Time intervall in quarters between consecutive reappraisals of NPI-properties
4 Eine Monte Carlo-Studie über die Auswirkungen von Bewertungsphänomenen auf die Abbildung der
4.5 Die Ergebnisse aus der Monte Carlo-Studie über die Fehler- Fehler-möglichkeiten beim NCREIF Appreciation Index (Quartalsindex)
4.5.2 Die Beeinflussung der Risikodarstellung für einen Immobilienmarkt durch die Bewertungsphänomene, differenziert nach durch die Bewertungsphänomene, differenziert nach
Anlage-horizonten
Die in diesem Abschnitt vorgestellten Ergebnisse beziehen sich auf das NPI-Referenz-szenario. Bei diesem verändern die Phänomene der nicht-synchronen Bewertungen, der veralteten Bewertungen mit Saisonalität in den Bewertungen und das Appraisal-Smoothing gemeinsam die Zeitreihe von Indexrenditen. Aus der Monte Carlo-Studie werden folgende Ergebnisse bezüglich der durch die Bewertungsphänomene verursachten prozentualen Veränderungen der Standardabweichungen von Indexrenditen in halbjährlicher Periodizität erzielt:
Tabelle 54 Prozentuale Veränderungen halbjährlicher Standardabweichungen von Renditenreihen für gesamte Märkte im NPI-Referenzszenario
Glättungsfaktor
(1- α) 5%-Quantil 25%-Quantil 50%-Quantil 75%-Quantil 95%-Quantil
0,20 -52,1% -47,3% -43,4% -39,6% -34,1%
0,30 -55,8% -51,0% -47,2% -43,4% -37,7%
0,40 -59,9% -55,1% -51,4% -47,5% -41,5%
0,50 -64,7% -59,7% -55,8% -52,2% -45,7%
0,60 -69,7% -64,8% -61,0% -57,4% -50,6%
0,70 -75,2% -70,8% -66,9% -63,3% -56,7%
Berechnet in R
Aus der Monte Carlo-Studie werden folgende prozentuale Veränderungen der Standard-abweichungen jährlicher Indexrenditen erzielt:
Tabelle 55 Prozentuale Veränderungen der jährlichen Standardabweichungen von Renditenreihen für gesamte Märkte im NPI-Referenzszenario
Glättungsfaktor
(1- α) 5%-Quantil 25%-Quantil 50%-Quantil 75%-Quantil 95%-Quantil
0,20 -41,3% -34,5% -30,3% -26,2% -20,4%
0,30 -45,0% -38,5% -34,3% -30,1% -24,0%
0,40 -49,5% -43,2% -39,0% -34,6% -28,1%
0,50 -54,7% -48,4% -44,0% -39,7% -33,0%
0,60 -60,5% -54,6% -50,2% -45,7% -38,7%
0,70 -67,5% -61,8% -57,4% -52,7% -45,6%
131
Aus der Monte Carlo-Studie werden folgende prozentuale Veränderungen (annualisierter) Standardabweichungen zweijährlicher Indexrenditen erzielt:
Tabelle 56 Prozentuale Veränderungen der zweijährlichen Standardabweichungen von Renditenreihen für gesamte Märkte im NPI-Referenzszenario
Glättungsfaktor
(1- α) 5%-Quantil 25%-Quantil 50%-Quantil 75%-Quantil 95%-Quantil
0,20 -32,2% -22,9% -16,7% -10,2% -1,5%
0,30 -35,4% -26,2% -19,9% -13,6% -4,6%
0,40 -39,8% -30,3% -24,0% -17,7% -8,7%
0,50 -45,2% -35,4% -28,8% -22,8% -13,9%
0,60 -51,0% -41,7% -35,2% -29,5% -19,9%
0,70 -58,6% -50,0% -43,4% -37,6% -28,9%
Aus der Monte Carlo-Studie werden folgende prozentuale Veränderungen (annualisierter) Standardabweichungen dreijährlicher Indexrenditen erzielt:
Tabelle 57 Prozentuale Veränderungen der dreijährlichen Standardabweichungen von Renditenreihen für gesamte Märkte im NPI-Referenzszenario
Glättungsfaktor
(1- α) 5%-Quantil 25%-Quantil 50%-Quantil 75%-Quantil 95%-Quantil
