bedraagt het level van de BEL 20 Index, vermenigvuldigd met euro (Euronext, 2015). De Bel 20 Index bevat alle aandelen die een vrij verhandelbare marktkapitalisatie hebben die hoger ligt dan keer het level van de BEL 20 Index (uitgedrukt in euro). De toegangsdrempel voor de BEL 20 Index bedraagt het level van de BEL 20 Index, vermenigvuldigd met euro (Euronext, 2015). Door de prestaties van deze drie indexen over een tijdsperiode van ongeveer veertien jaar 13 met elkaar te vergelijken, zou al een eerste indicatie kunnen worden gegeven voor het al dan niet bestaan van het small cap effect. Figuur 3 Vergelijking BEL Small, BEL Mid en BEL 20 Index (Euronext, 2018) 13 In onze eigen analyses baseren we ons op data over een tijdsperiode van twintig jaar. De gegevens uit deze grafiek zijn afkomstig van de site van Euronext en gaan slechts tot veertien jaar terug in de tijd. 15

30 Figuur 3 toont de prestaties van de BEL Small (BELS), BEL Mid (BELM) en BEL 20 Index. Tot voor de financiële crisis zijn er geen duidelijke verschillen op te merken. Vanaf het jaar 2008 presteert de BEL Small Index beter dan de BEL Mid en BEL 20 Index.. Dit kan erop wijzen dat aandelen van kleine bedrijven wel degelijk een hoger rendement behalen op Euronext Brussel dan aandelen van middelmatige of grote ondernemingen. Een mogelijke verklaring voor deze hogere rendementen zou kunnen gegeven worden door de quantitative easing politiek van de ECB. Kort gezegd is quantitative easing het opkopen van (overheids)obligaties. Het doel van quantitative easing was en is voor de ECB om de economie terug aan te trekken en een inflatie van 2 procent te behalen. Door deze onconventionele maatregelen werd er heel wat geld in de economie gepompt en werden lenigen ook een heel stuk goedkoper. Hierdoor konden zowel bedrijven als gezinnen makkelijker investeren. Bijgevolg begon de economie zich terug te herstellen van de financiële crisis en zit ze in expansie. Zoals ut supra reeds beschreven, presteren small caps normaal gezien beter in tijden van economische expansie en een expansief monetair beleid. Dit is waarom het beleid van de ECB hier een mogelijke verklaring voor zou kunnen zijn. Toch mogen geen voorbarige conclusies worden getrokken op basis van deze grafiek. De samenstelling van deze indexen wijzigt namelijk per kwartaal, wat rebalancing wordt genoemd. Zo is er een groot verschil in de samenstelling van de BEL 20 van twintig jaar geleden ten opzichte van vandaag. Om op een correcte manier te kunnen vergelijken, zou dus in principe de samenstelling van deze drie indexen hetzelfde moeten blijven over de hele tijdsperiode om een juiste en objectieve vergelijking te kunnen maken (Euronext, 2015). Figuur 3 geeft enkel een globaal beeld van de prestaties van de BEL Small, BEL Mid en BEL 20 Indexen. Het geeft echter geen informatie over de precieze factoren die het zogenaamde size effect veroorzaken. Men zou dus de vraag kunnen stellen of de BEL Small Index inderdaad beter presteert als gevolg van hun lagere marktkapitalisatie, of als dit eerder veroorzaakt wordt door bijvoorbeeld een lagere aandelenkoers. 2. VERZAMELING VAN DE DATA Voor dit empirisch onderzoek werd gebruik gemaakt van panel data, verkregen via de databases Thomson Reuters Eikon en Thomson Reuters Datastream. De gegevens werden verzameld voor een steekproef van 115 bedrijven 14, die gedurende de periode tussen 23 februari 1998 en 23 februari 2018 genoteerd stonden op Euronext Brussel. Er werd gebruik gemaakt van maandelijkse data. De panel data bestaat bijgevolg dus uit 115 bedrijven, waarvoor data werd verzameld voor 241 maanden (de afgelopen twintig jaar). Niet alle bedrijven die tussen de periode van 23 februari 1998 tot 23 februari 2018 op Euronext genoteerd stonden worden opgenomen in onze steekproef. De reden hiervoor is dat Thomson Reuters Eikon en Thomson Reuters Datastream geen (betrouwbare) data opleverde voor enkele bedrijven en deze werden bijgevolg niet opgenomen in de steekproef. Zo nam bijvoorbeeld de marktkapitalisatie voor enkele bedrijven (onder andere Scheerders Van Kerchove en Immo Lux Airport) gedurende meerdere maanden dezelfde 14 Bijlage A: lijst van alle bedrijven die opgenomen werden de gebruikte steekproef 16

31 waarde aan, wat ook ons wantrouwen wekte. Het is namelijk maar weinig waarschijnlijk dat de aandelenkoers van een bedrijf gedurende meerdere maanden na elkaar ongewijzigd blijft. Voor onder andere de bedrijven Immo Zenobe Gram en Kortrijk Shopping waren er dan weer geen gegevens beschikbaar voor de variabelen price/earnings ratio en prijs/boek ratio, waardoor we ook besloten deze bedrijven niet op te nemen in de steekproef. Verder werd er voor onder andere Resilux en Exmar een negatieve prijs/boek ratio gevonden, wat zou wijzen op een negatief eigen vermogen. Daarom werden ook alle bedrijven met een negatieve prijs/boek ratio uit de data verwijderd. De volledige lijst van bedrijven die niet opgenomen werden is te vinden in bijlage B. De tijdsperiode die wordt onderzocht voor dit onderzoek bevat twee periodes van een economische crisis, zoals te zien is op figuur 4. Omdat er in de literatuur bewijs werd gevonden voor de samenloop van het small cap effect met de conjuncturele cycli, wordt de data opgedeeld in drie deelperiodes. Figuur 4 Beursschommelingen van de BEL 20 tussen 23/02/1998 en 23/02/2018 (Euronext Brussel, 2018) De eerste deelperiode heeft betrekking op de dotcom-crisis. De aanleiding van deze recessie was de dotcombubbel, die in België op zeven januari 1999 uit elkaar spatte. De Belgische beurzen kenden hun dieptepunt op twee april 2003, waarna de aandelenmarkt geleidelijk aan opnieuw beter begon te presteren (Euronext Brussel, 2018). De oorzaak van deze dotcom-bubbel was een enorme interesse voor technologiegiganten, en dan vooral voor de internetbedrijven. Ook de naam van deze crisis verwijst hiernaar. Beleggers waren in alle bedrijven geïnteresseerd waarvan.com voorkwam in hun naam, product of dienst. De winstgevendheid van deze bedrijven was minder van belang. Hun aandelenprijzen bleven namelijk stijgen en beleggers geloofden dat de dotcom-onderneming vroeg of laat wel winstgevend zou worden. Door de wedloop naar aandelen van internet- en technologiebedrijven eind jaren negentig stegen de aandelenprijzen van deze bedrijven enorm. Niettemin waren er tussen deze organisaties ook heel wat slechte spelers, die niet meer waren dan een lege doos en nooit winstgevend zouden worden. De dotcom-crisis werd bovendien nog versterkt door de aanslagen in New York op elf september Als gevolg van deze terreurdaad moesten tal van grote verzekeraars en herverzekeraars hun beleggingsproducten verkopen, om zo de schade van de aanslagen te kunnen dekken. Dit leidde tot een wereldwijde verkoopgolf van de aandelen van 17

32 technologiebedrijven (Van Daele, 2017, 2018). Voor dit empirisch onderzoek werd de data van 23 december 1998 tot en met 23 maart 2003 gecategoriseerd als dotcom-crisis. De tweede deelperiode heeft betrekking op de financieel economische crisis, die zijn oorsprong vond in de bubbel in de Amerikaanse huizenmarkt en de rommelhypotheken 15 die in de Verenigde Staten werden uitgegeven. Heel wat van deze subprimekredieten werden wereldwijd onder de vorm van collateralized debt obligations (CDO s) doorverkocht aan andere financiële instellingen. Dit had tot gevolg dat heel wat banken in de problemen kwamen en dat ook het vertrouwen op de interbankenmarkt langzaamaan wegebde. Het faillissement van Lehman Brothers in september 2008 betekende voor Europa dan ook het begin van een nieuwe recessie. Het vertrouwen op de interbankenmarkt verdween, doordat de verschillende financiële instellingen niet wisten van elkaar wie de risicovolle rommelhypotheken op de balans staan had. Hierdoor kregen banken die zwaar belegd hadden in de CDO s of de financiële instellingen die sterk afhankelijk waren van de interbankenmarkt het erg moeilijk en zo werd de financiële crisis een bankencrisis. Toen ook Fortis in september 2008 het hoofd niet langer boven water kon houden, betekende dit ook voor België het begin van de financiële crisis. Midden 2009 trok de Belgische economie terug aan, maar in de tweede helft van 2010 kelderde deze reeds terug. Pas in 2013 zette de Belgische economie eindelijk opnieuw een stijgende trend in, die tot op vandaag nog steeds wordt verdergezet (Bijlsma, Dubovik, & Straathof, 2013; Michielsen, sd). Deze trends zijn te zien op figuur 5 in bijlage C. Voor dit empirisch onderzoek werd de data van 23 september 2008 tot en met 23 december 2013 als periode van financieel economische crisis in België beschouwd. De laatste deelperiode die in deze analyses wordt onderzocht, heeft betrekking op alle periodes van economische expansie van de afgelopen twintig jaar. Specifiek gaat dit over de data die betrekking heeft op de periodes van 23 februari 1998 tot en met 22 december 1998, van 24 maart 2003 tot en met 22 september 2008 en van 24 december 2013 tot en met 23 februari REGRESSIEMODEL EN GEBRUIKTE VARIABELEN Om meer duidelijkheid te scheppen over welke factoren de betere prestaties van de aandelen uit de BEL Small Index veroorzaken, worden ut infra enkele regressieanalyses uitgevoerd met behulp van het econometrische programma Gretl. De afhankelijke en onafhankelijke variabelen in deze regressies werden geselecteerd op basis van de reeds bestaande literatuur. Dit kwantitatief onderzoek dient na te gaan of er de afgelopen twintig jaar al dan niet een small cap effect aanwezig was op Euronext Brussel. Rit = α + ß1RMt + ß2MVit + ß3(P/B)it + ß4(P/E)it + ß5DYit + eit 15 Rommelhypotheken zijn hypotheken die werden uitgegeven aan kredietnemers met een beperkte kredietwaardigheid, ook wel NINJA s genoemd (No Income, No Job, No Assets) (Michielsen, sd). 18

33 Waarbij: α = de constante alpha Rit = het rendement van aandeel i in periode t, berekend op maandbasis (uitgedrukt in euro) RMt = het marktrendement van de Bel All-Share Index in perirode t (uitgedrukt in euro) MVit = marktkapitalisatie van bedrijf i in periode t, uitgedrukt in euro (uitgedrukt in miljoen euro) (P/B)it = prijs/boek ratio van bedrijf i in periode t (P/E)it = price/earnings ratio van bedrijf i in periode t DYit = dividendenrendement van bedrijf i in periode t (uitgedrukt in procent) eit = de standaardfout voor aandeel i in periode t Alle opgenomen variabelen zijn berekend op maandbasis. 3.1 Het rendement van aandeel i in periode t (Rit), berekend op maandbasis Rit is de afhankelijke variabele in dit onderzoek. Het meet het rendement van een aandeel i in periode t en is afhankelijk van vijf verklarende variabelen: marktrendement, marktkapitalisatie, P/B ratio, P/E ratio en dividendenrendement. De waarden voor deze variabele werden geselecteerd uit de return index, voor alle bedrijven uit de steekproef over de periode van afgelopen twintig jaar (23/02/ /02/2018). Een return index toont de theoretische groei van een aandeel over een bepaalde periode, waarbij verondersteld wordt dat de dividenden geherinvesteerd worden in nieuwe aandelen van het bedrijf. De return index werd berekend als volgt (Thomson Reuters Datastream, 2018): RI t = RI t 1 ( PI t PI t 1 ) * (1 + DY t N ) Waarbij: RIt = return index in periode t RIt-1 = return index in periode t-1 PIt = prijsindex in periode t PIt-1 = prijsindex in periode t-1 DYt = dividendenrendement in periode t (uitgedrukt in procent) N = aantal handelsdagen (wordt verondersteld op 260) 3.2 Het marktrendement in periode t (RMt), berekend op maandbasis Het marktrendement van de Bel All-Share Index in periode t is een verklarende variabele die meet hoe goed of slecht de Bel All-Share Index presteert op een bepaald moment. De Bel All-Share Index is een index die bestaat uit alle bedrijven die noteren op Euronext Brussel. De bèta coëfficiënt van de variabele marktrendement geeft aan of het gaat over een cyclisch aandeel of niet. Als de bèta coëfficiënt onder het getal één ligt, wil dit zeggen dat het gaat over een defensief aandeel. Het aandeel zal dan minder volatiel 19

34 zijn dan de markt. Dit betekent met andere woorden dat als de markt met één procent stijgt (daalt), het aandeel met minder dan één procent zal stijgen (dalen). Als de bèta coëfficiënt hoger is dan één, gaat het over een agressief aandeel. Indien de marktindex dan met één procent zou stijgen (dalen), zal dit aandeel met meer dan één procent stijgen (dalen). 3.3 De marktkapitalisatie van aandeel i in periode t (MVit) De marktkapitalisatie is een indicatie voor de grootte van de onderneming en bepaalt of de aandelen van de onderneming een small, mid of large cap zijn. Als de coëfficiënt ß2 een negatieve waarde heeft, wijst dit op het bestaan van een small cap effect. Er is dan namelijk een negatieve relatie tussen de grootte van een onderneming en het rendement dat de aandelen van die onderneming genereren. De marktkapitalisatie wordt berekend door het aantal uitstaande aandelen te vermenigvuldigen met de koers van dat aandeel. 3.4 Prijs/boek ratio van aandeel i in periode t ((P/B)it) De P/B ratio meet de marktwaarde van de aandelen ten opzichte van de boekwaarde van de aandelen. Als deze ratio hoger is dan één, schat de markt de waarde van de aandelen hoger in dan de boekwaarde. Het belang van het opnemen van deze variabele in de regressie werd aangetoond door Fama en French (1992) en Hawawini en Keim (1995) en werd ut supra reeds uitvoerig besproken. 3.5 Price/earnings ratio van aandeel i in periode t ((P/E)it) De price/earnings ratio meet de aandelenkoers ten opzichte van de winst per aandeel van het bedrijf (De Standaard, 2009). Deze variabele is een benadering voor het verwachte rendement. De price/earnings ratio wordt opgenomen, omdat onderzoek aantoonde dat aandelen van bedrijven met een lage P/E consistent hogere rendementen opleveren dan gemiddeld (Nicholson, 1960). 3.6 Het dividendenrendement van aandeel i in periode t (DYit) De onafhankelijke variabele dividendenrendement drukt het dividend per aandeel uit als een percentage van de totale aandelenprijs. Het dividendenrendement wordt berekend op basis van het bruto dividend en kan beschouwd worden als de relatief risicoloze component van een aandelenrendement. Het is belangrijk om deze component in beschouwing te nemen, omdat er anders een verkeerde inschatting gemaakt wordt van het werkelijke rendement dat het aandeel genereert. 3.7 Transformaties op de data Logaritme en logaritmisch eerste verschil Om na te gaan of de variabelen een unit root bevatten, werd de statistische Augmented Dickey-Fuller test uitgevoerd. De output van deze test is terug te vinden in bijlage D. De Augmented Dickey-Fuller test kon echter enkel worden uitgevoerd op de variabelen marktkapitalisatie, aandelenrendement en marktrendement. Doordat er ontbrekende waarden zijn voor de prijs/boek ratio, price/earnings ratio en 20

35 dividendenrendement kon deze test niet uitgevoerd worden op deze variabelen. Om te bepalen of deze drie onafhankelijke variabelen een trendmatig verloop kennen, werd daarom hun grafische verloop via een panel plot geanalyseerd. Ook deze grafieken worden weergegeven in bijlage D. Op het eerste zicht lijken deze variabelen een stationair verloop te kennen. De Augmented Dickey-Fuller test toonde aan dat het aandelenrendement en het marktrendement een trendmatig verloop kennen. Om beide variabelen stationair te maken en hun geschatte coëfficiënten te kunnen uitdrukken in procentuele veranderingen, werd van deze variabelen het logaritmische eerste verschil genomen aan de hand van de volgende formule: % verandering [ln(yt) ln(yt-1)] * 100 Op deze manier kon het econometrische probleem van spurious regression vermeden worden. Bovendien vergemakkelijkt dit ook de interpretatie van de regressieresultaten. Door het (logaritmische) eerste verschil van een variabele te nemen, kunnen de geschatte coëfficiënten van deze variabelen als procentuele verandering worden geïnterpreteerd. Niettegenstaande dat het visueel nagaan of een variabele al dan niet stationair is niet waterdicht is, werd er van de andere opgenomen variabelen geen logaritmisch eerste verschil genomen. Dit om beter het effect van de variabelen op het aandelenrendement te kunnen vatten. Een small cap aandeel kan zeer sterk stijgen of dalen in bepaalde tijdsperiodes en hierdoor kan er een groot verschil in marktkapitalisatie ontstaan. Indien de logaritmische eerste verschillen zouden worden genomen van de variabele marktkapitalisatie, zou er echter geen onderscheid meer gemaakt kunnen worden tussen small, mid en large caps. Indien de prijs van een aandeel sterk stijgt, is er een positief verschil in marktkapitalisatie en in het rendement. Het omgekeerde geldt bij een daling van de prijs van een aandeel. Hierdoor zou er een sterk positief verband gevonden worden tussen het aandelenrendement en de marktkapitalisatie. Om dit te vermijden, wordt er enkel gebruik gemaakt van de logaritmen van de variabele en niet van de logaritmische eerste verschillen. Hetzelfde geldt voor de variabelen prijs/boek ratio en price/earnings ratio. Indien de aandelenprijs stijgt, heeft dit een positief rendement en dus ook een positief verschil in prijs/boek ratio tot gevolg. Dit doordat de aandelenprijs stijgt, terwijl de boekwaarde constant blijft. Ditzelfde principe gaat op voor de price/earnings ratio. Indien de aandelenprijs sterk stijgt en de omzet van de onderneming in kwestie gelijk blijft, leidt dit tot een positief rendement en positief verschil in de price/earnings ratio. Gezien het feit dat de variabele dividendenrendement reeds in procent is uitgedrukt, werd hiervan geen logaritme genomen Uitschieters Bij het uitvoeren van alle regressieanalyses ut infra werd ervoor geopteerd om de uitschieters niet te verwijderen uit de data. Uitschieters zijn datapunten waarvan de absolute waarde hoger ligt dan 2,5 keer de 21

