W tabeli 1 przedstawiono wyniki badania dla indeksu WIG.
Tabela 1. Wyniki regresji dla przyszłych stóp zwrotu z WIG w różnych horyzontach czasowych
p-values
x h obs. korelacja βh OLS NW HH R^2 P/E 1 188 0,069 0,0200 0,3446 0,2626 0,3752 0,005 P/E 3 164 0,058 0,0071 0,4586 0,5170 0,5984 0,003 P/E 5 140 0,195 0,0118 0,0337 0,1757 0,2439 0,038 P/E 10 80 0,265 0,0055 0,0717 0,1899 0,2854 0,070 Best P/E 1 162 -0,260 -0,3845 0,0008 0,0578 0,1180 0,067 Best P/E 3 138 -0,575 -0,2428 0,0000 0,0000 0,0003 0,331 Best P/E 5 114 -0,570 -0,1638 0,0000 0,0003 0,0042 0,325 Best P/E 10 54 -0,683 -0,0837 0,0000 0,0000 0,0010 0,466 CAPE 1 123 -0,772 -0,9288 0,0000 0,0000 0,0000 0,596 CAPE 3 99 -0,816 -0,2568 0,0000 0,0000 0,0000 0,667 CAPE 5 75 -0,898 -0,2372 0,0000 0,0000 0,0001 0,807 CAPE 10 P/EBITDA 1 212 -0,473 -0,6796 0,0000 0,0004 0,0049 0,223 P/EBITDA 3 188 -0,562 -0,3856 0,0000 0,0000 0,0001 0,316 P/EBITDA 5 164 -0,564 -0,2823 0,0000 0,0000 0,0008 0,318 P/EBITDA 10 104 -0,682 -0,1171 0,0000 0,0000 0,0000 0,465 DY 1 204 -0,142 -0,0704 0,0421 0,2243 0,3387 0,020 DY 3 180 -0,477 -0,1087 0,0000 0,0003 0,0053 0,227 DY 5 156 -0,253 -0,0394 0,0014 0,1710 0,2954 0,064 DY 10 96 -0,400 -0,0263 0,0000 0,0711 0,1626 0,160 P/BV 1 212 -0,358 -0,3573 0,0000 0,0536 0,1422 0,128 P/BV 3 188 -0,471 -0,2243 0,0000 0,0000 0,0015 0,222 P/BV 5 164 -0,633 -0,2251 0,0000 0,0000 0,0000 0,401 P/BV 10 104 -0,862 -0,1109 0,0000 0,0000 0,0000 0,743 P/S 1 212 -0,433 -0,4106 0,0000 0,0101 0,0483 0,188
109 Prognozowalność długookreosowych stóp zwrotu na polskim rynku akcji
p-values
x h obs. korelacja βh OLS NW HH R^2 P/S 3 188 -0,654 -0,2935 0,0000 0,0000 0,0000 0,428 P/S 5 164 -0,840 -0,2699 0,0000 0,0000 0,0000 0,705 P/S 10 104 -0,887 -0,0925 0,0000 0,0000 0,0000 0,787 P/C 1 288 -0,154 -0,0809 0,0090 0,2714 0,3915 0,024 P/C 3 264 -0,202 -0,0498 0,0010 0,1430 0,2570 0,041 P/C 5 240 -0,275 -0,0508 0,0000 0,0164 0,0655 0,075 P/C 10 180 -0,612 -0,0387 0,0000 0,0000 0,0006 0,374 P/GDP 1 285 -0,476 -0,4912 0,0000 0,0006 0,0031 0,227 P/GDP 3 261 -0,676 -0,3276 0,0000 0,0000 0,0003 0,458 P/GDP 5 237 -0,856 -0,3024 0,0000 0,0000 0,0001 0,733 P/GDP 10 177 -0,772 -0,0862 0,0000 0,0000 0,0000 0,596 Uwaga: regresji 10-lenich zrealizowanych stóp zwrotu względem wskaźnika CAPE nie rozpatrzono z uwa-gi na zbyt krótki szereg obserwacji.