0,20 -30,6% -18,5% -10,0% -3,0% 7,4%
0,30 -33,4% -21,4% -12,6% -5,0% 6,2%
0,40 -37,6% -24,7% -15,5% -7,8% 4,2%
0,50 -42,0% -28,9% -19,5% -11,8% 0,1%
0,60 -47,2% -34,8% -25,8% -17,6% -5,3%
0,70 -54,5% -42,6% -33,9% -26,0% -15,6%
Aus der Monte Carlo-Studie werden folgende prozentuale Veränderungen (annualisierter) Standardabweichungen fünfjährlicher Indexrenditen erzielt:
132
Tabelle 58 Prozentuale Veränderungen der fünfjährlichen Standardabweichungen von Renditenreihen für gesamte Märkte im NPI-Referenzszenario
Glättungsfaktor
(1- α) 5%-Quantil 25%-Quantil 50%-Quantil 75%-Quantil 95%-Quantil
0,20 -31,5% -15,3% -6,5% 2,0% 19,6%
0,30 -34,0% -17,4% -8,0% 1,3% 20,6%
0,40 -36,8% -19,9% -9,6% 0,1% 20,4%
0,50 -39,7% -23,3% -12,1% -1,7% 18,4%
0,60 -44,4% -27,8% -15,9% -5,0% 15,3%
0,70 -53,0% -34,3% -22,2% -11,6% 9,5%
Aus der Monte Carlo-Studie werden folgende prozentuale Veränderungen (annualisierter) Standardabweichungen zehnjährlicher Indexrenditen erzielt:
Tabelle 59 Prozentuale Veränderungen der zehnjährlichen Standardabweichungen von Renditenreihen für gesamte Märkte im NPI-Referenzszenario
Glättungsfaktor
(1- α) 5%-Quantil 25%-Quantil 50%-Quantil 75%-Quantil 95%-Quantil
0,20 -39,5% -16,5% -4,3% 9,4% 52,1%
0,30 -42,5% -18,2% -4,8% 9,4% 56,7%
0,40 -47,8% -20,0% -5,9% 9,5% 63,7%
0,50 -52,9% -22,6% -6,7% 9,2% 75,5%
0,60 -56,1% -25,9% -9,0% 9,6% 78,3%
0,70 -61,8% -31,7% -12,9% 9,1% 86,3%
Wie im IPD-Referenzszenario (siehe Abschnitt 4.4.2) werden für mehrere alternative Periodizitäten der Analyse einer autokorrelierten Zeitreihe von Indexrenditen teilweise sehr unterschiedliche prozentuale Veränderungen der annualisierten Standardabweichung erzielt. Die wesentlichen Ergebnisse für die unterschiedlichen Periodizitäten sind noch einmal in den folgenden beiden Tabellen zusammenfassend ausgewiesen:
133
Tabelle 60 Prozentuale Veränderungen der (annualisierten) Standardabweichungen von Renditenreihen für gesamte Märkte im NPI-Referenzszenario bei Annahme eines Durchschnittswerts der Glättungsfaktoren von 0,5 für ausgewählte Quantile von Ergebnisverteilungen und differenziert nach Analyseperiodizitäten vierteljährlich (3) -71,90% -65,30% -55,20%
halbjährlich (6) -64,70% -55,80% -45,70%
Tabelle 61 Zusammenfassung der wesentlichen Ergebnisse aus der Monte Carlo-Studie bei Berücksichtigung des Bereichs der Ergebnisverteilungen zwischen dem 25- und 75-Prozent-Quantil und Annahme eines Durchschnittswerts der Glättungsfaktoren zwischen 0,3 und 0,6
Analyseperiodizität
Aus den beiden Tabellen ist ersichtlich, dass die durch die Bewertungsphänomene verursachte prozentuale Veränderung der Standardabweichung der Indexrenditen gegenüber der Standardabweichung der Marktrenditen in höherer Periodizität der Zeitreihen tendenziell abgemildert wird. Bei einer sukzessiven Erhöhung der Analyseperiodizität der Zeitreihe werden allerdings nur Ergebnisverbesserungen bis ungefähr zur fünfjährlichen oder zehnjährlichen Periodizität erzielt. Mögliche Gründe dafür wurden in Abschnitt 4.4.2 diskutiert.