36 standaardfout van de resttermen en kunnen hierdoor de regressielijn scheeftrekken. Voor dit empirisch onderzoek werden de uitschieters mee in beschouwing genomen, omdat er bij deze regressieanalyses gewerkt werd met panel data en het verwijderen van uitschieters ertoe zou leiden dat de tijdreeksen onderbroken worden en de data dus niet langer representatief is. 3.8 Correlaties In bijlage E werd de correlatiematrix gevoegd die betrekking heeft op de data van de zes opgenomen variabelen over de tijdsperiode van 23 februari 1998 tot en met 23 februari Deze matrix toont de richting en de sterkte van het verband tussen twee opgenomen variabelen aan. Opvallend is dat er geen enkele variabele sterk gecorreleerd is met een andere variabele. De sterkste samenhang die werd gevonden is die tussen het aandelenrendement en de marktkapitalisatie (namelijk 0,324 of 32,40 procent). Bovendien is deze correlatie positief, waardoor er geconcludeerd kan worden dat beide variabelen elkaar versterken. Een stijging in de marktkapitalisatie zal met andere woorden leiden tot een stijging in het aandelenrendement en vice versa. Dit is in tegenspraak met het small cap effect, dat stelt dat het aandelenrendement hoger ligt naarmate de marktkapitalisatie van een onderneming daalt. Niet alle verbanden tussen de variabelen zijn echter positief. In tabel 26 (bijlage E) worden ook enkele negatieve correlaties weergegeven. Het is opvallend dat de price/earnings ratio met zowel het aandelenrendement als het dividendenrendement een negatief verband vertoont. Een stijging in de price/earnings ratio leidt dus tot een daling van deze variabelen. Dit ligt volledig in lijn met de bestaande literatuur. Nicholson (1960) vond in zijn onderzoek dat aandelen van bedrijven met een lage price/earnings ratio hogere rendementen genereren. Het dividendenrendement vertoont verder ook nog een negatieve correlatie met de prijs/boek ratio en met het marktrendement. Bijkomend kan er op basis van deze correlatiematrix geconcludeerd worden dat er in dit empirisch onderzoek geen probleem van multicollineariteit optreedt. Er is sprake van multicollineariteit wanneer er variabelen opgenomen worden in het regressiemodel die een correlatie vertonen van 80 procent of hoger (Koop, 2016). 3.9 Exclusie van sectoren Voor dit empirisch onderzoek werd beslist een opdeling te maken in verschillende deelperiodes, zoals ut supra reeds werd beschreven. Ook werd het effect van verschillende bedrijfssectoren op de gebruikte data onderzocht. De sectoren waarvan de impact op de afhankelijke en opgenomen verklarende variabelen werd gemeten, zijn de biotechsector, de financiële sector (voornamelijk banken), de vastgoedsector (voornamelijk gereglementeerde vastgoedvennootschappen) en de financiële holdings. De voornaamste reden waarom het effect van de biotechbedrijven onder de loep werd genomen, is omdat deze bedrijven zelden of nooit een dividend uitbetalen. Hierdoor zouden deze ondernemingen het effect van 22

37 het dividendenrendement kunnen vertekenen. Bovendien waren biotechbedrijven vooral in de laatste jaren erg populair bij beleggers. De aandelenkoers van biotechbedrijven is zeer volatiel en bovendien zijn veel van deze ondernemingen (nog) niet winstgevend. Om deze redenen verdient deze sector extra aandacht. Ook het meten van het effect van de financiële sector op een eventueel small cap effect is erg interessant. Voor dit onderzoek wilden we vooral weten wat het effect van deze sector is op de resultaten tijdens de financiële crisis. Financiële bedrijven hadden namelijk een hoge marktkapitalisatie vóór de financiële crisis, maar tijdens deze periode van economische recessie verschrompelde de financiële sector in sterke mate (European Central Bank, 2016). Het is dus mogelijk dat enkel deze verschrompeling een oorzaak zou vormen voor de eventuele aanwezigheid van een small cap effect in België. Tal van banken moesten tijdens deze recessie gered worden door de overheid, werden overgenomen door andere banken of tekenden hun faillissement. Hier is de bank Dexia een goed voorbeeld van. Deze financiële instelling noteert nog steeds op Euronext Brussel, zij het wel als een penny stock 16. De reden hiervoor is dat Dexia enkel nog een restbank is, met de toxische financiële producten die Dexia in portefeuille had. De andere poot van deze financiële instelling maakte een doorstart als Belfiusbank. Ook banken als Fortis, KBC en ING kenden enkele problemen tijdens deze recessie. KBC en ING noteren vandaag in de BEL 20 Index. Ook de voormalige verzekeringspoot van Fortis noteert vandaag op Euronext Brussel, zij het onder de naam van verzekeraar Ageas. Zoals ut supra reeds werd besproken, lag de oorsprong van deze financieel economische recessie in de huizencrisis die speelde in de Verenigde Staten en die zich enkele maanden later ook liet voelen in Europa. De vastgoedprijzen in België bleven relatief stabiel, maar Belgische gereglementeerde vastgoedvennootschappen beleggen uiteraard niet uitsluitend in Belgisch vastgoed. Daarom is het interessant om te onderzoeken of ook deze sector een belangrijke impact heeft op de regressieresultaten. De laatste bedrijven waarvan het effect wordt bestudeerd, zijn de financiële holdings. Deze holdings proberen zeggenschap te krijgen in de raad van bestuur van ondernemingen waar ze aandelen van bezitten. Investeringsmaatschappijen beleggen in verschillende sectoren en dus ook in biotechbedrijven, financiële instellingen en vastgoedvennootschappen. Om het effect van de holdings op de regressieresultaten te kunnen analyseren, werd ook de analyse gemaakt voor de data exclusief de financiële holdings. In bijlage F wordt een overzicht gegeven van alle bedrijven die per sector werden verwijderd uit de data. 16 Penny stock: Een penny stock, ook wel in de volksmond centjesaandeel genoemd, is een aandeel met een zeer lage aandelenkoers dat je voor amper een paar eurocent kan aankopen. De naam penny stock verwijst naar aandelen die voor een paar penny kunnen worden aangekocht. 23

38 4. FIXED EFFECTS MODEL Uit de statistische testen kwam het fixed effects model naar voren als het best mogelijke model voor dit empirisch onderzoek. De statistische test for differing group intercepts, die nagaat of de constante alpha voor elke cross-sectie al dan niet dezelfde waarde aanneemt, leverde voor bijna elke regressieanalyse (behalve voor de regressies uitgevoerd op de steekproef die alle sectoren bevat, de steekproef exclusief de biotechsector, de steekproef exclusief de vastgoedsector en de steekproef exclusief holdings, telkens voor de periodes van economische expansie) een p-waarde op die lager ligt dan de kritische waarde van 0,05. Hieruit kan geconcludeerd worden dat de nulhypothese (αi = αj) verworpen moet worden en dat het fixed effects model dus verkozen wordt boven het pooled model. Daarna werd de Breusch-Pagan test uitgevoerd om na te gaan of het pooled model al dan niet te prefereren valt boven het random effects model. Deze test leverde voor bijna elke regressie een p-waarde op die boven de kritische waarde van 0,05 ligt. Hierdoor werd de nulhypothese (σ²v = 0, dus pooled model gebruiken) aanvaard en de alternatieve hypothese (σ²v 0, dus random effects model gebruiken) verworpen. Voor de analyses die werden uitgevoerd op de steekproeven exclusief biotechbedrijven, exclusief vastgoedvennootschappen en exclusief holdings, die telkens betrekking hebben op de volledige afgelopen twintig jaar, leverde de Breusch-Pagan test echter een p-waarde op die ook beneden de kritische grens van 0,05 ligt. Om te bepalen of het fixed of random effects model te prefereren valt voor deze analyses, werd gekeken naar de p-waarde van de Hausman test. Voor beide steekproeven lag deze p-waarde beneden de kritische grens van 0,05, waardoor de nulhypothese (random effects model gebruiken) verworpen werd en de alternatieve hypothese (fixed effects model gebruiken) werd aanvaard. Voor de regressieanalyses die werden uitgevoerd op de steekproef die alle sectoren bevat, de steekproef exclusief de biotechsector, de steekproef exclusief de vastgoedsector en de steekproef exclusief de holdings, telkens voor de periodes van economische expansie, werd er bij de test for differing group intercepts echter een p-waarde gevonden die boven de kritische waarde van 0,05 ligt. Voor deze regressie werd bijgevolg geopteerd voor het pooled model. Bij het pooled model worden alle variabelen samengenomen in één model en wordt er bijgevolg één regressielijn geschat. Dit levert dan één set van coëfficiënten op, over alle cross-secties en periodes heen. Het pooled model wordt gebruikt als er geen individuele effecten zijn en als dus α1 = α2 = = αn. Bij het fixed effects model wordt per cross-sectie een vast effect verkregen. Dit betekent dat voor elk bedrijf een aparte constante alpha wordt verkregen, maar dat de geschatte bèta-coëfficiënten voor elk bedrijf gelijk zijn. Zo wordt er per bedrijf een andere regressielijn verkregen. Het fixed effects model kan uitgevoerd worden aan de hand van dummy variabelen of aan de hand van de-meaned variabelen. Het voornaamste nadeel van het uitvoeren van het fixed effects model via dummy variabelen is dat het leidt tot onnauwkeurigere schattingen, omdat je heel wat coëfficiënten moet schatten aan de hand van een beperkt 24

39 aantal observaties. Deze problemen kunnen opgelost worden door het fixed effects model uit te voeren aan de hand van de-meaned variabelen. Het de-meanen van een variabele houdt in dat je het gemiddelde per cross-sectie van elke variabele aftrekt, zodat het individuele effect verdwijnt. De keerzijde hiervan is echter dat dit ertoe zou kunnen leiden dat er minder variantie in de verklarende en afhankelijke variabelen zit en dat de schattingen dus minder efficiënt zijn 17. Bijkomend kan het effect van variabelen die constant zijn doorheen de tijd niet worden geschat via het de-meanen van de variabelen (Koop, 2016). Voor dit onderzoek werd ervoor geopteerd te werken met de-meaned variabelen, omdat er geen variabelen worden opgenomen in de regressieanalyses die constant zijn doorheen de tijd en om de nadelen van het werken met dummy variabelen te vermijden. Ook vanuit economisch oogpunt is het fixed effects model beter voor dit empirisch onderzoek dan het pooled model of random effects model. De steekproef wordt namelijk bewust getrokken uit de populatie. Die bedrijven waarvoor de data onvolledig of onbetrouwbaar was, werden bewust uit de steekproef gelaten. 5. REGRESSIE MET ALLE SECTOREN 5.1 Beschrijvende statistieken Tabel 1 Beschrijvende statistieken voor alle sectoren over de afgelopen twintig jaar Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,36-100,00 141,20 marktrendement (in %) 0,42-19,22 14,47 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 5 506,00 0, ,50 prijs/boek ratio 1,82 0,05 120,30 price/earnings ratio 18,67 0,00 215,40 dividendenrendement (in %) 2,49 0,00 149,30 Tabel 1 toont de beschrijvende statistieken van alle variabelen die gebruikt worden voor dit empirisch onderzoek, over een periode van twintig jaar (23/02/ /02/2018). Gemiddeld gezien levert een aandeel van een bedrijf dat genoteerd staat op Euronext Brussel maandelijks een rendement op 0,36 procent. Het laagste aandelenrendement dat voor deze periode van twintig jaar op Euronext Brussel werd behaald, bedroeg -100,00 procent, wat betekent dat de belegger zijn volledige inbreng kwijt is. Het hoogste aandelenrendement dat afgelopen twintig jaar gemeten werd op Euronext Brussel bedroeg 141,20 procent. 17 Een schatting van een variabele is het efficiëntst als ze de laagst mogelijke standaardafwijking vertoont. Door het de-meanen van de variabelen vallen er observaties weg. Hoe minder observaties er zijn, hoe groter de standaardfout van de variabele en dus hoe minder efficiënt de schattingen zijn. 25

40 Het rendement maandelijks dat de Bel All-Share Index genereert bedroeg afgelopen twintig jaar gemiddeld 0,42 procent. In februari 2003 presteerde de Bel All-Share Index het slechtst, met een marktrendement van -19,22 procent. Het hoogste marktrendement werd behaald in oktober 2017 en bedroeg 14,47 procent. Bedrijven die afgelopen twintig jaar genoteerd stonden op Euronext Brussel hadden een gemiddelde marktkapitalisatie van 5 506,00 miljoen euro. De laagste marktkapitalisatie was die van Payton Planar en bedroeg euro. Technologiebedrijf IBM behaalde in september 2000 de hoogste marktkapitalisatie ( ,50 miljoen euro) die afgelopen twintig jaar gemeten werd op Euronext Brussel. De gemiddelde prijs/boek ratio bedraagt 1,81. De markt schatte de voorbije twintig jaar de waarde van de aandelen genoteerd op Euronext Brussel met andere woorden gemiddeld 1,81 keer hoger in dan de boekwaarde van die aandelen. In juni en juli 2012 schatte de markt de waarde van de aandelen van Banque Nationale de Belgique dan weer twintig keer lager in dan de boekwaarde ervan. Dit was dan ook meteen de laagste waarde voor de prijs/boek ratio van de afgelopen twintig jaar. De hoogste waarde die voor de variabele prijs/boek ratio werd gemeten, was voor het communicatiebedrijf Zenitel en bedraagt 120,30. In december 1999 lag de marktwaarde van de aandelen van Zenitel dus 120,30 keer hoger dan de boekwaarde ervan. De gemiddelde price/earnings ratio voor de bedrijven die tussen 23 februari 1998 en 23 februari 2018 op Euronext Brussel genoteerd stonden, bedroeg 18,67. Dit betekent dat de aandelenkoers gemiddeld 18,67 keer hoger lag dan de winst per aandeel van het betreffende bedrijf. De hoogste waarde voor de price/earnings ratio bedroeg 215,40 en stond op naam van het bedrijf Iep Invest. Het dividendenrendement op Euronext Brussel bedroeg afgelopen twintig jaar gemiddeld 2,49 procent. De minimumwaarde van 0,00 procent hierbij betekent eenvoudigweg dat er voor het betreffende bedrijf in deze periode geen dividend werd uitgekeerd. Investeringsmaatschappij Quest for Growth behaalde afgelopen twintig jaar in september 2001 het hoogste dividendenrendement, namelijk 149,30 procent. Tabel 2 Beschrijvende statistieken voor alle sectoren tijdens de recessie van Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) - 1,17-100,00 119,20 marktrendement (in %) - 1,12-14,59 4,34 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 6 621,00 0, ,50 prijs/boek ratio 2,07 0,08 120,30 price/earnings ratio 19,44 0,00 212,20 dividendenrendement (in %) 2,50 0,00 149,29 26

41 Tabel 2 toont de beschrijvende statistieken van de data van alle 115 bedrijven tijdens de recessie van 1998 tot en met Het gemiddelde maandelijkse aandelenrendement lag met zijn -1,17 procent tijdens deze crisisperiode opvallend lager dan het gemiddelde van afgelopen twintig jaar. Het laagste aandelenrendement dat tijdens de dotcom-crisis werd behaald, bedroeg opnieuw -100,00 procent. Het hoogste aandelenrendement dat tijdens deze recessie werd gegenereerd bedroeg 119,20 procent. Ook het gemiddelde maandelijkse marktrendement ligt beduidend lager dan het gemiddelde over de periode van 1998 tot en met Het hoogtepunt van de dotcom-crisis vond in februari 2003 plaats. Op dit moment bedroeg het marktrendement amper -14,59 procent. De Bel All-Share Index werd het minst getroffen door deze recessie in januari Tijdens deze maand behaalde de Belgische beurs een marktrendement van 4,34 procent. Opvallend is dat de gemiddelde marktkapitalisatie tijdens de dotcom-crisis zo n miljoen euro hoger lag dan de gemiddelde marktkapitalisatie over de afgelopen twintig jaar heen. De minimum- en maximummarktkapitalisatie die tijdens deze recessie werd gevonden, zijn dezelfde als deze in tabel 1. Voor de interpretatie van deze cijfers wordt dan ook naar de tekst bij tabel 1 ut supra verwezen. De markt schatte de waarde van de aandelen tijdens de recessie van gemiddeld gezien zo n 2,07 keer hoger in dan de boekwaarde van de desbetreffende aandelen. Tijdens de dotcom-crisis oversteeg de marktwaarde van aandelen dus meer hun boekwaarde dan wanneer afgelopen twintig jaar op zijn geheel in beschouwing wordt genomen. De hoogste waarde voor de prijs/boek ratio die tijdens deze recessie werd waargenomen op Euronext Brussel bedraagt 120,30 en is opnieuw afkomstig van onderneming Zenitel. De laagste waarde die voor deze ratio werd waargenomen tijdens de dotcom-crisis staat op naam van financiële instelling Banque Nationale de Belgique. In mei, juni en augustus 2000 schatte de markt de waarde van deze aandelen amper 0,08 keer hoger in dan hun boekwaarde. Uit tabel 2 kan eveneens afgeleid worden dat de price/earnings ratio voor deze steekproef tijdens de dotcomcrisis hoger lag dan tijdens de periodes van economische expansie (terug te vinden in tabel 4). Dit is echter in tegenspraak met de bestaande literatuur, die stelt dat de price/earnings ratio van een bedrijf lager is in periodes van economische laagconjunctuur (De Standaard, 2009). I.R.I.S. Group behaalde in maart 2000 de hoogste P/E van de dotcom-crisis. De aandelenkoers van I.R.I.S. Group lag tijdens deze maand 212,20 keer hoger dan de winst per aandeel van het bedrijf. Het gemiddelde dividendenrendement dat tijdens de dotcom-crisis werd behaald, is ongeveer stabiel gebleven in vergelijking met het gemiddelde over de periode van 23 februari 1998 tot en met 23 februari Quest for Growth realiseerde in september 2001 het hoogste dividendenrendement van de dotcomcrisis, namelijk 149,29 procent. 27