Źródło: opracowanie własne.
Jak wynika z danych zamieszczonych w tabeli 1, występują różnice, czasem dość zna-czące, pomiędzy poszczególnymi wskaźnikami, jednak można też sformułować pewne ogólne wnioski. Po pierwsze, zwracają uwagę dość wysokie wartości R^2 w ogólnym przekroju estymowanych linii regresji, dla niektórych wskaźników sięgające nawet po-ziomów z przedziału 70–80%. Po drugie, w przypadku większości wskaźników zdolności predykcyjne są wyższe dla zwrotów w długich horyzontach czasowych (5-, 10-letnich), niż w krótszych (rok, 3 lata), co potwierdza postawioną we wstępie hipotezę badawczą i jest zgodne z wynikami badań dla krajów wysoko rozwiniętych. W roli predyktora przyszłych stóp zwrotu szczególnie dobrze sprawdza się wskaźnik odnoszący wartości indeksu do ogólnego poziomu aktywności gospodarczej (PKB z ubiegłego kwartału). Objaśnia on taki sam wyjątkowo wysoki procent zmienności przyszłych długookresowych stóp zwrotu, jak i najlepsze w tej roli tradycyjne wskaźniki wyceny. Wyjątkowo dobre własności pro-gnostyczne odnotowano w przypadku wskaźnika cena/zysk Shillera (CAPE) i tylko nieco słabsze dla wskaźnika cena do prognozowanych zysków (BEst P/E) – choć w przypadku tych wskaźników liczba obserwacji, którymi dysponujemy jest znacząco niższa niż dla pozostałych, dlatego do uzyskanych rezultatów należy podchodzić wyjątkowo ostroż-nie. Tak samo bardzo dobre rezultaty otrzymano dla wskaźnika cena/sprzedaż, na który w innych badaniach dotyczących prognozowalności stóp zwrotu nie zwrócono większej uwagi, a także bardzo popularnego wskaźnika cena do wartości księgowej. Znacząca jest
różnica pomiędzy wskaźnikami cena do EBITDA i cena do zysku. O ile w pierwszym przy-padku współczynniki regresji są istotne dla wszystkich badanych horyzontów czasu oraz współczynniki R^2 dość wysokie, o tyle w drugim nie stwierdzono w zasadzie własności prognostycznych badanego wskaźnika. Co prawda w przypadku obu wskaźników dyspo-nujemy różną liczbą obserwacji (szereg czasowy dla EBITDA jest dłuższy), ale wydaje się, że przyczyny odmiennych wyników regresji należy szukać raczej w specyfice kategorii zysku księgowego, który w porównaniu z zyskami operacyjnymi jest bardziej podatny na mani-pulację i zabiegi księgowe i którego zmiany z okresu na okres nie zawsze odzwierciedla-ją zmiany faktycznej kondycji przedsiębiorstwa. Nieco zaskakuodzwierciedla-jące wyniki uzyskano dla stopy dywidendy, bowiem wskaźnik ten wykazuje pewne własności prognostyczne, lecz w kierunku przeciwnym do oczekiwanego. Wysokie poziomy relacji dywidendy do ceny akcji prognozują bowiem niskie stopy zwrotu, czyli powolny wzrost lub spadek cen, a nie jak można by się spodziewać ich przyśpieszony wzrost powodujący powrót wskaźnika do wartości średnich w długim horyzoncie czasu. Kłóci się to z logiką zależności leżącą u pod-staw badanych własności