Die Ergebnisse aus der Monte Carlo-Studie werden verwendet, um die Standardab-weichungen der NPI-Marktrenditen aus den StandardabStandardab-weichungen der NPI-Indexrenditen
134
differenziert nach Analyseperiodizitäten zu schätzen. Dazu werden aus den in Tabelle 60 (mittlere Spalte) und Tabelle 61 angegebenen prozentualen Abweichungen Korrektur-faktoren errechnet:
Tabelle 62 Faktoren zur Berechnung der Standardabweichungen der NPI-Marktrenditen aus der Standardabweichung der NPI-Indexrenditen, differenziert nach Analyseperiodizitäten
Analyseperiodizität
Die Standardabweichungen der Marktrenditen der NPI-Immobilien, differenziert nach Periodizitäten der Analyse der Zeitreihe (bzw. differenziert nach Anlagehorizonten), werden aus den Standardabweichungen der NPI-Indexrenditen (Tabelle 63, Spalte 2) durch Multiplikation mit den in Tabelle 62 angegebenen Faktoren prognostiziert:
Tabelle 63 Standardabweichung der NPI-Indexrenditen (1980-2010), differenziert nach Analyseperiodizität, und mögliche Szenarien für die Standardabweichungen von NPI-Marktrenditen bei Annahme von Mean-Aversion (d. h. positiver Autokorrelation in den Marktrenditen)
135
Um eine Vergleichbarkeit der Ergebnisse für die unterschiedlichen Periodizitäten herzu-stellen, werden in Tabelle 64 die zugehörigen annualisierten Standardabweichungen vorge-stellt:
Tabelle 64 Annualisierte Standardabweichung der NPI-Indexrenditen (1980-2010), differenziert nach Analyseperiodizität, und mögliche Szenarien für die annualisierten Standardabweichungen von NPI-Marktrenditen bei Annahme von Mean-Aversion (d. h. positiver Autokorrelation in den Marktrenditen)
Dabei zeigen die in der Tabelle 63 und in der Tabelle 64 (jeweils Spalte 3 – 5) angegebenen Ergebnisse drei mögliche Szenarien für die (annualisierten) Standardabweichungen der NPI-Marktrenditen, differenziert nach Anlagehorizont (bzw. technisch beschrieben: differenziert nach Analyseperiodizität). Es zeigt sich, dass für die Standardabweichungen in fünf- und zehnjährlicher Periodizität enge Ergebnisspannen erzielt werden. Bei der Betrachtung einer Zeitreihe für einen Zeitraum von 30 Jahren in zehnjährlicher Periodizität verbleiben allerdings nur noch drei Renditen. Außerdem wird für die fünfjährliche Standardabweichung die geringste relative Spanne an Ergebnissen erzielt. Hier wird daher ver-mutet, dass für keine der betrachteten Periodizitäten eine so genaue Prognose über die Standardabweichung der Marktrenditen aus der Standardabweichung der NPI-Indexrenditen erstellt werden kann wie für die fünfjährliche.118 Es ist nützlich, dass gerade
118 Rehring (2010, S. 10) erwähnt übrigens, dass auch Geltner und Mei (1995) Risiken für Fünfjahres-Zeiträume von U.S.-Immobilienrenditen errechnen und einen Mean-Aversions-Effekt ausmachen. Übrigens findet Rehring (2010, S. 26): „[Our finding] is similar to the finding of Geltner et al. (1995) that unlevered US REIT returns and direct real estate returns have a similar volatility at a five-year horizon, whereas the one-year volatility of unlevered REIT returns is notably higher.” Das deutet darauf hin, dass auch die Volatilitäten von
REIT-136
für langfristige Anlagehorizonte eher genaue Prognosen möglich sind, da Immobilien sowieso langfristige Investments sind.119
Sofern der Anlagehorizont unbekannt ist oder dieser für eine allgemeine Betrachtung der Risiken auf dem Immobilienmarkt vernachlässigt werden kann, wird vorgeschlagen, zur Einschätzung des Risikos von Anlagen in NPI-Immobilien die Standardabweichung der Renditen des NCREIF-Appreciation-Index in fünfjährlicher Periodizität zu wählen. Sofern für einen Analysten unterschiedliche Anlagehorizonte relevant sind, können die Ergebnisse für die geringeren Periodizitäten in Tabelle 64 (Spalten 3 bis 5) eher als (drei) mögliche Szenarien denn Prognosen für Risiken von NPI-Immobilieninvestments aufgefasst werden.
Im Ergebnis wird eine Punktprognose aufgrund der weiteren Spanne an Ergebnissen für kürzere Anlagehorizonte weniger sinnvoll sein. Tabelle 64 (Spalten 3 bis 5) zeigt drei Szenarien, die sowohl auf positive als auch auf negative Autokorrelationskoeffizienten für unterschiedliche zeitliche Verzögerungen (sog. „Time-Lags“) in den NPI-Marktrenditen hindeuten.
Indexrenditen für langfristige Anlagezeiträume (eher) Risiken auf Immobilienmärkten als Risiken auf öffentlichen Märkten widerspiegeln. Sofern dies zutrifft, wären REIT-Indices evtl. doch geeignete Substitute für Indices zur Abbildung der Wertentwicklungen auf (privaten) Immobilienmärkten. Für einen Einstieg in die Literatur, in der der Frage nachgegangen wird, ob Renditenreihen von REITs bzw. Immobilienaktien-gesellschaften eher Effekte auf Aktienmärkten oder Immobilienmärkten widerspiegeln, sei auf die Dissertation von Schätz (2009) sowie auf Schätz und Sebastian (2009, 2011) verwiesen.
119 Rehring (2010, S. 1 und S. 78) bezieht sich beispielsweise auf Collet et al. (2003) sowie Fisher und Young (2000) in seiner Behauptung, dass Direktanlagen in Immobilien typischerweise langfristige Anlagen mit einer durchschnittlichen Anlagedauer von zehn Jahren sind. Außerdem zeigt Rehring (2010, S, 58), dass kurzfristge Immobilieninvestments auf dem UK-Markt u. a. aufgrund von Transaktionskosten unrentabel sind und erst ab einem Anlagehorizont von 14 Jahren gleiche oder höhere erwartete Renditen als Bonds erwirtschaften.
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