42 Tabel 3 Beschrijvende statistieken voor alle sectoren tijdens de recessie van Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,46-100,00 141,20 marktrendement (in %) 0,54-19,22 12,40 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 4 633,00 1, ,30 prijs/boek ratio 1,32 0,05 8,81 price/earnings ratio 17,32 0,20 176,70 dividendenrendement (in %) 2,88 0,00 66,06 Tabel 3 toont de beschrijvende statistieken van de zes opgenomen variabelen van de bedrijven die tijdens de financiële crisis op Euronext Brussel noteerden. Het gemiddelde maandelijkse aandelenrendement lag tijdens deze recessie duidelijk hoger dan tijdens de dotcom-crisis en bedraagt 0,46 procent. Tijdens de financiële crisis leverde de Bel All-Share Index een gemiddeld maandelijks marktrendement op van 0,54 procent. Deze crisis woog het zwaarst door in februari 2009, waar het marktrendement slechts - 19,22 procent bedroeg. In december 2013 had deze recessie de laagste impact op het marktrendement. De Bel All-Share Index genereerde tijdens deze laatste maand van economische laagconjunctuur een marktrendement van 12,40 procent. Als deze beschrijvende statistieken over de variabele marktrendement vergeleken worden met deze uit tabel 2, kan geconcludeerd worden dat de dotcom-crisis een grotere negatieve impact had op het rendement dat de Bel All-Share Index genereerde dan de financiële crisis. Tabel 3 toont aan dat de gemiddelde marktkapitalisatie van de bedrijven op Euronext Brussel tijdens de financiële crisis 4 633,00 miljoen euro bedroeg. Dit gemiddelde ligt beduidend lager dan de gemiddelde marktkapitalisatie tijdens de dotcom-crisis. In september 2008 werd de laagste marktkapitalisatie van de financiële crisis waargenomen op Euronext Brussel. Deze marktkapitalisatie was afkomstig van onderneming Keyware Tech en bedroeg euro. IBM had tijdens de financiële crisis dan weer de hoogste marktkapitalisatie ( ,30 miljoen euro). Tijdens deze recessie werd de marktwaarde van de aandelen die noteerden op Euronext Brussel zo n 1,32 keer hoger ingeschat dan de boekwaarde ervan. In maart 2012 werd de marktwaarde van de aandelen van financiële instelling KBC Groep twintig keer lager ingeschat dan hun boekwaarde, wat meteen ook de laagste waarde is die tijdens deze recessie voor deze ratio werd gevonden. De hoogste prijs/boek ratio werd tijdens de financiële crisis gevonden voor onderneming Celyad. In december 2013 schatte de markt deze aandelen 8,81 keer hoger in dan de boekwaarde. Deze maximumwaarde ligt opvallend lager dan de maximumwaardes uit tabel 1 en 2. Tijdens de financiële crisis lag de gemiddelde price/earnings ratio lager dan tijdens de periodes van economische expansie. Dit ligt in lijn met de literatuur. Gemiddeld gezien bedroeg de aandelenkoers van de 28

43 bedrijven die tijdens deze recessie op Euronext Brussel noteerden 17,32 keer de winst per aandeel van die bedrijven. De laagste waarde die voor deze ratio tijdens de financiële crisis werd gevonden was afkomstig van financiële instelling KBC Groep. In maart 2012 lag de winst per aandeel van deze financiële instelling vijf keer hoger dan hun aandelenkoers. In februari 2009 werd de hoogste price/earnings ratio waargenomen. De koers van de aandelen van vastgoedbedrijf Aedifica lag hier 176,70 keer hoger dan de winst die per aandeel werd gerealiseerd. Tot slot toont tabel 3 ook de beschrijvende statistieken voor het dividendenrendement. Deze variabele bedroeg tijdens de financiële crisis gemiddeld 2,88 procent. Het hoogste dividendenrendement dat tijdens de financiële crisis op Euronext Brussel werd gerealiseerd bedroeg 66,06 procent en was afkomstig van KBC Ancora. Tabel 4 Beschrijvende statistieken voor alle sectoren tijdens de periodes van expansie Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,81-100,00 166,00 marktrendement (in %) 0,81-16,48 14,47 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 5 617,00 0, ,40 prijs/boek ratio 2,02 0,11 30,91 price/earnings ratio 19,12 0,60 215,40 dividendenrendement (in %) 2,28 0,00 115,98 In tabel 4 zijn de beschrijvende statistieken van de data voor alle sectoren over alle periodes van economische expansie van de afgelopen twintig jaar terug te vinden. Uit deze tabel kan worden afgeleid dat de aandelen die de voorbije twintig jaar op Euronext Brussel noteerden tijdens periodes van economische expansie maandelijks een hoger rendement genereerden (namelijk 0,81 procent) dan tijdens de beide periodes van laagconjunctuur. Het laagste en hoogste aandelenrendement dat voor deze onderzoeksperiode werd gevonden bedraagt respectievelijk -100,00 procent en 166,00 procent. Ook het marktrendement lag afgelopen twintig jaar beduidend hoger tijdens periodes van hoogconjunctuur dan tijdens de recessies. Het gemiddelde marktrendement van de Bel All-Share Index bedroeg tijdens de economische expansies van afgelopen twintig jaar 0,81 procent per maand. Deze index presteerde voor deze tijdsperiode het slechtst in april 2003, waar het marktrendement slechts -16,48 procent bedroeg. De maand oktober 2017 was de maand waarin de Bel All-Share Index het best presteerde, met een marktrendement van 14,47 procent. Tabel 4 ut supra toont eveneens aan dat de marktkapitalisatie van de bedrijven die op Euronext Brussel noteerden gemiddeld een waarde aannam van 5 617,00 miljoen euro. Payton Planar had tijdens deze expansies de laagste marktkapitalisatie van amper euro. Dit werd behaald in augustus De 29

44 hoogste marktkapitalisatie die voor deze onderzochte periode werd gevonden, was afkomstig van bedrijf AB Inbev. In oktober 2016 bedroeg de marktkapitalisatie van deze onderneming maar liefst ,40 miljoen euro. De marktwaarde van de aandelen die de voorbije twintig jaar noteerden op Euronext Brussel lag tijdens de economische expansies van afgelopen twintig jaar gemiddeld 2,02 keer hoger dan hun boekwaarde. De laagste prijs/boek ratio die voor deze onderzochte periode gevonden werd, was voor Banque Nationale de Belgique. In augustus 2009 bedroeg de prijs/boek ratio van deze aandelen amper 0,11. In maart 2017 werd voor deze steekproef de hoogste waarde voor de prijs/boek ratio gevonden. De marktwaarde van de aandelen van onderneming Avantium Holding werd tijdens deze maand 30,91 keer hoger ingeschat dan hun boekwaarde. De price/earnings ratio nam afgelopen twintig jaar tijdens de periodes van hoogconjunctuur een gemiddelde waarde van 19,12 aan. Dit betekent met andere woorden dat de aandelenkoers van de bedrijven die genoteerd stonden op Euronext Brussel tijdens deze periode 19,12 keer hoger lag dan de winst per aandeel van deze bedrijven. De laagste waarde die voor deze ratio werd gevonden, was afkomstig van investeringsmaatschappij Iep Invest en bedroeg slechts 0,60. De hoogste price/earnings ratio uit deze onderzochte periode is identiek aan deze uit tabel 1. Voor verdere toelichting van deze waarde wordt dan ook naar tabel 1 ut supra verwezen. Tot slot worden in tabel 4 ook de beschrijvende statistieken voor het dividendenrendement uit de periodes van economische hoogconjunctuur van afgelopen twintig jaar weergegeven. Gemiddeld gezien genereerden de aandelen die tijdens deze onderzochte periode op Euronext Brussel noteerden een maandelijks dividendenrendement van 2,28 procent, wat beduidend lager ligt dan het gemiddelde dividendenrendement uit de dotcom-crisis en de financiële crisis. Het hoogste dividendenrendement dat tijdens deze periodes van expansie werd behaald was afkomstig van investeringsmaatschappij Iep Invest en bedroeg 115,98 procent. 30

45 5.2 Resultaten regressieanalyses Tabel 5 Regressieresultaten - alle sectoren Variabele 23/02/ /02/2018 Dotcom-crisis (23/12/ /03/2003) Financiële crisis (23/09/ /12/2013) Expansies constante - 0,029 (***) - 0,095 (**) - 0,084 0,013 (**) marktkapitalisatie 0,004 (**) 0,015 (*) 0,013-0,001 price/earnings ratio 0,005 (***) 0,006 (*) 0,009 (***) - 0,002 prijs/boek ratio 0,000-0,006 0,009 0,007 (***) marktrendement 0,657 (***) 0,609 (***) 0,708 (***) 0,626 (***) dividendenrendement - 0,001 (***) - 0,002 (***) - 0,004 (***) - 0,001 (***) p-waarde test for differing group 0,000 0,000 0,001 0,088 interecepts p-waarde Breusch- Pagan test 0,057 0,094 0,340 0,366 Gebruikt Fixed effects Fixed effects Fixed effects regressiemodel model model model pooled model *** = significant bij een significantieniveau van 1%, ** = significant bij een significantieniveau van 5%, * = significant bij een significantieniveau van 10% Tabel 5 toont de resultaten van de regressieanalyses die werden uitgevoerd op de data van alle 115 opgenomen bedrijven. Voor de regressieanalyses die betrekking hebben op de volledige afgelopen twintig jaar en op de dotcom- en bankencrisis werd er geopteerd voor het fixed effects model. Voor de analyse die betrekking heeft op de periodes van hoogconjunctuur wezen de statistische testen uit dat hier het pooled model moet worden gebruikt. Telkens trad het probleem van heteroskedasticiteit 18 op (p-waarde = 0,000), wat opgelost werd door met de robust standard errors te werken. Zoals uit deze tabel af te leiden valt, was de constante voor elke onderzochte periode significant, behalve voor de financiële crisis. Algemeen gesteld zou het maandelijks aandelenrendement de voorbije twintig jaar een waarde aangenomen hebben van -0,029 procent, inden alle andere opgenomen variabelen constant zouden worden gehouden op een waarde van nul. Voor de onderzoeksperiode die betrekking heeft op de dotcom-crisis was deze constante nog negatiever. Indien alle andere opgenomen variabelen een constante waarde gelijk aan nul zouden aannemen, zou het maandelijks aandelenrendement tijdens deze periode gelijk zijn aan -0,095 procent. Wat de periodes van hoogconjunctuur betreft, werd hier een positieve constante gevonden. Het maandelijks aandelenrendement zou tijdens de expansies van de voorbije twintig jaar 0,013 procent bedragen hebben indien alle overige variabelen een constante waarde van nul zouden aannemen. 18 Heteroskedasticiteit: Dit probleem treedt op indien de Var(ei) = σi². De fouttermen in de regressie hebben dan geen constante variantie. Dit econometrische probleem heeft tot gevolg dat de schattingen niet efficiënt zijn en dat de gerapporteerde standaardfouten verkeerd zijn. 31

46 De marktkapitalisatie van een onderneming heeft enkel bij de uitgevoerde regressies die betrekking hebben op de volledige afgelopen twintig jaar en op de dotcom-crisis een significant positief effect op de afhankelijke variabele aandelenrendement. Als de marktkapitalisatie van een bedrijf met één procent steeg, steeg het rendement dat de aandelen van dat bedrijf genereerden de voorbije twintig jaar met 0,004 procent, ceteris paribus. Er kan dus geconcludeerd worden dat er alle sectoren in beschouwing genomen - tijdens de afgelopen twintig jaar geen small cap effect aanwezig was op Euronext Brussel. Deze conclusie moet echter genuanceerd worden, omdat de periode van 23/02/1998 tot en met 23/02/2018 zowel periodes van expansies als van recessies bevat. Zoals ut supra reeds vermeld werd, is er een verband tussen de economische conjunctuur en het al dan niet aanwezig zijn van een small cap effect (Fama & French, 1993; Levis, 2001; Switzer, 2010). In het verleden was het dan ook niet altijd zo dat er geen small cap effect werd waargenomen op de Belgische beurs. Zoals ut supra reeds in het literatuuroverzicht werd vermeld, werd er tijdens de periode tussen 1969 en 1983 wel een size effect gevonden op Euronext Brussel (Hawawini et al., 1989). Daarom werd voor dit onderzoek nog de opdeling gemaakt tussen de dotcom-crisis, de financiële crisis en periodes van algemene expansie. Tijdens de dotcom-crisis steeg het aandelenrendement met 0,015 procent als gevolg van een toename in de marktkapitalisatie van één procent, ceteris paribus. Deze positieve geschatte coëfficiënt ligt in lijn met de literatuur. Zoals ut supra reeds aangehaald werd, is er tijdens een periode van economische laagconjunctuur eerder sprake van een mid of large cap effect (Fama & French, 1993; Levis, 2001; Switzer, 2010). Deze resultaten bevestigen ook de theorie uit de literatuur Shynkevich (2012) en Levis (2001). In tijden van crisis is het zeer uitzonderlijk dat er een small cap effect bestaat, doordat small cap bedrijven gevoeliger zijn aan de conjunctuurgolven dan large cap bedrijven. In periodes van economische hoogconjunctuur ontstaat er volgens Shynkevich (2012) en Levis (2001) een bubbel van investeringen in small caps. Tijdens een crisisperiode barst deze bubbel en richten investeerders zich liever tot minder risicovolle aandelen, zoals large caps. Het is daarom ook niet abnormaal dat er op Euronext Brussel gedurende deze periode geen small cap effect waar te nemen valt. Wat de periodes van hoogconjunctuur betreft, werd een negatief effect gevonden van de marktkapitalisatie op het aandelenrendement. Dit effect is echter niet significant, net zoals de geschatte coëfficiënt die werd gevonden voor de analyse die betrekking heeft op de financiële crisis. Bijgevolg zullen deze geschatte coëfficiënten niet worden gerapporteerd. De variabele price/earnings ratio heeft voor alle onderzochte tijdsperiodes een significant positief effect, behalve voor de periode die betrekking heeft op de economische expansies. Over de periode van afgelopen twintig jaar leidde een stijging van de price/earnings ratio van één procent tot een stijging van het aandelenrendement van 0,005 procent, ceteris paribus. De impact van de price/earnings ratio op het rendement van een aandeel was echter groter tijdens de dotcom-crisis. Hier leidde een stijging van de price/earnings ratio van één procent tot een verhoging van het aandelenrendement van 0,006 procent, ceteris paribus. Wanneer België de periode van de financieel economische crisis doormaakte, veroorzaakte een toename in de price/earnings ratio van één procent dan weer een stijging in het aandelenrendement van 32

47 0,009 procent, veronderstellende dat alle overige factoren constant blijven. Deze bevindingen zijn in tegenstelling tot de literatuur, die stelt dat bedrijven met een lagere price/earnings consistent hogere aandelenrendementen genereren (Nicholson, 1960). Uit tabel 5 kan eveneens het effect van de prijs/boek ratio op het aandelenrendement worden afgeleid. In tegenstelling tot de price/earnings ratio, had de prijs/boek ratio enkel tijdens de periodes van economische expansie van afgelopen twintig jaar een significant positief effect op het aandelenrendement. Dit effect is significant tot op een significantieniveau van één procent. Een stijging van de prijs/boek ratio van één procent leidde tijdens deze periodes van hoogconjunctuur tot een stijging van het aandelenrendement van 0,007 procent, ceteris paribus. De resultaten van deze regressieanalyses zijn in tegenspraak met de bestaande literatuur. Zoals ut supra reeds vermeld werd, toont empirisch onderzoek aan dat er een significant negatieve relatie bestaat tussen de prijs/boek ratio en het rendement van een aandeel (Fama, 1992). Voor de steekproeven die betrekking hebben op de periode van 23 februari 1998 tot en met 23 februari 2018, de dotcom-crisis en de bankencrisis werd er geen significant effect gevonden voor de prijs/boek ratio. Bijgevolg zullen deze geschatte coëfficiënten niet verder worden besproken. Wanneer alle sectoren in beschouwing worden genomen, is het marktrendement een variabele dat voor de vier uitgevoerde regressieanalyses een significant positief effect heeft op het aandelenrendement. Over de periode van de afgelopen twintig jaar leidde een stijging van het marktrendement van één procent tot een stijging in het aandelenrendement van 0,657 procent, ceteris paribus. Wanneer deze tijdsperiode opgesplitst wordt in periodes van expansies en recessies, kan geconcludeerd worden dat de impact van het marktrendement op het aandelenrendement het grootst was tijdens de financiële crisis. Tijdens deze recessie leidde een stijging van het marktrendement van één procent tot een stijging van het aandelenrendement van 0,708 procent, ceteris paribus. Tijdens de periodes van economische hoogconjunctuur steeg het rendement van een aandeel dan weer met 0,626 procent wanneer het marktrendement een stijging van één procent onderging, ceteris paribus. Het marktrendement had de laagste impact op het aandelenrendement tijdens de dotcom-crisis. Hier stegen de aandelenrendementen van de bedrijven die noteerden op Euronext Brussel met 0,609 procent als gevolg van een stijging van het marktrendement van één procent, ceteris paribus. Deze significante positieve verbanden zijn in lijn met het CAPM (ut supra reeds besproken). Ten slotte toont tabel 5 ook de impact van het dividendenrendement op het rendement van een aandeel. Gedurende de afgelopen twintig jaar daalde het rendement van een aandeel met 0,001 procent als het dividendenrendement een stijging van één procent kende, ceteris paribus. Dit effect is significant tot op een significantieniveau van één procent. Exact dezelfde conclusie kan worden genomen voor het effect van het dividendenrendement op het aandelenrendement tijdens de expansies van afgelopen twintig jaar. Gedurende beide crisisperiodes had het dividendenrendement de grootste impact op het rendement van de aandelen die genoteerd stonden op Euronext Brussel. Een stijging in het dividendenrendement van één 33