prognostycznych wskaźników wyceny, wynikami innych badań cytowanymi w części „Prognozowalność stóp zwrotu z akcji – przegląd badań” w niniej-szym artykule oraz rezultatami uzyskanymi przez nas dla pozostałych wskaźników, zgod-nymi z założoną logiką. Należy pamiętać, że w badaniu posłużono się całkowitymi stopami zwrotu z uwzględnieniem wypłacanych dywidend, a nie wyłącznie stopami wzrostu cen akcji. Wysokie wartości stopy dywidendy mogą bowiem częściowo prognozować niższe poziomy tej relacji w przyszłości, co skutkuje ujemnym wpływem na przyszłe całkowite stopy zwrotu. Kwestia ta wymaga głębszego wglądu i może być podstawą dalszych pogłę-bionych badań. Na koniec należy zwrócić uwagę na różnice w ocenie istotności parame-tru regresji dla różnych estymatorów: standardowego estymatora metody najmniejszych kwadratów (OLS) oraz obu zgodnych estymatorów heteroskedastyczności i aukorelacji, tj. Newey-Westa (NW) i Hansena-Hodricka (HH). W niektórych przypadkach estymator OLS nie doszacowuje wariancji składnika losowego i wielkości błędu standardowego, przez co otrzymane wartości p-value są zaniżone i mogą prowadzić do błędnych wniosków staty-stycznych. Estymator HH daje przy tym na ogół wyższe wskazania p-value niż estymator NW, czyli mamy do czynienia z bardziej restrykcyjnym podejściem do stwierdzania istot-ności parametru regresji. Z taką sytuacją mamy do czynienia na przykład w przypadku re-gresji 5-letnich i 10-letnich stóp zwrotu względem wskaźnika P/E, gdzie parametry rere-gresji są istotne statycznie na odpowiednio 5% i 10% poziomie ufności w świetle estymatora OLS, zaś zgodnie ze wskazaniami estymatorów NW i HH już nie. Inne przykłady tego typu to regresje rocznych stóp zwrotu względem wskaźników BEst P/E oraz P/C lub też dla jed-norocznych i trzyletnich stóp zwrotu i stopy dywidendy.
111 Prognozowalność długookreosowych stóp zwrotu na polskim rynku akcji
Tabela 2. Wyniki regresji dla przyszłych stóp zwrotu z MSCI Poland w różnych horyzontach czasowych
p-values
x h obs. korelacja βh OLS NW HH R^2 P/E 1 287 0,046 0.0207 0,4338 0.6743 0.7361 0,002 P/E 3 263 0,291 0,0597 0,0000 0.0133 0.0751 0,085 P/E 5 239 0,477 0,0688 0,0000 0.0000 0.0030 0,227 P/E 10 179 0,241 0,0126 0,0012 0.0315 0.1145 0,058 Best P/E 1 164 -0,194 -0,2792 0,0130 0,1544 0.2316 0,038 Best P/E 3 140 -0,500 -0,2230 0,0000 0,0000 0.0006 0,250 Best P/E 5 116 -0,413 -0,1073 0,0000 0,0226 0.0711 0,170 Best P/E 10 56 -0,559 -0,0816 0,0000 0,0009 0.0094 0,313 CAPE 1 154 -0,522 -0,6103 0,0000 0.0074 0.0531 0,273 CAPE 3 130 -0,763 -0,2769 0,0000 0.0000 0.0000 0,582 CAPE 5 106 -0,806 -0,1822 0,0000 0.0000 0.0000 0,650 CAPE 10 49 -0,968 -0,1251 0,0000 0.0000 0.0000 0,937 P/EBITDA 1 288 -0,247 -0,1858 0,0000 0,0198 0,0668 0,061 P/EBITDA 3 264 -0,485 -0,1676 0,0000 0,0002 0,0039 0,236 P/EBITDA 5 240 -0,442 -0,1034 0,0000 0,0000 0,0022 0,196 P/EBITDA 10 180 -0,311 -0,0252 0,0000 0,0144 0,0590 0,097 DY 1 279 0,028 0,0104 0,6285 0.8333 0.8699 0,001 DY 3 258 -0,139 -0,0231 0,0255 0.3913 0.5487 0,019 DY 5 235 -0,069 -0,0079 0,2930 0.5661 0.6782 0,005 DY 10 179 -0,246 -0,0117 0,0009 0.1519 0.2955 0,061 P/BV 1 288 -0,349 -0,3709 0,0000 0,0069 0.0387 0,122 P/BV 3 264 -0,470 -0,2325 0,0000 0,0000 0.0001 0,221 P/BV 5 240 -0,470 -0,1694 0,0000 0,0000 0.0001 0,221 P/BV 10 180 -0,771 -0,1043 0,0000 0,0000 0.0000 0,595 P/S 1 288 -0,313 -0,3209 0,0000 0,0086 0.0411 0,098 P/S 3 264 -0,518 -0,2449 0,0000 0,0000 0.0001 0,269 P/S 5 240 -0,638 -0,2031 0,0000 0,0000 0,0000 0,407 P/S 10 180 -0,726 -0,0849 0,0000 0,0000 0,0000 0,527 P/C 1 263 -0,120 -0,0566 0,0510 0.2380 0.3600 0,015
p-values
x h obs. korelacja βh OLS NW HH R^2 P/C 3 239 -0,548 -0,1228 0,0000 0.0001 0.0027 0,300 P/C 5 215 -0,382 -0,0605 0,0000 0.0037 0.0290 0,146 P/C 10 155 -0,425 -0,0270 0,0000 0.0004 0.0101 0,180 P/GDP 1 285 -0,296 -0,2049 0,0000 0,0080 0.0402 0,088 P/GDP 3 261 -0,530 -0,1833 0,0000 0,0000 0.0000 0,281 P/GDP 5 237 -0,656 -0,1746 0,0000 0,0000 0.0000 0,431 P/GDP 10 177 -0,542 -0,0584 0,0000 0,0000 0.0000 0,294 Źródło: opracowanie własne.
Jak już zaznaczono, dla wielu wskaźników wyceny (P/E, CAPE, P/EBITDA, D/P, P/BV, P/S) w przypadku indeksu MSCI Poland dysponujemy większą liczbą obserwacji niż w przypad-ku WIG i dlatego do uzyskanych wyników można przykładać większą wagę. Ogólny obraz zależności pomiędzy wartościami wskaźników a przyszłymi zwrotami z indeksu MSCI jest podobny jak dla WIG-u, różnice dotyczą kwestii szczegółowych. W większości przypad-ków, gdy zależność pomiędzy wskaźnikiem wyceny a przyszłymi zwrotami jest wyraźna i silna, objaśniany procent zmienności przyszłych zwrotów jest nieco niższy dla indeksu MSCI niż dla WIG – tak jest w przypadku wskaźników ceny do prognozowanych zysków, ceny do zysków uśrednionych (CAPE), ceny do EBITDA, ceny do wartości księgowej, ceny do sprzedaży oraz ceny do PKB. W przypadku wskaźnika cena/produkcja przemysłowa za-leżność jest silniejsza dla 3- i 5-letnich stóp zwrotu i słabsza dla rocznych i 10-letnich.
Nieco zaskakująca co do kierunku jest ujemna zależność pomiędzy stopą dywidendy a przyszłymi zwrotami z WIG, która nie ujawnia się w przypadku indeksu MSCI. Wystę-puje natomiast, równie nieoczekiwana, dodatnia zależność pomiędzy wskaźnikiem cena do zysku a przyszłymi stopami zwrotu, szczególnie w horyzoncie 5-letnim, choć również 3- i 10-letnim, której nie stwierdzono w badaniu dla WIG-u. Oznacza to, że wysokie ceny akcji w stosunku do raportowanych zysków księgowych zapowiadają dalszy względnie szybki wzrost cen, co będzie powodować dalsze wzrosty wskaźnika P/E, o ile tylko w ta-kim samym lub wyższym tempie jak ceny nie rosną również zyski spółek. Dynamika tych zależności zasługuje na dalsze, bardziej szczegółowe zbadanie.