48 procent leidde tijdens de dotcom-crisis en financiële crisis tot een daling in het aandelenrendement van respectievelijk 0,002 procent en 0,004 procent, ceteris paribus. Zoals ut supra reeds vermeld werd in het literatuuroverzicht, leidt een hoger dividendenrendement tot een hoger aandelenrendement (De Standaard, 2009). De bevindingen uit dit empirisch onderzoek spreken de literatuur dus tegen. Voor elke onderzochte periode werd er namelijk een negatief verband waargenomen tussen beide variabelen. 6. REGRESSIE EXCLUSIEF BIOTECHSECTOR 6.1 Beschrijvende statistieken Tabel 6 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief biotech, over de afgelopen twintig jaar Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,38-100,00 141,20 marktrendement (in %) 0,42-19,22 14,47 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 5 926,00 0, ,50 prijs/boek ratio 1,68 0,05 120,30 price/earnings ratio 18,74 0,00 215,40 dividendenrendement (in %) 2,62 0,00 149,30 In tabel 6 worden de beschrijvende statistieken weergegeven voor de data exclusief de biotechsector, over de periode van 23 februari 1998 tot en met 23 februari Het verwijderen van deze bedrijven uit de data leidde slechts tot een geringe stijging van het gemiddelde aandelenrendement. Als de biotechsector buiten beschouwing wordt gelaten, kan gesteld worden dat het gemiddelde maandelijkse aandelenrendement op Euronext Brussel afgelopen twintig jaar 0,38 procent bedroeg. Het laagste en hoogste aandelenrendement dat tijdens de periode van 23 februari 1998 tot en met 23 februari 2018 werd behaald, veranderen niet door de biotechsector uit de data te verwijderen, en zijn dus gelijk aan deze die in tabel 1 worden weergegeven. Ook de beschrijvende statistieken voor het marktrendement kunnen op dezelfde manier geïnterpreteerd worden als deze uit tabel 1. Wanneer de biotechbedrijven uit de steekproef gefilterd worden, heeft dit tot gevolg dat de gemiddelde marktkapitalisatie van afgelopen twintig jaar stijgt tot 5 926,00 miljoen euro. De laagste en hoogste marktkapitalisatie die voor deze steekproef werden gevonden, veranderen niet door de biotechsector buiten beschouwing te laten. Voor deze interpretatie wordt eveneens verwezen naar tabel 1 ut supra. Gemiddeld gezien schatte de markt de waarde van de aandelen van bedrijven die afgelopen twintig jaar op Euronext Brussel noteerden, uitgezonderd de biotechbedrijven, zo n 1,68 keer hoger in dan de boekwaarde van deze aandelen. Dit gemiddelde ligt lager dan het gemiddelde dat wordt gevonden wanneer er wel rekening gehouden wordt met de biotechsector. Een mogelijke verklaring voor dit fenomeen kan zijn dat biotechbedrijven anorganische ondernemingen zijn. Een typisch kenmerk voor dit soort organisaties is dat 34

49 ze in de eerste jaren meestal geen cashflow, maar een cashdrain genereren (Aernoudt, 2016). De minimum- en maximumwaarde zijn ook bij deze variabele dezelfde als in tabel 1 en kunnen dus op dezelfde manier geïnterpreteerd worden. Ook de minimum- en maximumwaarde die gevonden werden voor de price/earnings ratio en het dividendenrendement zijn gelijkaardig aan deze die in tabel 1 reeds werden gerapporteerd. Het weglaten van de biotechsector uit de steekproef had echter wel gevolgen voor de gemiddeldes van deze variabelen. Afgelopen twintig jaar lag de koers van de aandelen van een bedrijf dat niet actief was in de biotechsector gemiddeld gezien 18,74 keer hoger dan de winst per aandeel van dat bedrijf. Dit gemiddelde is gestegen ten opzichte van het gemiddelde uit tabel 1 en hieruit kan geconcludeerd worden dat de aandelenkoers van biotechbedrijven gemiddeld gezien lager ligt dan de aandelenkoers van bedrijven die hun activiteiten in een andere sector uitvoeren. Wat het dividendenrendement betreft, nam deze tijdens de laatste twintig jaar een gemiddelde waarde aan van 2,62 procent. Dit gemiddelde ligt hoger dan de waarde die in tabel 1 wordt weergegeven, wat erop wijst dat bedrijven uit de biotechsector gemiddeld gezien lagere dividendenrendementen genereren dan andere bedrijven. Tabel 7 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief biotech, tijdens de recessie van Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) - 1,13-100,00 119,20 marktrendement (in %) - 1,12-14,59 4,34 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 6 859,00 0, ,50 prijs/boek ratio 2,09 0,08 120,30 price/earnings ratio 19,67 0,00 212,20 dividendenrendement (in %) 2,52 0,00 149,29 Tabel 7 toont de beschrijvende statistieken voor de data exclusief de biotechsector, over de periode van 23 december 1998 tot en met 23 maart 2003 (de dotcom-crisis). Wanneer er geen rekening gehouden wordt met biotechbedrijven, kan er geconcludeerd worden dat het gemiddelde aandelenrendement tijdens de dotcom-crisis -1,13 procent per maandbedroeg. Dit gemiddelde ligt slechts vier basispunten hoger dan wanneer er wel rekening wordt gehouden met deze sector. De beschrijvende statistieken van de variabele marktrendement zijn dezelfde als deze die bij tabel 2 ut supra worden beschreven. Nadat de biotechsector uit de gegevens werden gefilterd, werd er voor deze tijdsperiode een gemiddelde marktkapitalisatie van 6 859,00 miljoen euro gevonden. Dit gemiddelde is gestegen in vergelijking met de gemiddelde marktkapitalisatie die werd gevonden voor de steekproef die alle sectoren bevat. Dit wijst erop dat de marktkapitalisatie van biotechbedrijven gemiddeld gezien lager ligt dan de marktkapitalisatie van bedrijven uit andere sectoren. 35

50 Het weglaten van de ondernemingen die actief zijn in de biotechsector leidt tot een stijging in de gemiddelde prijs/boek ratio. Tijdens de dotcom-crisis lag de marktwaarde van de aandelen van de bedrijven uit deze steekproef gemiddeld 2,09 keer hoger dan hun boekwaarde. Het buiten beschouwing laten van de biotechsector leidt niet enkel tot een stijging van de gemiddelde prijs/boek ratio, maar ook van de gemiddelde price/earnings ratio. De aandelenkoers van de bedrijven uit deze steekproef lag tijdens de dotcom-crisis gemiddeld 19,44 keer hoger dan de winst per aandeel van het betreffende bedrijf. Tot slot worden ook de beschrijvende statistieken voor het dividendenrendement weergegeven. De biotechsector buiten beschouwing gelaten, genereerden de bedrijven die tijdens de dotcom-crisis op Euronext Brussel noteerden een gemiddeld dividendenrendement van 2,52 procent. Voor alle opgenomen variabelen wijzigen de minimum- en maximumwaarde die voor deze variabele werden gevonden niet na het verwijderen van de biotechsector uit de steekproef. Daarom wordt er voor de interpretatie van deze gegevens verwezen naar tabel 2 ut supra. Tabel 8 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief biotech, tijdens de recessie van Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,46-100,00 141,20 marktrendement (in %) 0,54-19,22 12,40 marktkapitalisatie 4 986,00 1, ,30 prijs/boek ratio 1,21 0,05 7,00 price/earnings ratio 17,25 0,20 176,70 dividendenrendement (in %) 3,04 0,00 66,06 De beschrijvende statistieken van de data exclusief de biotechsector voor de periode tijdens de financiële crisis worden in tabel 8 weergegeven. Het verwijderen van de biotechbedrijven had geen impact op het gemiddelde maandelijkse aandelenrendement dat tijdens de financiële crisis op Euronext Brussel werd gerealiseerd. De aandelen van de bedrijven die niet actief zijn in de biotechsector brachten tijdens deze recessie een gemiddeld rendement van 0,46 procent per maand op. Voor de interpretatie van de beschrijvende statistieken voor het marktrendement wordt opnieuw verwezen naar de uitleg bij tabel 3 ut supra. Ook tijdens de financieel economische crisis leidde het weglaten van de biotechbedrijven tot een stijging van de gemiddelde marktkapitalisatie. Tijdens deze periode van economische laagconjunctuur hadden de nietbiotechbedrijven die op Euronext Brussel noteerden een gemiddelde marktkapitalisatie van 4 986,00 miljoen euro. In tegenstelling tijdens de dotcom-crisis, liggen de gemiddelde prijs/boek ratio en price/earnings ratio dan lager voor de steekproef exclusief de biotechsector. De hoogste prijs/boek ratio uit deze steekproef werd bedraagt 7 en werd in september 2008 voor bedrijf Melexis gevonden. Het gemiddelde dividendenrendement 36

51 is gestegen nadat de biotechsector uit de data werd verwijderd. Voor deze steekproef werd een gemiddeld dividendenrendement van 3,04 procent gevonden. Opnieuw wijzigen de overige minimum- en maximumwaardes die voor elke opgenomen variabele werden gevonden niet na het verwijderen van de biotechsector uit de steekproef. Om deze reden wordt er voor de interpretatie van deze gegevens dan ook opnieuw verwezen naar tabel 3 ut supra. Tabel 9 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief biotech tijdens de periodes van expansie Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,88-100,00 166,00 marktrendement (in %) 0,81-16,48 14,47 marktkapitalisatie 6 127,00 0, ,40 prijs/boek ratio 1,80 0,11 14,85 price/earnings ratio 19,21 0,60 215,40 dividendenrendement (in %) 2,43 0,00 115,98 Tabel 9 heeft betrekking op de beschrijvende statistieken voor de data die betrekking heeft op de bedrijven die niet actief zijn in de biotechsector en die gedurende de periodes van economische expansie van afgelopen twintig jaar noteerden op Euronext Brussel. Voor deze steekproef werd er een gemiddeld maandelijks aandelenrendement van 0,88 procent gevonden, wat zeven basispunten hoger ligt dan wanneer de biotechsector wel in de steekproef wordt opgenomen (zie tabel 4). De gemiddelde marktkapitalisatie steeg tot 6 127,00 miljoen euro en ook het gemiddelde dividendenrendement nam toe tot 2,43 procent als gevolg van het buiten beschouwing laten van de biotechsector. Ook de gemiddelde price/earnings ratio steeg. De gemiddelde prijs/boek ratio daalde dan weer. De waarde van de aandelen van een bedrijf dat tijdens deze periodes van expansie op Euronext Brussel noteerden werden door de markt gemiddeld 1,80 keer hoger ingeschat dan de boekwaarde van deze aandelen. De aandelenkoers van deze bedrijven bedroeg tijdens deze hoogconjuncturen gemiddeld 19,21 keer de winst dat per aandeel werd gerealiseerd. Voor de interpretatie van de beschrijvende statistieken van het marktrendement en de minimum- en maximumwaarde van elke variabele wordt opnieuw verwezen naar de tekst bij tabel 4 ut supra. Enkel de hoogste prijs/boek ratio die voor deze steekproef werd gevonden wijkt af van deze uit tabel 4. In juli 1998 schatte de markt de waarde van de aandelen van onderneming Van de Velde 14,85 keer hoger in dan de boekwaarde van deze aandelen. 37

52 6.2 Resultaten regressieanalyses Tabel 10 Regressieresultaten - exclusief biotech Variabele 23/02/ /02/2018 Dotcom-crisis (23/12/ /03/2003) Financiële crisis (23/09/ /12/2013) Expansies constante - 0,029 (***) -0,097 (*) - 0,116 0,014 (**) marktkapitalisatie 0,004 (*) 0,016 (*) 0,018-0,001 price/earnings ratio 0,006 (***) 0,005 (*) 0,010 (***) - 0,002 prijs/boek ratio 0,000-0,006 0,004 0,007 (***) marktrendement 0,659 (***) 0,600 (***) 0,712 (***) 0,630 (***) dividendenrendement -0,001 (***) - 0,002 (***) -0,004 (***) - 0,001 (***) p-waarde test for differing group 0,000 0,000 0,000 0,097 intercepts p-waarde Breusch- Pagan test 0,044 0,246 0,437 0,413 p-waarde Hausman test 0,000 n.v.t. n.v.t. n.v.t. Gebruikt regressiemodel Fixed effects model Fixed effects model Fixed effects model Pooled model *** = significant bij een significantieniveau van 1%, ** = significant bij een significantieniveau van 5%, * = significant bij een significantieniveau van 10% Tabel 10 toont de resultaten van de regressieanalyses die werden uitgevoerd op de data exclusief de biotechbedrijven. Voor zowel de regressieanalyse die betrekking heeft op de afgelopen twintig jaar als voor de regressieanalyses die betrekking hebben op de dotcom-crisis en bankencrisis werd er gebruik gemaakt van het fixed effects model. Wat de regressieanalyse betreft die betrekking heeft op de periodes van expansie wezen de statistische testen uit dat hier het pooled model te prefereren valt. Voor de vier analyses trad het probleem van heteroskedasticiteit op (p-waarde = 0,000), dat werd opgelost door gebruik te maken van de robust standard errors. Uit tabel 10 kan besloten worden dat de constante voor de vier onderzochte tijdsperiodes significant is, behalve voor de periode die betrekking heeft op de bankencrisis. Wanneer de afgelopen twintig jaar in haar geheel in beschouwing worden genomen, kan gesteld worden dat het aandelenrendement -0,029 procent zou bedragen indien alle overige opgenomen variabelen constant worden gehouden op een waarde van nul. Indien enkel gekeken wordt naar de dotcom-crisis, zou het aandelenrendement een waarde aannemen van -0,097 procent indien alle andere variabelen constant worden gehouden op een waarde van nul. In tegenstelling tot deze twee conclusies, is de geschatte constante uit de regressieanalyse die betrekking heeft op de periodes van economische hoogconjunctuur positief. Het rendement van een aandeel zou tijdens deze expansies 0,014 procent bedragen, opnieuw onder de voorwaarde dat alle andere variabelen constant worden gehouden op een waarde van nul. 38

53 In tegenstelling tot de constante, heeft de marktkapitalisatie bij de uitgevoerde regressies die betrekking hebben op de periode van 23 februari 1998 tot en met 23 februari 2018 en op de dotcom-crisis een positief significant effect op het aandelenrendement. Dit betekent met andere woorden dat bedrijven met een hogere marktkapitalisatie ook hogere aandelenrendementen genereren. Algemeen genomen kan gesteld worden dat er de afgelopen twintig jaar geen small cap effect aanwezig was op Euronext Brussel. Het rendement van een aandeel dat noteerde op de Belgische beurs steeg met 0,004 procent als gevolg van een stijging in de marktkapitalisatie van één procent, ceteris paribus. Deze geschatte coëfficiënt is echter slechts significant tot op een significantieniveau van tien procent. De marktkapitalisatie had het grootste significante effect op het aandelenrendement tijdens de dotcom-crisis. Een stijging van één procent in de marktkapitalisatie leidde hier tot een stijging van 0,016 procent in het aandelenrendement, ceteris paribus. Deze bevinding ligt volledig in lijn met de bestaande literatuur. Verschillende onderzoekers constateerden namelijk dat het de small cap aandelen zijn die beter presteren in tijden van economische expansie, terwijl de mid en large cap aandelen hogere rendementen konden genereren in tijden van laagconjunctuur (Itzkowitz & Loviscek, 2016; Switzer, 2010). De impact van de variabele marktkapitalisatie was het laagst tijdens de periodes van economische expansie. Hier werd een negatieve geschatte bèta coëfficiënt gevonden, maar deze coëfficiënt is niet significant. Ook het effect dat werd gevonden voor de periode die betrekking heeft op de financiële crisis is niet significant in deze analyse. Daarom worden beide geschatte coëfficiënten niet verder gerapporteerd. Wanneer de biotechbedrijven uit de data worden gefilterd, had de price/earnings ratio tijdens de periodes van hoogconjunctuur eveneens geen significant effect op het aandelenrendement. Het effect van deze variabele is echter wel significant voor de regressies die uitgevoerd werden op de andere drie periodes. Globaal gezien leidde een stijging in de price/earnings ratio van één procent afgelopen twintig jaar tot een stijging in het aandelenrendement van 0,006 procent, ceteris paribus. Dit effect is significant bij een significantieniveau van één procent. Tijdens de dotcom-crisis leidde een stijging in de price/earnings ratio van één procent dan weer tot een stijging in het aandelenrendement van 0,005 procent (ceteris paribus), maar dit effect is slechts significant bij een significantieniveau van tien procent. De invloed van de price/earnings ratio was afgelopen jaar het grootst wanneer België zich door de financieel economische crisis worstelde. Een stijging in deze ratio van één procent veroorzaakte hier toename van 0,010 procent in het rendement van de aandelen die op Euronext Brussel noteerden, ceteris paribus. Deze resultaten zijn gelijkaardig aan de regressieresultaten die weergegeven worden in tabel 5 en zijn dus eveneens in tegenspraak met de bestaande literatuur. Het verwijderen van alle bedrijven uit de biotechsector had eveneens geen invloed op de significantie van de prijs/boek ratio. Deze variabele had opnieuw enkel voor de periode die betrekking heeft op de economische expansies van afgelopen twintig jaar een significante impact op het rendement van een aandeel dat op Euronext Brussel noteerde. Een stijging in de prijs/boek ratio van één procent had hier een verhoging van het aandelenrendement van 0,007 procent tot gevolg, ceteris paribus. Dit gevonden effect is in contradictie met de effecten die in de bestaande literatuur worden beschreven. Zo vond Fama (1992) dat 39

54 er een significante negatieve relatie bestaat tussen de prijs/boek ratio en het aandelenrendement. De geschatte coëfficiënten die in de overige drie regressieanalyses werden gevonden zijn niet significant en worden daarom niet verder besproken. Ook het effect van het marktrendement op het aandelenrendement kan afgeleid worden uit tabel 10. Tijdens de laatste twintig jaar steeg het aandelenrendement met 0,659 procent wanneer het marktrendement een stijging van één procent doormaakte, ceteris paribus. De impact van het marktrendement was ook voor deze steekproef de voorbije twintig jaar het grootst tijdens de financiële crisis. Een stijging van één procent in het marktrendement veroorzaakte tijdens deze expansies een stijging in het rendement van de aandelen die noteerden op Euronext Brussel van 0,712 procent, ceteris paribus. Ook tijdens de economische expansies was het effect van het marktrendement op het aandelenrendement significant. Een stijging in het marktrendement van één procent had hier een verhoging van het aandelenrendement dat op Euronext Brussel werd behaald van 0,630 procent tot gevolg, ceteris paribus. Het effect dat het marktrendement heeft op het aandelenrendement was het laagst wanneer de dotcom-bubbel geëxplodeerd was. Tijdens de dotcom-crisis zorgde een verhoging van het marktrendement van één procent voor een toename in het aandelenrendement van 0,600 procent, ceteris paribus. Deze positieve gevonden effecten zijn opnieuw in lijn met de bestaande literatuur. Tot slot toont tabel 10 ook welk effect het dividendenrendement heeft op het aandelenrendement. Het dividendenrendement is, naast de constante, de enige opgenomen variabele die in deze regressies een significant negatief effect heeft op het aandelenrendement. Afgelopen twintig jaar daalde het aandelenrendement van bedrijven genoteerd op Euronext Brussel met 0,001 procent als het gevolg van een stijging in het dividendenrendement van één procent, ceteris paribus. Tijdens de economische expansies van de voorbije twintig jaar had deze variabele exact hetzelfde effect op het rendement van de aandelen die op Euronext Brussel noteerden. Gedurende de dotcom-crisis veroorzaakte een één-procent stijging in het dividendenrendement dan weer een daling van het aandelenrendement van 0,002 procent, ceteris paribus. De impact van deze variabele op de afhankelijke variabele was het grootst tijdens de financiële crisis. Hier leidde een stijging in het dividendenrendement van één procent tot een daling van het aandelenrendement van 0,004 procent, veronderstellende dat alle overige variabelen constant gehouden worden. Deze negatieve gevonden effecten zijn in tegenspraak met de literatuur, die stelt dat er een positief verband heerst tussen het dividenden- en het aandelenrendement (De Standaard, 2009). Het weglaten van de biotechsector uit de data heeft dus geen impact op de significante geschatte coëfficiënten van de prijs/boek ratio en het dividendenrendement. 40

55 7. Regressie exclusief financiële instellingen 7.1 Beschrijvende statistieken Tabel 11 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief financiële instellingen, over de afgelopen twintig jaar Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,37-100,00 141,20 marktrendement (in %) 0,42-19,22 14,47 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 4 966,00 0, ,50 prijs/boek ratio 1,86 0,06 120,30 price/earnings ratio 19,01 0,00 215,40 dividendenrendement (in %) 2,47 0,00 149,30 In tabel 11 staan de beschrijvende statistieken voor de data exclusief financiële instellingen, over de periode van 23 februari 1998 tot en met 23 februari Voor deze steekproef bedraagt het gemiddelde maandelijkse aandelenrendement 0,37 procent, wat één basispunt hoger ligt dan wanneer alle sectoren in beschouwing worden genomen. Het gemiddelde en de minimum- en maximumwaarde die voor het marktrendement van de Bel All-Share Index werden gevonden, zijn dezelfde cijfers als deze in tabel 1. Extra toelichting hierover is dan ook terug te vinden bij tabel 1 ut supra. De gemiddelde marktkapitalisatie van de ondernemingen die niet in de financiële sector actief zijn en die de afgelopen twintig jaar op Euronext Brussel noteerden, bedraagt 4 966,00 miljoen euro. Het buiten beschouwing laten van de financiële instellingen leidt dus tot een daling van de gemiddelde marktkapitalisatie. Wanneer de biotechsector, de vastgoedvennootschappen of de financiële holdings uit de steekproef verwijderd werden, leidde dit echter telkens tot een stijging van de gemiddelde marktkapitalisatie. Deze resultaten zijn terug te vinden in tabel 6, 16 en 21. Dit wijst erop dat het voornamelijk de financiële instellingen waren die afgelopen twintig jaar de hoogste marktkapitalisatie hadden. Wanneer de financiële instellingen uit de steekproef worden gehaald, kennen de gemiddelde prijs/boek ratio en de gemiddelde price/earnings ratio een lichte stijging. De marktwaarde van de aandelen uit deze steekproef lag de voorbije twintig jaar gemiddeld 1,86 keer hoger dan hun boekwaarde. Bijkomend lag de aandelenprijs 19,01 keer hoger dan de winst die per aandeel werd gerealiseerd. De laagste prijs/boek ratio die voor deze steekproef werd gevonden wijkt af van deze uit tabel 1. In november 2008 lag de marktwaarde van de aandelen van Iep Invest amper 0,06 keer hoger dan de boekwaarde van deze aandelen. Het gemiddelde dividendenrendement dat voor deze steekproef werd gevonden, bedraagt 2,47 procent. Dit ligt twee basispunten lager dan het gemiddelde dividendenrendement dat afgelopen twintig jaar door alle sectoren samen werd gegenereerd. 41

56 De overige minimum- en maximumwaardes die voor deze variabelen werden gevonden zijn identiek aan deze die reeds bij tabel 1 ut supra werden gerapporteerd. Tabel 12 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief financiële instellingen, tijdens de recessie van Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) - 1,26-100,00 141,20 marktrendement (in %) - 1,12-14,59 4,34 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 5 778,00 0, ,50 prijs/boek ratio 2,10 0,23 120,30 price/earnings ratio 19,99 0,00 212,20 dividendenrendement (in %) 2,46 0,00 149,29 Tabel 12 toont de gemiddelde waarden, alsook de minimum-en maximumwaarden die voor de zes opgenomen variabelen gevonden werden voor de bedrijven (exclusief de financiële instellingen) die tijdens de dotcom-crisis op Euronext Brussel genoteerd stonden. In tegenstelling tot het buiten beschouwing laten van de biotechsector, heeft het verwijderen van de financiële instellingen uit de data een daling van het gemiddelde aandelenrendement tot gevolg. De aandelen uit deze steekproef genereerden gemiddeld een negatief rendement van -1,26 procent per maand. Het buiten beschouwing laten van de financiële instellingen leidt eveneens tot een daling van de gemiddelde marktkapitalisatie, in tegenstelling tot het effect van het weglaten van de biotechbedrijven. Gedurende deze recessie nam de marktkapitalisatie van de bedrijven uit deze steekproef een gemiddelde waarde aan van 5 778,00 miljoen euro. Een mogelijke verklaring voor deze daling werd bij tabel 11 reeds gegeven. Afgelopen twintig jaar waren het voornamelijk de financiële instellingen die een hoge marktkapitalisaties hadden. Wanneer de financiële instellingen uit de data worden gefilterd, heeft dit slechts een geringe stijging van de gemiddelde prijs/boek ratio tot gevolg. De aandelen van de bedrijven uit deze steekproef werden tijdens de dotcom-crisis gemiddeld 2,10 keer hoger ingeschat door de markt dan de boekwaarde van deze aandelen. De koers van deze aandelen bedroeg gedurende deze recessie gemiddeld 19,99 keer de winst per aandeel van de betreffende onderneming. De minimumwaarde die voor de prijs/boek ratio gevonden werd wijkt af van deze uit tabel 2. In oktober 2002 bedroeg de marktwaarde van de aandelen van Payton Planar amper 0,23 keer de boekwaarde. Tot slot werd er na het verwijderen van de financiële instellingen uit de steekproef een daling van vier basispunten waargenomen in het gemiddelde dividendenrendement. De aandelen van de bedrijven uit deze steekproef brachten gedurende deze recessie een gemiddeld maandelijks dividendenrendement van 2,46 procent op. 42

57 Voor verdere toelichting over de beschrijvende statistieken voor het marktrendement en over de gevonden minimum- en maximumwaarden wordt er opnieuw verwezen naar tabel 2 ut supra. Tabel 13 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief financiële instellingen, tijdens de recessie van Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,50-100,00 141,20 marktrendement (in %) 0,54-19,22 12,40 Marktkapitalisatie (in miljoen euro) 4 488,00 1, ,30 prijs/boek ratio 1,38 0,06 8,81 price/earnings ratio 17,72 0,20 176,70 dividendenrendement (in %) 2,83 0,00 26,67 Tabel 13 vat de beschrijvende statistieken samen voor de data uit de steekproef exclusief financiële instellingen die betrekking heeft op de bankencrisis. In tegenstelling tot tijdens de dotcom-crisis, had het buiten beschouwing laten van de financiële instellingen tijdens de financieel economische crisis een stijging van het gemiddelde aandelenrendement tot gevolg. Zoals te zien is in tabel 13, genereerden de aandelen van de bedrijven uit deze steekproef tijdens de financiële crisis een gemiddeld rendement van 0,50 procent per maand. De gemiddelde marktkapitalisatie bedroeg voor deze steekproef 4 488,00 miljoen euro, wat een daling is van ongeveer 145 miljoen euro ten opzichte van het gemiddelde uit de steekproef die alle sectoren bevat. Net zoals wat werd gevonden voor de dotcom-crisis (zie tabel 12 ut supra), leidde het inperken van de steekproef tot de bedrijven exclusief financiële instellingen tijdens de financiële crisis tot een stijging van de gemiddelde prijs/boek ratio. Gedurende deze periode van economische laagconjunctuur lag de marktwaarde van de aandelen uit deze steekproef gemiddeld 1,38 keer hoger dan de boekwaarde ervan. De laagste prijs/boek ratio die voor deze steekproef werd gevonden wijkt af van wat in tabel 3 wordt weergegeven. Tijdens de laatste twee maanden van 2008 schatte de markt de waarde van de aandelen Iep Invest amper 0,06 keer hoger in dan hun boekwaarde. Ook de price/earnings ratio onderging een lichte stijging. De aandelenkoers lag voor deze steekproef gemiddeld 17,72 keer hoger dan de winst per aandeel van het bedrijf in kwestie. Beide bevindingen zijn in tegenstelling tot wat er gebeurt wanneer de biotechsector uit de steekproef wordt gehaald (zie tabel 8 ut supra). Het gemiddelde dividendenrendement neemt af met vijf basispunten ten gevolge van het buiten beschouwing laten van de financiële instellingen. Dit dalende effect werd ook reeds bij tabellen 11 en 12 ut supra gevonden. Ook het hoogste dividendenrendement dat voor deze steekproef werd gevonden wijkt af van de bevindingen uit tabel 3. Het hoogste dividendenrendement dat voor deze steekproef werd gevonden bedraagt 26,67 procent. Dit rendement werd in september 2011 door vastgoedvennootschap Softimat gegenereerd. 43

58 Voor de toelichting van de beschrijvende statistieken van het marktrendement en de overige minimum- en maximumwaarden van elke opgenomen variabele wordt opnieuw verwezen naar tabel 3 ut supra. Tabel 14 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief financiële instellingen tijdens de expansies Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,84-100,00 166,00 marktrendement (in %) 0,81-16,48 14,47 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 4 922,00 0, ,40 prijs/boek ratio 2,06 0,11 30,91 price/earnings ratio 19,43 0,60 215,40 dividendenrendement (in %) 2,26 0,00 115,98 In tabel 14 worden de gemiddelde waarden en de minimum-en maximumwaarden van elke variabele uit de steekproef die betrekking heeft op de data exclusief de financiële instellingen, tijdens de expansies van afgelopen twintig jaar weergegeven. Het verwijderen van de financiële instellingen uit de steekproef had een stijging van drie basispunten tot gevolg in het gemiddelde maandelijkse aandelenrendement dat afgelopen twintig jaar tijdens de periodes van economische hoogconjunctuur werd gegenereerd. Ook de prijs/boek ratio en de price/earnings ratio stegen als gevolg van het buiten beschouwing laten van de financiële instellingen. In tegenstelling tot deze variabelen, daalden de gemiddelde marktkapitalisatie en het gemiddelde dividendenrendement door de financiële instellingen uit de steekproef te verwijderen. De gemiddelde marktkapitalisatie van de bedrijven die afgelopen twintig jaar tijdens de expansieperiodes op Euronext Brussel noteerden, uitgezonderd de financiële instellingen, bedraagt 4 922,00 miljoen euro. Daarnaast bedroeg het dividendenrendement van de bedrijven uit deze steekproef gemiddeld 2,26 procent, wat twee basispunten lager ligt dan het gemiddelde dat in tabel 4 werd gerapporteerd. De beschrijvende statistieken voor het marktrendement en de minimum- en maximumwaarden voor alle variabelen blijven ongewijzigd. De interpretatie hiervan is terug te vinden bij tabel 4 ut supra. 44

59 7.2 Resultaten regressieanalyses Tabel 15 Regressieresultaten - exclusief financiële instellingen Variabele 23/02/ /02/2018 Dotcom-crisis (23/12/ /03/2003) Financiële crisis (23/09/ /12/2013) Expansies constante - 0,029 (***) -0,090 (**) -0,120-0,023 marktkapitalisatie 0,004 (*) 0,015 0,018 0,004 price/earnings ratio 0,006 (***) 0,007 (**) 0,010 (***) 0,002 prijs/boek ratio - 0,001-0,012 0,001 0,009 (**) marktrendement 0,613 (***) 0,608 (***) 0,640 (***) 0,626 (***) dividendenrendement - 0,001 (***) -0,001 (***) - 0,002-0,001 (**) p-waarde test for differing group 0,000 0,000 0,003 0,042 intercepts p-waarde Breusch- Pagan test 0,149 0,298 0,093 0,557 Gebruikt regressiemodel Fixed effects model Fixed effects model Fixed effects model Fixed effects model *** = significant bij een significantieniveau van 1%, ** = significant bij een significantieniveau van 5%, * = significant bij een significantieniveau van 10% In tabel 15 worden de resultaten van de regressieanalyses uitgevoerd op de steekproeven exclusief de financiële instellingen samengevat. Voor deze vier regressieanalyses wezen de statistische testen uit dat het fixed effects model het beste regressiemodel is om te gebruiken bij de analyses. Opnieuw was er telkens sprake van heteroskedasticiteit (p-waarde = 0,000), dat werd opgelost door met de robust standard errors te werken. Wat de constante betreft, kan geconcludeerd worden dat deze enkel significant is voor de periodes die betrekking hebben op de afgelopen twintig jaar en op de dotcom-crisis. Wanneer alle andere opgenomen variabelen constant gehouden worden op een waarde van nul, zou het aandelenrendement tijdens deze periodes respectievelijk -0,029 procent en -0,090 procent bedragen. De marktkapitalisatie had enkel voor de periode die betrekking heeft op de volledige afgelopen twintig jaar een significant effect op het aandelenrendement. Dit effect is positief en significant tot op een significantieniveau van tien procent. Hoe hoger met andere woorden de marktkapitalisatie van een onderneming, hoe hoger ook het aandelenrendement van die onderneming. Wanneer de periode van 23 februari 1998 tot en met 23 februari 2018 volledig in beschouwing wordt genomen, kan gesteld worden dat een stijging in de marktkapitalisatie van één procent leidde tot een verhoging in het rendement van de aandelen die op Euronext Brussel noteerden van 0,004 procent, ceteris paribus. Wanneer voor deze steekproef de opdeling wordt gemaakt tussen periodes van recessie en expansie, wordt er geen significant effect gevonden van de marktkapitalisatie op het aandelenrendement. Het buiten beschouwing laten van de financiële instellingen leidt dus, net zoals het buiten beschouwing laten van de biotechsector, vastgoedvennootschappen en holdings, niet tot het vinden van een small cap effect op Euronext Brussel. 45

60 De geschatte coëfficiënten van de price/earnings ratio zijn zeer gelijkaardig aan uit tabel 10. Deze ratio had afgelopen twintig jaar hetzelfde effect op het aandelenrendement wanneer de financiële instellingen buiten beschouwing worden gelaten als wanneer de biotechsector uit de steekproef wordt verwijderd. Daarom kan deze geschatte coëfficiënt van 0,006 procent op exact dezelfde manier geïnterpreteerd worden als deze uit tabel 10. Hetzelfde geldt voor de geschatte coëfficiënt uit de analyse die betrekking heeft op de financiële crisis. Wat de analyse betreft die werd uitgevoerd op de data die betrekking heeft op de dotcom-crisis, kan geconcludeerd worden dat een stijging in de price/earnings ratio van één procent tijdens deze recessie leidde tot een stijging in het aandelenrendement van 0,007 procent, ceteris paribus. Deze positieve effecten zijn in tegenspraak met de bestaande literatuur, die stelt dat er een negatief verband bestaat tussen de price/earnings ratio en het aandelenrendement (Nicholson, 1960). Tijdens de periodes van economische hoogconjunctuur van afgelopen twintig jaar had deze ratio geen significant effect op het rendement dat de aandelen die op Euronext Brussel noteerden genereerden. De significantie van de geschatte coëfficiënten van de prijs/boek ratio, die verkregen worden na het verwijderen van de financiële instellingen, is gelijkaardig aan deze die bekomen worden wanneer alle sectoren worden opgenomen en wanneer de biotechsector buiten beschouwing wordt gelaten. Opnieuw had deze ratio voor de bedrijven uit deze steekproef enkel een significant positief effect op het aandelenrendement tijdens de periodes van expansie van de afgelopen twintig jaar. Wanneer er geen rekening gehouden wordt met financiële instellingen, kan er geconcludeerd worden dat een stijging in de prijs/boek ratio van één procent tijdens deze periodes van hoogconjunctuur leidde tot een verhoging van het aandelenrendement van 0,009 procent, ceteris paribus. Dit spreekt opnieuw de literatuur tegen. Zoals eerder vermeld, vond Fama (1992) dat er een negatief verband bestaat tussen de prijs/boek ratio en het rendement dat een aandeel genereert. Het marktrendement vertoonde in de vier onderzochte deelperiodes opnieuw een positief significant effect op het aandelenrendement. Afgelopen twintig jaar leidde een toename in het marktrendement van één procent tot een verhoging in het aandelenrendement van 0,613 procent, ceteris paribus. Tijdens de dotcomcrisis was de impact van deze variabele op het rendement van de aandelen die op Euronext Brussel noteerden het kleinst. Tijdens deze recessie steeg het aandelenrendement met 0,608 procent ten gevolge van een één-procent stijging in het marktrendement, veronderstellende dat alle andere factoren constant gehouden worden. Dit effect was groter tijdens periodes van hoogconjunctuur. Hier steeg het aandelenrendement met 0,626 procent als gevolg van een verhoging van het marktrendement van één procent, ceteris paribus. Het effect van het marktrendement op het aandelenrendement was het grootst tijdens de financiële crisis. Tijdens deze recessie leidde een stijging in het marktrendement van één procent tot een toename in het aandelenrendement van 0,640 procent, ceteris paribus. Deze bevindingen liggen in lijn met het CAPM, dat een positief verband tussen het marktrendement en het rendement van een aandeel vooropstelt (Fama & French, 2004; Hawawini & Keim, 1995). 46

61 Het dividendenrendement had enkel een significant effect op het aandelenrendement voor de steekproeven die betrekking hebben op de periode tussen 23 februari 1998 en 23 februari 2018, op de periodes van expansie tijdens de afgelopen twintig jaar en op de dotcom-crisis. Dit effect was echter zeer gering. In deze drie periodes was het effect van deze variabele op het aandelenrendement exact hetzelfde. Hier leidde een stijging in het dividendenrendement van één procent telkens tot een daling in het aandelenrendement van 0,001 procent, ceteris paribus. Deze negatieve effecten zijn in tegenspraak met de literatuur, zoals eerder werd aangehaald bij tabel 5 en 10 ut supra. 8. REGRESSIE EXCLUSIEF VASTGOEDSECTOR 8.1 Beschrijvende statistieken Tabel 16 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief vastgoed, over de afgelopen twintig jaar Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,34-100,00 141,20 marktrendement (in %) 0,42-19,22 14,47 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 6 287,00 0, ,50 prijs/boek ratio 1,93 0,05 120,30 price/earnings ratio 18,67 0,00 215,40 dividendenrendement (in %) 2,19 0,00 149,30 In tabel 16 worden het gemiddelde, de minimum- en de maximumwaarde van elke opgenomen variabele weergegeven, voor de steekproef die betrekking heeft op de data exclusief de vastgoedsector over de periode van 23 februari 1998 tot en met 23 februari Het gemiddelde rendement dat afgelopen twintig jaar door de aandelen uit deze steekproef werd gegenereerd, bedraagt 0,34 procent per maand. Dit gemiddelde ligt twee basispunten lager dan wanneer er geen sectoren uit de steekproef worden gehaald. Dit wijst erop dat de vastgoedvennootschappen gemiddeld gezien hogere aandelenrendementen genereren dan bedrijven die in een andere sector actief zijn. Het weglaten van de vastgoedvennootschappen heeft voor de steekproef die betrekking heeft op de afgelopen twintig jaar geen effect op de beschrijvende statistieken van het marktrendement en op de minimum- en maximumwaarde van elke opgenomen variabele. Om deze reden wordt er voor de rapportering van deze cijfers opnieuw verwezen naar tabel 1 ut supra. De gemiddelde marktkapitalisatie kent een stijging wanneer de vastgoedsector buiten beschouwing wordt gelaten. Dit gemiddelde stijgt tot 6 287,00 miljoen euro, wat duidt op het feit dat de vastgoedvennootschappen de gemiddelde marktkapitalisatie sterk naar beneden halen. Daarnaast is ook de gemiddelde prijs/boek ratio gestegen. Wanneer er geen rekening wordt gehouden met de vastgoedsector, kan er worden geconcludeerd dat de markt de waarde van de aandelen die afgelopen twintig jaar op Euronext 47

62 Brussel genoteerd stonden gemiddeld 1,93 keer hoger inschatte dan de boekwaarde van deze aandelen. De gemiddelde price/earnings ratio is stabiel gebleven na het verwijderen van de vastgoedvennootschappen. Het dividendenrendement kent een daling ten opzichte van de cijfers die in tabel 1 werden gerapporteerd. Het gemiddelde dividendenrendement dat afgelopen twintig jaar op Euronext Brussel werd gerealiseerd, bedraagt voor deze steekproef 2,19 procent. Tabel 17 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief vastgoed, tijdens de recessie van Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) - 1,13-100,00 119,20 marktrendement (in %) - 1,12-14,59 4,34 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 7 554,00 0, ,50 prijs/boek ratio 2,19 0,08 120,30 price/earnings ratio 19,64 0,00 212,20 dividendenrendement (in %) 2,26 0,00 149,29 Tabel 17 geeft de beschrijvende statistieken weer van de data exclusief de gereglementeerde vastgoedvennootschappen over de periode van 23 februari 1998 tot en met 23 maart 2003 (de dotcomcrisis). Het gemiddelde maandelijkse aandelenrendement bedroeg tijdens de dotcom-crisis -1,13 procent. De beschrijvende statistieken omtrent het marktrendement zijn dezelfde als in tabel 2 en werden dus ut supra reeds uitvoerig besproken. Wanneer de vastgoedsector buiten beschouwing wordt gelaten, bedroeg de gemiddelde marktkapitalisatie op Euronext Brussel tijdens de dotcom-crisis 7 554,00 miljoen euro, wat hoger ligt dan wanneer de vastgoedvennootschappen wel worden opgenomen in de regressieanalyse. De laagste marktkapitalisatie bedroeg ,00 euro en behoorde in oktober 2002 toe aan Payton Planar. De hoogste marktkapitalisatie stond op naam van IBM en bedroeg ,00 miljoen euro. Het verwijderen van de vastgoedvennootschappen leidde tijdens de dotcom-crisis tot een stijging in de gemiddelde prijs/boek ratio. Gedurende deze recessie was de gemiddelde prijs die voor een aandeel op Euronext Brussel werd betaald gelijk aan 2,19 keer de boekwaarde van die aandelen. Ook de gemiddelde price/earnings ratio stijgt wanneer de vastgoedsector uit de data wordt gefilterd. De interpretatie van de overige beschrijvende statistieken van deze variabele is gelijkaardig aan deze die bij tabel 2 ut supra werd gegeven. Tot slot toont tabel 17 ook dat het gemiddelde dividendenrendement gedurende de dotcom-crisis 2,26 procent bedroeg, geen rekening houdend met het dividendenrendement dat gerealiseerd werd door de 48

63 aandelen van vastgoedmaatschappijen. Het hoogste dividendenrendement dat tijdens deze recessie werd gegenereerd behoort opnieuw toe aan de investeringsmaatschappij Quest for Growth. Tabel 18 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief vastgoed, tijdens de recessie van Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,42-100,00 141,20 marktrendement (in %) 0,54-19,22 12,40 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 5 300,00 1, ,30 prijs/boek ratio 1,37 0,05 8,81 price/earnings ratio 16,52 0,20 158,70 dividendenrendement (in %) 2,44 0,00 66,06 Tabel 18 toont de beschrijvende statistieken van de data exclusief de vastgoedsector gedurende de periode van de financieel economische crisis van 2008 tot en met Het gemiddelde maandelijkse aandelenrendement bedroeg gedurende deze periode 0,42 procent, wat beduidend hoger ligt dan het gemiddelde aandelenrendement dat tijdens dotcom-crisis werd behaald (zie tabel 17 ut supra). Toch ligt dit gemiddelde opmerkelijk lager dan het gemiddelde voor de periodes van economische expansie (tabel 19 ut infra). Het laagste aandelenrendement dat tijdens deze recessie op Euronext Brussel werd gegenereerd wijzigt niet door de vastgoedvennootschappen uit de steekproef te verwijderen. Hetzelfde geldt voor het hoogste aandelenrendement dat tijdens deze periode werd verkregen. Voor de rapportering van deze bedragen, alsook voor de rapportering van het marktrendement en de overige minimum- en maximumwaarden, wordt daarom verwezen naar tabel 3 ut supra. Enkel de maximumwaarde voor de price/earnings ratio wijkt af van deze uit tabel 3. In januari 2010 lag de aandelenkoers van de holding Floridienne 158,70 keer hoger dan de winst die per aandeel van Floridienne werd gegenereerd. Het weglaten van de vastgoedsector uit de steekproef heeft een forse stijging van de gemiddelde marktkapitalisatie tot gevolg. Tijdens de bankencrisis bedroeg de gemiddelde marktkapitalisatie van de ondernemingen die op Euronext Brussel noteerden, exclusief de vastgoedvennootschappen, 5 300,00 miljoen euro. De gemiddelde prijs/boek ratio steeg als gevolg van het verwijderen van de vastgoedvennootschappen. De marktwaarde van de aandelen uit deze steekproef oversteeg tijdens de bankencrisis gemiddeld 1,37 keer hun boekwaarde. Dit stijgend effect is echter niet van toepassing op de gemiddelde price/earnings ratio, die na het buiten beschouwing laten van de vastgoedvennootschappen daalt tot 16,52. Ook het gemiddelde dividendenrendement vermindert wanneer de vastgoedsector uit de data wordt gefilterd. De aandelen van de bedrijven uit deze steekproef genereerden tijdens de financieel economische crisis een gemiddeld dividendenrendement van 2,44 procent per maand. 49

64 Tabel 19 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief vastgoed tijdens de expansies Variabele Gemiddelde Minimum Maximum Aandelenrendement (in %) 0,80-100,00 166,00 Marktrendement (in %) 0,81-16,48 14,47 Marktkapitalisatie (in miljoen euro) 6 407,00 0, ,40 prijs/boek ratio 2,16 0,11 30,91 price/earnings ratio 19,46 0,60 215,40 Dividendenrendement (in %) 2,03 0,00 115,98 De beschrijvende statistieken voor de data exclusief de vastgoedsector over de periodes van economische expansie van afgelopen twintig jaar zijn terug te vinden in tabel 19. Deze tonen dat het gemiddelde maandelijkse aandelenrendement dat voor deze steekproef werd gevonden 0,80 procent bedraagt. Dit ligt één basispunt lager dan het gemiddelde aandelenrendement dat werd gegenereerd door de aandelen uit de steekproef waar alle sectoren in opgenomen zijn, terug te vinden in tabel 4 ut supra. Het gemiddelde marktrendement blijft ongewijzigd na het verwijderen van de vastgoedsector uit de steekproef. Hetzelfde geldt voor de minimum- en maximumwaarde die voor elke opgenomen variabele is gevonden. Voor de interpretatie van deze cijfers wordt er opnieuw verwezen naar tabel 4. Zowel de gemiddelde prijs/boek ratio als de gemiddelde price/earnings ratio stijgen wanneer de vastgoedsector buiten beschouwing wordt gelaten. Tijdens de expansieperiodes van afgelopen twintig jaar lag de marktwaarde van de aandelen uit deze steekproef gemiddeld 2,16 keer hoger dan hun boekwaarde. De aandelenkoers van deze aandelen bedroeg tijdens deze periodes gemiddeld 19,46 keer de winst per aandeel van de onderneming in kwestie. Het gemiddelde dividendenrendement kende dan weer een daling nadat de steekproef werd gecorrigeerd voor de vastgoedsector. De aandelen uit deze steekproef brachten een gemiddeld dividendenrendement van 2,03 procent op, wat 25 basispunten lager ligt dan wanneer alle sectoren in de steekproef worden opgenomen. 50

65 8.2 Resultaten regressieanalyses Tabel 20 Regressieresultaten exclusief vastgoed Variabele 23/02/ /02/2018 Dotcom-crisis (23/12/ /03/2003) Financiële crisis (23/09/ /12/2013) Expansies constante - 0,040 (***) - 0,097-0,116-0,027 marktkapitalisatie 0,005 (***) 0,015 0,017 0,005 price/earnings ratio 0,006 (***) 0,006 (*) 0,010 (***) 0,001 prijs/boek ratio - 0,001-0,009 0,025 0,009 (**) marktrendement 0,715 (***) 0,666 (***) 0,778 (***) 0,660 (***) dividendenrendement - 0,002 (***) - 0,002 (***) - 0,003 (***) - 0,001 (**) p-waarde test for differing group 0,000 0,000 0,014 0,059 intercepts p-waarde Breusch- Pagan test 0,039 0,206 0,169 0,500 p-waarde Hausman test 0,000 n.v.t. n.v.t. n.v.t. Gebruikt regressiemodel Fixed effects model Fixed effects model Fixed effects model Pooled model *** = significant bij een significantieniveau van 1%, ** = significant bij een significantieniveau van 5%, * = significant bij een significantieniveau van 10% Met uitzondering van de analyse die betrekking heeft op de economische expansies van afgelopen twintig jaar, werd het fixed effects model via de statistische testen verkozen tot het beste regressiemodel om de analyses die betrekking hebben op de steekproeven exclusief de vastgoedvennootschappen uit te voeren. Wederom was er telkens sprake van het econometrische probleem van heteroskedasticiteit (p-waarde = 0,000), wat werd opgelost door met de robust standard errors te werken. De regressieresultaten van deze analyses worden weergegeven in tabel 20 en worden ut infra uitvoerig besproken. Tabel 20 geeft alle regressieresultaten weer van het empirisch onderzoek dat werd uitgevoerd op de data exclusief de vastgoedsector. De constante is enkel significant wanneer de periode van 23 februari 1998 tot en met 23 februari 2018 in beschouwing wordt genomen. Wanneer alle overige opgenomen variabelen constant gehouden worden op een waarde van nul, zou het aandelenrendement de voorbije twintig jaar een waarde aangenomen hebben van -0,040 procent. Uit de regressieresultaten voor de variabele marktkapitalisatie kan besloten worden dat er voor de data exclusief vastgoedvennootschappen op geen enkel ogenblik een small cap effect vast te stellen valt. Er kan echter opnieuw eerder gesproken worden van een large cap effect. Dit effect was enkel significant voor de periode die betrekking heeft op de afgelopen twintig jaar. Een stijging in de marktkapitalisatie van één procent leidde tijdens de voorbije twintig jaar tot een stijging in het aandelenrendement van 0,005 procent, ceteris 51

66 paribus. Voor de overige regressieanalyses is de geschatte coëfficiënt van de marktkapitalisatie niet significant en bijgevolg wordt deze ook niet verder gerapporteerd. De price/earnings ratio had opnieuw enkel een significant effect op rendement dat door de aandelen op Euronext Brussel werd gerealiseerd voor de analyses die betrekking hebben op de volledige afgelopen twintig jaar en op de beide crisisperiodes. Een verhoging in de price/earnings ratio van één procent leidde afgelopen twintig jaar tot een stijging in het aandelenrendement van 0,006 procent, ceteris paribus. Exact hetzelfde effect werd gevonden voor de analyse die betrekking heeft op de dotcom-crisis. Tijdens de financieel economische crisis had een één-procent stijging in de price/earnings ratio een toename in het aandelenrendement van 0,010 procent tot gevolg, veronderstellende dat alle andere factoren constant gehouden worden. Dit positieve verband werd eveneens vastgesteld in de bestaande literatuur. Als deze regressieresultaten vergeleken worden met deze uit tabel 5 ut supra, kan geconcludeerd worden dat het verwijderen van de vastgoedsector geen of slechts een zeer gering effect heeft op de geschatte coëfficiënten van de price/earnings ratio. Het effect van de prijs/boek ratio op het aandelenrendement was afgelopen twintig jaar enkel significant tijdens de periodes van economische hoogconjunctuur. Het aandelenrendement steeg hier met 0,009 procent als gevolg van een stijging in deze ratio van één procent, ceteris paribus. Deze positieve geschatte coëfficiënt is consistent met de bevindingen van Fama en French (1993). Tabel 20 geeft eveneens de regressieresultaten voor de variabele marktrendement weer. Deze variabele vertoonde voor elke onderzochte periode een significant positief effect op het aandelenrendement, wat in lijn ligt met het CAPM. Dit effect was het grootst tijdens de bankencrisis. Hier leidde een verhoging van het marktrendement van één procent tot een toename van het aandelenrendement met 0,778 procent, ceteris paribus. De impact van deze variabele wordt iets kleiner als de afgelopen twintig jaar in zijn geheel en de dotcom-crisis worden geanalyseerd. Een stijging in het marktrendement van één procent veroorzaakte hier een verhoging van het aandelenrendement van respectievelijk 0,715 procent en 0,666 procent, ceteris paribus. Tijdens de economische expansies van afgelopen twintig jaar had het marktrendement dan weer de laagste impact op het aandelenrendement. Hier had een stijging in het marktrendement van één procent een toename in het aandelenrendement van 0,660 procent tot gevolg, ceteris paribus. Tot slot worden ook de geschatte coëfficiënten voor het dividendenrendement gerapporteerd. Zowel tijdens de gehele onderzoeksperiode van afgelopen twintig jaar als tijdens de drie deelperiodes had het dividendenrendement een significant negatief effect op het aandelenrendement, wat opnieuw in tegenspraak is tot de bestaande literatuur. Algemeen gesteld veroorzaakte een toename in het dividendenrendement van één procent de afgelopen twintig jaar een daling in het aandelenrendement van 0,002 procent, ceteris paribus. Exact hetzelfde effect werd gevonden voor de analyse die betrekking heeft op de dotcom-crisis. Tijdens de financiële crisis was de impact van het dividendenrendement op het aandelenrendement het 52

67 grootst. Hier leidde een stijging in het dividendenrendement van één procent tot een daling in het aandelenrendement van 0,003 procent, ceteris paribus. Het effect van deze variabele was dan weer het kleinst tijdens de economische expansies van afgelopen twintig jaar. Hier had een toename in het dividendenrendement van één procent slechts een daling in het aandelenrendement van 0,001 procent tot gevolg, veronderstellende dat alle andere factoren constant worden gehouden. 9. REGRESSIE EXCLUSIEF HOLDINGS Tabel 21 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief holdings, over de afgelopen twintig jaar Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,37-100,00 141,20 marktrendement (in %) 0,42-19,22 14,47 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 6 068,00 0, ,50 prijs/boek ratio 1,93 0,05 120,30 price/earnings ratio 19,17 0,00 212,20 dividendenrendement (in %) 2,44 0,00 66,06 Tabel 21 geeft de beschrijvende statistieken weer die betrekking hebben op de data exclusief holdings, over de periode van 23 februari 1998 tot en met 23 februari Afgelopen twintig jaar behaalden de bedrijven uit de steekproef een gemiddeld aandelenrendement van 0,37 procent per maand, wat één basispunt hoger ligt dan het gemiddelde uit tabel 1 ut supra. De gemiddelde marktkapitalisatie van de aandelen uit deze steekproef bedraagt 6 068,00 miljoen euro. Ook dit ligt hoger dan het gemiddelde dat in tabel 1 ut supra wordt weergegeven. Net zoals de marktkapitalisatie, zijn ook de prijs/boek ratio en de price/earnings ratio gestegen als gevolg van het verwijderen van de investeringsmaatschappijen uit de data. De marktwaarde van de aandelen uit deze steekproef ligt gemiddeld 1,93 keer hoger dan de boekwaarde van deze aandelen. Daarnaast ligt de koers van deze aandelen gemiddeld 19,17 keer hoger dan de winst die per aandeel van het bedrijf in kwestie werd gerealiseerd. De hoogste price/earnings ratio die voor deze steekproef werd gevonden wijkt af van deze uit tabel 1. In maart 2000 lag de aandelenkoers van I.R.I.S. Group 212,20 keer hoger dan de winst die per aandeel van dit bedrijf werd gegenereerd. Het dividendenrendement is opnieuw de enige variabele die is gedaald nadat de holdings buiten beschouwing werden gelaten. Het gemiddelde dividendenrendement dat afgelopen twintig jaar door de aandelen uit deze steekproef werd gegenereerd, bedraagt 2,44 procent. De aandelen van KBC Ancora genereerden in februari 2009 het hoogste dividendenrendement van deze steekproef, namelijk 66,06 procent. 53

68 Het marktrendement, evenals de overige minimum- en maximumwaarde van elke opgenomen variabele, blijven ongewijzigd nadat de holdings uit de data worden gefilterd. Tabel 22 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief holdings, tijdens de recessie van Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) - 1,17-100,00 141,20 marktrendement (in %) - 1,12-14,59 4,34 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 7 572,00 0, ,50 prijs/boek ratio 2,25 0,08 120,30 price/earnings ratio 20,53 0,00 212,20 dividendenrendement (in %) 2,26 0,00 20,46 In tabel 22 worden de beschrijvende statistieken voor de data exclusief holdings tijdens de dotcom-crisis getoond. De aandelen uit deze steekproef genereerden tijdens de dotcom-crisis maandelijks een gemiddeld aandelenrendement van -1,17 procent. Dit gemiddelde is niet gewijzigd als gevolg van het buiten beschouwing laten van de investeringsmaatschappijen. De gemiddelde marktkapitalisatie van deze aandelen nam tijdens deze recessie een waarde aan van 7 572,00 miljoen euro. Als deze cijfers vergeleken worden met de cijfers uit tabel 2 ut supra, kan geconcludeerd worden dat er in deze variabele wel een stijging is opgetreden als gevolg van het verwijderen van de holdings uit de steekproef. Ook de gemiddelde prijs/boek ratio en price/earnings ratio zijn verhoogd. Het gemiddelde dividendenrendement is opnieuw de enige variabele die een daling kende als gevolg van het weglaten van de investeringsvennootschappen uit de data. Deze variabele is met 24 basispunten afgenomen, wat erop wijst dat de holdings gemiddeld gezien bijdragen tot een toename van het dividendenrendement dat de aandelen op Euronext Brussel genereren. Het hoogste dividendenrendement dat voor deze steekproef tijdens de dotcom-crisis werd gevonden, bedraagt 20,46 procent. Dit dividendenrendement werd in september 2001 behaald door CMB België. Het marktrendement bleef opnieuw ongewijzigd nadat de data voor deze periode werd gecorrigeerd voor de investeringsmaatschappijen. Voor de interpretatie van deze gegevens, alsook voor de interpretatie van de minimum- en maximumwaarden wordt verwezen naar tabel 2. 54

69 Tabel 23 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief holdings, tijdens de recessie van Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,45-100,00 141,20 marktrendement (in %) 0,54-19,22 12,40 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 5 067,00 1, ,30 prijs/boek ratio 1,39 0,05 8,81 price/earnings ratio 17,49 0,70 176,70 dividendenrendement (in %) 2,98 0,00 66,06 De beschrijvende statistieken voor de data exclusief investeringsvennootschappen tijdens de bankencrisis van 2008 tot en met 2013 zijn terug te vinden in tabel 23. Voor deze steekproef werd een gemiddeld aandelenrendement van 0,45 procent per maand gevonden, wat een minieme daling is ten opzichte van het gemiddelde uit tabel 3 ut supra. De marktkapitalisatie is dan weer gestegen na het verwijderen van de holdings uit de data. De gemiddelde marktkapitalisatie van de bedrijven uit deze steekproef bedraagt 5 067,00 miljoen euro, wat ongeveer 400 miljoen euro hoger ligt dan wanneer er wel rekening wordt gehouden met de investeringsmaatschappijen. Dit stijgend effect is ook van toepassing op de prijs/boek ratio en de price/earnings ratio. De markt schatte tijdens deze recessie de waarde van de aandelen uit deze steekproef gemiddeld 1,39 keer hoger in dan de boekwaarde van deze aandelen. De gemiddelde waarde van deze variabele bedraagt voor deze steekproef 17,49, wat betekent dat de aandelenkoers van de opgenomen bedrijven gemiddeld 17,49 keer de winst per aandeel van het betreffende bedrijf bedraagt. Bijkomend leverden deze aandelen een gemiddeld dividendenrendement van 2,98 procent op. Opnieuw wordt er naar tabel 3 verwezen voor een verdere toelichting bij de beschrijvende statistieken van de variabele marktrendement en de minimum- en maximumwaarde van elke variabele. Enkel de minimumwaarde voor de price/earnings ratio wijkt af van deze uit tabel 3. De laagste price/earnings waarde die voor deze steekproef werd gevonden bedraagt 0,70 en werd in december 2010 en januari en februari 2011 behaald door de aandelen van Banque Nationale de Belgique. Tabel 24 Beschrijvende statistieken voor de data exclusief holdings tijdens de expansies Variabele Gemiddelde Minimum Maximum aandelenrendement (in %) 0,81-100,00 166,00 marktrendement (in %) 0,81-16,48 14,47 marktkapitalisatie (in miljoen euro) 6 234,00 0, ,40 prijs/boek ratio 2,16 0,14 30,91 price/earnings ratio 19,66 0,60 193,00 dividendenrendement (in %) 2,16 0,00 51,54 55

70 In tabel 24 zijn de beschrijvende statistieken terug te vinden die betrekking hebben op de data exclusief de holdings, tijdens de periodes van economische expansie van de afgelopen twintig jaar. Deze tabel toont dat het gemiddelde aandelenrendement dat tijdens deze periodes werd gevonden voor deze steekproef maandelijks 0,81 procent bedraagt en dus constant is gebleven in vergelijking met de waarde die in tabel 4 wordt weergegeven. Net zoals wanneer de vastgoed- of biotechsector uit de data wordt gelaten, heeft het verwijderen van de holdings een stijging in de gemiddelde marktkapitalisatie tot gevolg. Voor deze steekproef werd een gemiddelde marktkapitalisatie van 6 234,00 miljoen euro gevonden. Dit gemiddelde ligt ongeveer 600 miljoen euro hoger dan wanneer alle sectoren in de steekproef worden opgenomen. Ook de prijs/boek ratio en price/earnings ratio stijgen gemiddeld gezien nadat de investeringsmaatschappijen uit de data worden gefilterd. De laagste prijs/boek ratio die voor deze steekproef werd gevonden staat op naam van Banque Nationale de Belgique. In juli 2008 bedroeg de marktwaarde van deze aandelen amper 0,14 keer hun boekwaarde. De hoogste price/earnings ratio die voor deze steekproef werd gevonden staat op naam van Connect Group en bedroeg in februari In tegenstelling tot de overige opgenomen variabelen, neemt het gemiddelde dividendenrendement af tot een waarde van 2,16 procent nadat de holdings buiten beschouwing worden gelaten. Dit dalende effect werd eveneens waargenomen nadat de financiële instellingen en de vastgoedsector uit de data werd gehaald. Het hoogste dividendenrendement dat tijdens de economische expansies van afgelopen twintig jaar voor de data exclusief holdings werd waargenomen, bedraagt 51,54 procent en werd in december 2004 behaald door Deficom Group. Deze maximumwaarde ligt aanzienlijk lager dan het hoogste dividendenrendement dat tijdens deze onderzochte periode werd gegenereerd door de aandelen uit de steekproef die alle sectoren bevat. Voor verdere toelichting van de overige minimum- en maximumwaarden, alsook van het gemiddelde marktrendement wordt er verwezen naar de tekst bij tabel 4 ut supra. 56

71 9.2 Resultaten regressieanalyses exclusief holdings Tabel 25 Regressieresultaten exclusief holdings Variabele 23/02/ /02/2018 Dotcom-crisis (23/12/ /03/2003) Financiële crisis (23/09/ /12/2013) Expansies constante - 0,027 (***) - 0,149 (***) 0,049 0,014 (**) marktkapitalisatie 0,003 (**) 0,025 (**) - 0,011-0,001 price/earnings ratio 0,005 (***) 0,008 (*) 0,010 (**) - 0,002 prijs/boek ratio 0,001-0,018 (**) 0,037 (**) 0,008 (***) marktrendement 0,651 (***) 0,628 (***) 0,697 (***) 0,620 (***) dividendenrendement -0,002 (**) - 0,002-0,004 (***) - 0,001 (*) p-waarde test for differing group 0,000 0,001 0,000 0,067 intercepts p-waarde Breusch- Pagan test 0,039 0,669 0,802 0,390 p-waarde Hausman test 0,000 n.v.t. n.v.t. n.v.t. Gebruikt Fixed effects Fixed effects Fixed effects regressiemodel model model model pooled model *** = significant bij een significantieniveau van 1%, ** = significant bij een significantieniveau van 5%, * = significant bij een significantieniveau van 10% Tabel 25 vat de regressieresultaten samen voor de analyses die werden uitgevoerd op de data exclusief de investeringsmaatschappijen. Opnieuw werd het fixed effects model gebruikt voor het uitvoeren van de drie regressieanalyses die betrekking hebben op de volledige afgelopen twintig jaar en op de beide crisisperiodes. Voor de regressieanalyse die betrekking heeft op de economische expansies van afgelopen twintig jaar kwam het pooled model uit de statistische testen als beste model naar boven. Het econometrische probleem van heteroskedasticiteit trad bij elke analyse op (p-waarde = 0,000) en werd opgelost door met de robust standard errors te werken. De constante is bij elke onderzochte tijdsperiode significant, met uitzondering van de tijdsperiode die betrekking heeft op de financiële crisis. Alle andere opgenomen variabelen constant gehouden op een waarde van nul, zou het aandelenrendement afgelopen twintig jaar een waarde van -0,027 procent aangenomen hebben. Wanneer de dotcom-crisis in beschouwing wordt genomen, zou het aandelenrendement -0,149 procent bedragen indien alle overige opgenomen variabelen een constante waarde van nul aannemen. Onder deze zelfde voorwaarde zou het aandelenrendement tijdens de financiële expansies van afgelopen twintig jaar een waarde van 0,014 procent aangenomen hebben. De marktkapitalisatie had enkel tijdens de onderzochte periodes die betrekking hebben op de volledige voorbije twintig jaar en op de dotcom-crisis een significant positief effect op het aandelenrendement. Dit 57

72 effect is telkens significant tot op een significantieniveau van vijf procent en was het hoogst tijdens de recessie van 1998 tot en met Voor deze tijdsperiode leidde een stijging van één procent in de marktkapitalisatie van een onderneming tot een stijging in het rendement dat de aandelen van deze onderneming genereerden van 0,025 procent, ceteris paribus. Opnieuw ligt dit in lijn met de bevindingen uit de bestaande literatuur, zoals ut supra reeds uitgelegd werd. Tijdens een economische laagconjunctuur is er namelijk eerder sprake van een large cap effect dan van een small cap effect (Fama & French, 1993; Levis, 2001; Switzer, 2010). De marktkapitalisatie had een kleinere impact op de afhankelijke variabele voor de tijdsperiode die betrekking heeft op de periode tussen 23 februari 1998 en 23 februari Het aandelenrendement steeg hier met 0,003 procent ten gevolge van een verhoging in de marktkapitalisatie van één procent, ceteris paribus. Wat de periodes die betrekking hebben op de financiële crisis en de economische expansies betreft, werd er een negatieve geschatte coëfficiënt gevonden voor de marktkapitalisatie, maar deze coëfficiënt is niet significant en wordt daarom niet verder toegelicht. Het verwijderen van de investeringsmaatschappijen uit de data heeft dus, net zoals wanneer de andere sectoren worden uitgesloten, niet tot gevolg dat er een small cap effect gevonden wordt. De geschatte coëfficiënten van de price/earnings ratio hebben voor elke onderzochte tijdsperiode, behalve voor de periodes van economische hoogconjunctuur, een significant positief effect op het aandelenrendement. De impact van de price/earnings ratio op het rendement dat de aandelen op Euronext Brussel genereerden was het grootst tijdens de financiële crisis. Hier veroorzaakte een stijging in de price/earnings ratio van één procent een verhoging van dit rendement met 0,010 procent, ceteris paribus. Dit effect was de helft kleiner wanneer de opdeling tussen periodes van hoog- en laagconjunctuur niet gemaakt wordt en de periode van 23 februari 1998 tot en met 23 februari 2018 in zijn geheel wordt beschouwd. Het aandelenrendement steeg hier slechts met 0,005 procent als de price/earnings ratio met één procent toenam, ceteris paribus. Tijdens de dotcom-crisis steeg het aandelenrendement met 0,008 procent als gevolg van een één-procent stijging in de price/earnings ratio, ceteris paribus. Net zoals wanneer de biotechsector, financiële instellingen en vastgoedvennootschappen uit de data worden gelaten, ligt ook het effect van de price/earnings ratio op het aandelenrendement dat gevonden wordt na het weglaten van de holdings niet in lijn met de bestaande literatuur. De prijs/boek ratio vertoont voor elke onderzochte periode, behalve voor de tijdsperiode die betrekking heeft op de voorbije twintig jaar in haar totaliteit, een significant effect op het aandelenrendement. Opnieuw was dit effect van de prijs/boek ratio het grootst tijdens de bankencrisis. Als de prijs/boek ratio tijdens deze financiële crisis met één procent toenam, veroorzaakte dit een stijging in het aandelenrendement van 0,037 procent, ceteris paribus. Tijdens de economische hoogconjuncturen van de voorbije twintig jaar leidde een stijging in de prijs/boek ratio van één procent tot een verhoging van het aandelenrendement van 0,008 procent, ceteris paribus. Wanneer de dotcom-crisis in beschouwing wordt genomen, werd voor deze ratio een negatieve significante geschatte coëfficiënt gevonden. Een verhoging in de prijs/boek ratio met één procent resulteerde hier in een daling van het aandelenrendement van 0,018 procent, alle andere variabelen 58

73 constant houdend. Als deze bevindingen vergeleken worden met de bestaande literatuur, kan geconcludeerd enkel het gevonden effect uit de dotcom-crisis in lijn ligt met de bevindingen van Fama (1992). Fama (1992) vond namelijk dat bedrijven met een hogere prijs/boek ratio een lager aandelenrendement genereren. Het marktrendement is de enige variabele die voor deze steekproef voor elke onderzochte tijdsperiode een significant positief effect heeft op het aandelenrendement. Dit stemt opnieuw overeen met de bestaande literatuur over het CAPM. Afgelopen twintig jaar nam het aandelenrendement met 0,651 procent toe als gevolg van een toename in het marktrendement van één procent, ceteris paribus. Deze variabele had afgelopen twintig jaar de grootste impact op het aandelenrendement in tijden van de financieel economische crisis. Hier steeg het aandelenrendement met 0,697 procent als gevolg van een één-procenttoename in het marktrendement, ceteris paribus. Tijdens de dotcom-crisis en de economische expansies veroorzaakte een één-procent stijging in het marktrendement een verhoging in het aandelenrendement van respectievelijk 0,628 procent en 0,620 procent, ceteris paribus. Het effect van deze verklarende variabele was afgelopen twintig jaar dus het laagst tijdens de periodes van economische expansies. Tot slot toont tabel 25 ook de geschatte coëfficiënten van het dividendenrendement. Deze variabele vertoonde zowel voor de studieperiode van afgelopen twintig jaar als voor de periodes die betrekking hebben op de financiële crisis en de economische expansies een significant negatief effect, wat in tegenspraak is tot de bestaande literatuur. Algemeen gesteld veroorzaakte een stijging van het dividendenrendement van één procent afgelopen twintig jaar een daling in het aandelenrendement van 0,002 procent, ceteris paribus. Voor wat betreft de periode van economische expansie vertoont deze variabele het kleinste negatieve significante verband met het aandelenrendement. Tijdens deze hoogconjuncturen leidde een toename in het dividendenrendement van één procent tot een daling in het aandelenrendement van 0,001 procent, ceteris paribus. Het effect van het dividendenrendement op de afhankelijke variabele was het grootst tijdens de financiële crisis. Hier veroorzaakte een stijging in het dividendenrendement van één procent een afname in het aandelenrendement van 0,004 procent, veronderstellende dat alle overige factoren constant gehouden worden. 59

74 CONCLUSIE Na het uitvoeren van dit empirisch onderzoek, kan er geconcludeerd worden dat er gedurende de periode tussen 23 februari 1998 en 23 februari 2018 geen small cap effect werd waargenomen op Euronext Brussel. Het opdelen van de onderzochte periode in deelperiodes volgens hoog- of laagconjunctuur en het weglaten van de biotechsector, financiële instellingen, vastgoedvennootschappen en holdings, leidde eveneens niet tot het waarnemen van een size effect op de Belgische beurs. Nochtans werd er op basis van het literatuuroverzicht en op basis van figuur 3 verwacht dat de small cap aandelen die afgelopen twintig jaar op Euronext Brussel noteerden hogere rendementen zouden genereren dan de mid en large cap aandelen. Wanneer alle sectoren in beschouwing worden genomen, wordt er voor de variabele marktkapitalisatie bij de onderzochte periodes die betrekking hebben op de volledige afgelopen twintig jaar en op de dotcom-crisis een significante positieve coëfficiënt gevonden. Deze coëfficiënt was het hoogst tijdens de dotcom-crisis (geschatte coëfficiënt = 0,015 procent), wat in lijn ligt met de literatuur. Wanneer alle sectoren in beschouwing worden genomen, kan er dus geconcludeerd worden dat er afgelopen twintig jaar in tijden van laagconjunctuur op Euronext Brussel eerder sprake was van een mid en large cap effect dan van een small cap effect. Daarnaast werd voor de steekproef waar alle sectoren in zijn opgenomen en die betrekking heeft op de periodes van economische expansie een negatieve geschatte coëfficiënt gevonden. Deze coëfficiënt is echter niet significant, waardoor er niet kan geconcludeerd worden dat er afgelopen twintig jaar een size effect werd waargenomen op de Belgische beurs. Voor de steekproef waarin elke sector werd opgenomen, hadden ook alle andere significante variabelen een positief effect op het aandelenrendement. Enkel de variabele dividendenrendement leidde tot een daling van de afhankelijke variabele. Exact dezelfde conclusies kunnen worden getrokken nadat de biotechsector uit de data werd verwijderd. Opnieuw had de marktkapitalisatie hier de grootste positieve impact op het aandelenrendement tijdens de dotcom-crisis (geschatte coëfficiënt = 0,016 procent). Het buiten beschouwing laten van de biotechsector staaft dus opnieuw het feit dat er tijdens de recessieperiodes van afgelopen twintig jaar in België een mid en large cap aanwezig was op Euronext Brussel, maar leidt eveneens niet tot het waarnemen van een small cap effect op de Belgische beurs. Ook voor deze steekproef hadden alle overige significante variabelen een positief effect op het aandelenrendement, met uitzondering van het dividendenrendement. De geschatte coëfficiënt voor de variabele marktkapitalisatie (0,004 procent) was voor de steekproef exclusief financiële instellingen enkel voor de periode die betrekking heeft op de volledige voorbije twintig jaar positief en significant. Hieruit kan geconcludeerd worden dat het verwijderen van de financiële instellingen uit de data niet leidt tot het vinden van een size effect. De price/earnings ratio, de prijs/boek ratio en het marktrendement hebben voor deze steekproef opnieuw een positieve impact op het aandelenrendement. De aandelen van niet-financiële instellingen die een hoger dividendenrendement genereerden, realiseerden afgelopen twintig jaar dan weer een lager aandelenrendement. 60

75 Na de exclusie van de vastgoedsector, werd er enkel een positieve significante geschatte coëfficiënt (0,005 procent) gevonden voor de variabele marktkapitalisatie voor de analyse die betrekking heeft op de volledige afgelopen twintig jaar. Deze positieve coëfficiënt wijst erop dat de mid en large cap aandelen uit de steekproef exclusief vastgoedvennootschappen de afgelopen twintig jaar beter presteerden op de Belgische beurs dan de small caps. Hieruit kan geconcludeerd worden dat het buiten beschouwing laten van de vastgoedvennootschappen niet leidt tot het vinden van een small cap effect op Euronext Brussel. Ook de overige opgenomen variabelen, met uitzondering van het dividendenrendement, vertoonden enkel significant positieve effecten met het aandelenrendement. Tot slot is er ook voor de steekproef exclusief financiële holdings geen size effect waar te nemen. De variabele marktkapitalisatie had opnieuw enkel een positief significant effect op het aandelenrendement voor de onderzoeksperiodes die betrekking hebben op de voorbije twintig jaar en op de dotcom-crisis. Dit effect was het grootst tijdens de dotcom-recessie (geschatte coëfficiënt = 0,025 procent), wat opnieuw aantoont dat er in tijden van laagconjunctuur eerder sprake is van een mid en large cap effect en dus opnieuw in lijn ligt met de literatuur. Het filteren van de holdings uit de data draagt verder niet bij tot het vinden van een small cap effect op Euronext Brussel. Wat de overige variabelen betreft, kunnen dezelfde conclusies genomen worden als de conclusies die getrokken kunnen worden wanneer alle sectoren in beschouwing worden genomen of wanneer de biotechsector, financiële instellingen of vastgoedvennootschappen uit de data worden verwijderd. Enkel vertoonde de prijs/boek ratio hier tijdens de dotcom-crisis een negatief significant effect op het aandelenrendement en dit in tegenstelling tot de conclusies die ut supra werden getrokken. Op basis van dit empirisch onderzoek kan er geconcludeerd worden dat de marktkapitalisatie afgelopen twintig jaar tijdens de periodes van hoogconjunctuur geen significante impact had op het aandelenrendement. Het finale besluit van dit onderzoek luidt dan ook dat er afgelopen twintig jaar geen een small cap effect werd waargenomen op Euronext Brussel, maar dat er in tijden van de dotcom-crisis wel een mid en large cap effect werd gevonden op de Belgische beurs. 61

76 BIBLIOGRAFIE Aernoudt, R. (2016). Financieel management toegepast. Antwerpen: Intersentia. Opgeroepen op april 25, 2018 Ball, R. (1978). Anomalies in relationships between securities' yield and yield-surrogates. Journal of Financial Economics, 6, Banz, R. W. (1981). The relationship between return and market value of common stocks. Journal of Financial Economics, 9, Basu, S. (1977, juni). Investment Performance of Common Stocks in Relation to Their Price-Earning ratios: A Test of the Efficient Market Hypothesis. The Journal of Finance, 32(3), Bhandari, L. C. (1988, Juni). Debt/Equity Ratio and Expected Common Stock Returns: Empirical Evidence. The Journal of Finance, 43(2), Bijlsma, M., Dubovik, A., & Straathof, B. (2013, februari 4). How Large was the Credit Crunch in the OECD? CPB Netherlands Bureau for Economic Policy Analysis. Opgeroepen op mei 7, 2018 Black, F. (1993). Beta and Return. The Journal of Portfolio Management, Blue, M. E., & Stambaugh, R. F. (1983). Biases in Computed Returns: An Application of the Size Effect. Journal of Financial Economics, 12, Bodie, Z., Kane, A., & Marcus, A. J. (2013). Essentials of Investments. The McGraw-Hill Companies. Opgeroepen op Februari 21, 2018 Bpost. (2018). Dividenden. Opgeroepen op mei 10, 2018, van Investeerders: Brennan, M. J., & Subrahmanyam, A. (1996). Market microstructure and asset pricing: On the compensation for illiquidity in stock returns. Journal of Financial Economics, Chan, K., & Chen, N.-F. (1991, September). Structural and Return Characteristics of Small and Large Firms. The Journal of Finance, 46(4), Cross, F. (1973, november-december). The Behavior of Stock Prices on Fridays and Mondays. Financial Analysts Journal, 29(6), De Standaard. (2009, oktober 27). Beursanalyse voor beginners. De Standaard. Opgeroepen op Mei 10, 2018, van D'hoore, J., & De Groote, P. (2018, mei 5). Van Gerven: 'Bpost staat op brandend platform'. De Tijd. Opgeroepen op mei 10, 2018, van Eleswarapu, V. R., & Reinganum, M. R. (1993). The seasonal behavior of the liquidity premium in asset pricing. Journal of Financial Economics, 34, Euronext. (2015). Index Rule Book: Bel Family. Opgeroepen op Februari 21, 2018 Euronext. (2017). About us. Opgehaald van Euronext: lxi

77 Euronext. (2017). Bel Small Index. Opgehaald van Euronext: Euronext. (2017). Bel Small Index. Opgehaald van Euronext: Euronext. (2017). Equities directory. Opgeroepen op oktober 31, 2017, van Euronext: Euronext. (2017). Kenniscentrum. Opgeroepen op oktober 31, 2017, van Euronext: Euronext. (2018). Bel Small Index. Opgeroepen op Februari 21, 2018, van Euronext: Euronext Brussel. (2018). BEL20. Opgeroepen op april 3, 2018, van Euronext: European Central Bank. (2016). Report on Financial Structures, October Opgeroepen op Februari 15, 2018 European Central Bank. (2018). Explainers. Opgeroepen op Februari 15, 2018, van Europese Centrale Bank: Fama, E. (1992). The cross-section of expected stock returns. Journal of Finance, 47(2), Fama, E. F., & French, K. R. (1988). Dividend Yields and Expected Returns. Journal of Financial Analysis, Opgeroepen op Februari 21, 2018 Fama, E. F., & French, K. R. (1993). Common risk factors in the returns on stocks and bonds. Journal of Financial Economics, 33(1), Fama, E. F., & French, K. R. (2004). The Capital Asset Pricing Model: Theory and Evidence. Journal of Economic Perspectives, 18(3), Foster, G., Olsen, C., & Shevlin, T. (1984). Earnings Release, Anomalies, and the Behavior of Security Returns. The Accounting Review, 59(4), Gibbons, M. R., & Hess, P. (1981, oktober). Day of the Week Effects and Asset Returns. The Journal of Business, 54(4), Hawawini, G., & Keim, D. B. (1995). Handbooks in Operations Research and Management Science (Vol. 9). Elsevier. Hawawini, G., Michel, P., & Corhay, A. (1989). A Look at the Validity of the CAPM in Light of Equity Market Anomalies: The Case of Belgian Common Stocks. A Reappraisal of the Efficiency of Financial Markets, 54, Horowitz, J. L., Loughran, T., & Savin, N. E. (2000, maart). The disappearing size effect. Research in Economics, 54(1), lxii

78 Itzkowitz, J., & Loviscek, A. (2016). An unpleasant small-stock effect in manufacturing: the case of the dependent buyer. Managerial Finance, 42, Jacobs, B. I., & Levy, K. N. (1988, Mei-Juni). Disentangling Equity Return Regularities: New Insights and Investment Opportunities. Financial Analysts Journal, 44(3), Opgeroepen op november 2, 2017 Jensen, G. R., Johnson, R. R., & Mercer, J. M. (1997). New Evidence on Sieze and Price-to-Book Effects in Stock Returns. Financial Analysts Journal, Jensen, G. R., Johnson, R. R., & Mercer, J. M. (1998). The Inconsistency of Small-Firm and Value Stock Premiums. The Journal of Portfolio Management, 24(2), Keim, D. B. (1983). Size-Related Anomalies and Stock Return Seasonality: Further Empirical Evidence. Journal of Financial Economics, 12, Keim, D. B., & Stambaugh, R. F. (1984, juli). A Further Investigation of the Weekend Effect in Stock Returns. The Journal of Finance, 39(3), Koop, G. (2016). Analyses of Financial Data. John Willey & Sons Ltd. L, J., Horowitz, Loughran, T., & Savin, N. E. (2000, Maart). The disappearing size effect. Research in Economics(1), Lakonishok, J., Schleifer, A., & Vishny, R. W. (1994). Contrarian Investment Extrapolation, and Risk. The Journal of Finance, Levis, M. (1989). Stock Market Anomalies: A Re-assessment Based on the UK Evidence. Journal of Banking and Finance, 13, Levis, M. (2001, augustus 29). The Record on Small Companies: A Review of the Evidence. Journal of Asset Management, 2(4), Lintner, J. (1965). The Valuation of Risk Assets and the Selection of Risky Investments in Stock Portfolios and Capital Budgets. The Review of Economics and Statistics, 47(1), Lo, A. W., & MacKinlay, C. (1990). Data-Snooping Biases in Tests of Financial Asset Pricing Models. The Review of Financial Studies, 3(3), Markowitz, H. M. (1959). Portfolio Selection: Efficient Diversification of Investments. Cowles Foundation for Research in Economics at Yale University. Merton, R. C. (1973). An Intertemporal Capital Asset Pricing Model. Econometrica, 41(5), Merton, R. C. (1987). A Simple Model of Capital Market Equilibrium with Incomplete Information. The Journal of Finance, 42(3), Michielsen, S. (sd). 10 Jaar Financiële Crisis. Opgeroepen op mei 7, 2018, van De Tijd: Muynck, H. D. (2008). Bank- en beurswezen in België. Gent: Academia Press. lxiii

79 Nicholson, S. F. (1960, July - August). Price-Earnings Ratios. Financial Analysis Journal(51). Opgeroepen op Februari 21, 2018 Roll, R. (1981). A possible Explanation of the Small Firm Effect. The Journal of Finance, Ross, S. A. (1976). The Arbitrage Theory of Capital Asset Pricing. Journal of Economic Theory, 13, Rozeff, M. S., & Kinney, W. R. (1976). Capital Market Seasonality: The Case of Stock Returns. Journal of Financial Economics, 3, Schultz, P. (1983, juni). Transaction costs and the small firm effect: A comment. (E. S. B.V., Red.) Journal of Financial Economics, 12(1), Semenov, A. (2015). The small-cap effect in the predictability of individual stock returns. International Review of Economics and Finance, 38, Senchack, A. J., & Martin, J. D. (1987, Maart-April). The Relative Performance of the PSR and PER Investment Strategies. Financial Analysts Journal, 43(2), Opgeroepen op november 2, 2017, van Sharpe, W. F. (1964, september). Capital Asset Prices: A Theory of Market Equilibrium under Conditions of Risk. The Journal of Finance, 19(3), Shynkevich, A. (2012). Performance of technical analysis in growth and small cap segments of the US equity market. Journal of Banking & Finance, 36, Switzer, L. N. (2010). The behaviour of small cap vs. large cap stocks in recessions and recoveries: Empirical evidence for the United States and Canada. North American Journal of Economics and Finance, 21, Thomson Reuters Datastream. (2018). Thomson Reuters Datastream. Opgeroepen op Maart 5, 2018 Van Daele, G. ( ). Verzekeringsmanagement. van Dijk, M. A. (2011). Is size dead? A review of the size effect in equity returns. Journal of Banking & Finance, 35, lxiv

80 BIJLAGE A: OPGENOMEN BEDRIJVEN Aannemingsmaatschappij CFE AB Inbev Ablynx Ackermans & Van Haaren Aedifica Aperam Argenx Ascencio Asit Biotech Auximines Avantium Balta Group Banque Nationale de Belgique Barco Befimmo Bekaert Belreca Beluga Biocartis Group Biotech Boeing Bone Therapeutic Bpost Brederode Campine Celyad Cenergy Holdings Cie Saint Gobain Cimescaut CMB België CNP Cofimmo Colruyt Compagnie du Bois Sauvage Connect group Curetis Deceuninck Deficom Group Delta Lloyd Group Devgen Duvel Moortgat Econocom Group Elia System Operator Eni Gas & Power Epiq Euronav Euronext Floridienne Fluxys Belgium Foyer GenKyoTex Gimv Global Graphics Home Invest Belgium I.R.I.S. Group IBM Immo Moury ING Group Ipe Invest KBC Ancora KBC Groep Keyware Tech Kiadis Pharma Leasinvest Lotus Bakeries MdxHealth Meetic Melexis Metris Miko Mithra MITISKA Moury Construct Nyrstar Oddo BHF België Ontex Group Pairi Daiza Payton Planar Magnetics Picanol Proximus Punch Telematix QRF Quest for Growth Recticel Retail Estates RTL Group SABCA Sc.comit.de brasserie Shire-Movetis Sioen Industries Sipef Softimat Solvac Solvay Suez Ter Beke Tessenderlo Group ThromboGenics Tigenix Tinc Total Transics intl. Tubize finc. Unitronics Van de Velde Vastned Retail Viohalco VPK Packaging Vranken Pommery Warehouses reits WDP Wereldhaven Belgium Xior Student Housing Zenitel Zetes industries

81 BIJLAGE B: NIET-OPGENOMEN BEDRIJVEN 2Valorise ABO Group Accentis Ageas Agfa Gevart Alfacam Atenor Banimmo Care Property Catala Compagnie Financière de Neufcour Dalenys Delhaize Group Dexia D'Ieteren Eckert Ziegler Engie Envipco Holding EVS Broadcast Equipment Exmar Fagron Fountain Galapagos GBL Greenyard Hamon Henex Immo Lux Airport Immo Zenobe Gram Immobel Ion Beam Applications ITB-Tradetech Jensen Group Kinepolis Koninklijke Ahold Delhaize Kortrijk Shopping Montea Mopoli NR 21 Omega Pharma Opportuniti Invest Option Orange PCB Realdolmen Resilux Rosier Roularta Media Sainte Gudule Sapec Scheerders Van Kerckhove Smartphoto Group Sofina Spadel Sucraf Telenet Texaf Think Media UCB Umicore Unibra VGP Warehouses

82 BIJLAGE C: FIGUUR 5 GROEI BBP PER KWARTAAL IN BELGIË EN IN DE EUROZONE Figuur 5 Bijlage C: Groei bbp per kwartaal in België en in de Eurozone (Michielsen, sd)