– przykład spółek Grupy Azoty SA
5. Wyniki badań empirycznych
ht=\0+
/
iq=1\ fi t i2-przy czym parametry powinny spełniać następujące własności:
, , N ,h .
0 0 1 0
> i t t
\0 #\ # f + ^ h
Oczywiście można również w celu uzyskania lepszej aproksymacji wyko-rzystać ogólną postać modelu GARCH (Bollerslev, 1986), której równanie przedstawia się następująco:
W wyniku estymacji parametrów przedstawionych modeli można zwery-fikować postawioną wcześniej hipotezę, że wyniki sportowe (lub wydarze-nia sportowe) poprzez emocjonalne reakcje widzów mają istotny wpływ na kształtowanie się procesów cenowych dotyczących walorów firm sponsoru-jących sporty drużynowe na giełdzie papierów wartościowych. Szacowanie parametrów odbywa się metodą największej wiarygodności.
( ) ( ).
Do estymacji parametrów modeli ekonometrycznych wykorzystano pro-gram GRETL.
5. Wyniki badań empirycznych
Budując modele, zakładano, że wyniki spotkań sportowych poszczegól-nych drużyn, w zależności od tego czy było to zwycięstwo, remis, czy porażka, w odpowiedni sposób wpływały na wycenę rynkową akcji spółek sponsoru-jących te kluby. A zatem zwycięstwa powinny wpływać korzystnie na rynko-wą wycenę tych akcji, a porażki zdecydowanie negatywnie. W przypadku, gdy najsilniejsza zależność występuje dla dnia rozgrywania meczu i ma ona charakter pozytywny, może to oznaczać, że reklama marki przedsiębiorstwa sponsorującego podczas transmisji widowiska sportowego pozytywnie
wpły-VI. Sebastian Majewski – Sport, overconfidence i rynkowa wartość spółek… 95
wa na jego postrzeganie przez inwestorów giełdowych. Brak jakiejkolwiek zależności może wskazywać, że korzyści przedsiębiorstwa z tytułu bycia spon-sorem klubu, należy szukać wśród wartości niematerialnych – w społecznej odpowiedzialności i w pozytywnym wizerunku.
Drugie stawiane w pracy założenie dotyczyło faktu, że wydarzenia związa-ne ze sportami stereotypowo „męskimi” powinny wykazywać większą zależ-ność ze stopami zwrotu niż pozostałe (przede wszystkim te, które związane są z „kobiecą” widownią). Uzasadnieniem dla tego założenia jest następu-jący związek: mężczyźni charakteryzują się większą niż kobiety reaktywno-ścią na bodźce zewnętrzne (takimi bodźcami mogą być również wyniki gier, szczególnie dotyczy to piłki nożnej), największą widownię męską gromadzą sporty zespołowe, a w przypadku części z nich można mówić nawet o tworze-niu subkultury kibicowskiej (kibice sportów zespołowych charakteryzują się silnym przywiązaniem do klubu), a około 80% inwestorów giełdowych stano-wią mężczyźni, stąd wiara w drużynę może skutkować silniejszym reagowa-niem na jej wyniki.
Ta b e l a 1. Wyniki estymacji modelu ARCH(1) dla stóp zwrotu z akcji spółki Grupa Azoty
Parametr Współczynnik Błąd
standardowy Z Wartość p Poziom
istotności
const 0,00101 0,00069 1,4627 0,14354
L –0,00622 0,00370 –1,6819 0,09259 *
alpha(0) 0,00045 2,41839e-05 18,8031 <0,00001 ***
alpha(1) 0,26922 0,04734 5,6868 <0,00001 ***
Logarytm wiarygodności 2804,152 Kryt. informacyjne Akaike’a –5598,304 Kryt. bayes. Schwarza –5572,808 Kryt. Hannana-Quinna –5588,704 Uwaga:
z – wartość statystyki z, p – wartość statystyki p,
const – stała w równaniu podstawowym,
L – zmienna zerojedynkowa oznaczająca przegrany mecz, W – zmienna zerojedynkowa oznaczająca wygrany mecz, D – zmienna zerojedynkowa oznaczająca remis,
M – zmienna zerojedynkowa oznaczająca dzień rozgrywania meczu, alpha(0), alpha(1) i beta(1) – parametry modelu (G)ARCH(1),
* – istotność parametru na poziomie 0,1,
** – istotność parametru na poziomie 0,05,
*** – istotność parametru na poziomie 0,001.
Źródło: obliczenia własne.
W trakcie badania oszacowano modele opisujące kształtowanie się stopy zwrotu spółek giełdowych z Grupy Azoty względem wyników drużyn sponso-rowanych przez te spółki. Jako pierwsze szacowano modele dla stóp zwrotu ze spółki giełdowej Grupa Azoty, biorąc pod uwagę wyniki spotkań żużlo-wych Azotów Unii Tarnów. Wyniki estymacji najlepiej dopasowanego mode-lu przedstawia tabela 1.
Uzyskane wyniki potwierdzają, że istnieje związek między stopami zwrotu badanej spółki giełdowej a wynikami meczów żużlowych, w a szczególności związek ten dotyczy przegranych Azotów Unii Tarnów. Należy zauważyć, że związek ten jest negatywny, to znaczy, że przegrane w meczach powodują spadek stóp zwrotu z akcji sponsora. Związek ten nie jest jednak bardzo istotny, o czym świadczy jedna gwiadka (*) – wskazująca na poziom istotno-ści 0,1. Istnienie takiego związku może świadczyć o identyfikowaniu wyników klubu sportowego z marką Azoty.
Ta b e l a 2. Model ARCH(1) dla stóp zwrotu z akcji spółki Puławy Parametr Współczynnik Błąd
standardowy Z Wartość p Poziom
istotności
const 0,00040 0,00048 0,8313 0,40582
W 0,00899 0,00385 2,3344 0,01957 **
L 0,00777 0,00375 2,0727 0,03820 **
M –0,00653 0,00339 –1,9246 0,05428 *
alpha(0) 0,00016 9,22457e-06 17,0572 <0,00001 ***
alpha(1) 1 0,07843 12,7508 <0,00001 ***
Logarytm wiarygodności 2779,737 Kryt. informacyjne Akaike’a –5545,474 Kryt. bayes. Schwarza –5510,439 Kryt. Hannana-Quinna –5532,221 Uwaga:
z – wartość statystyki z, p – wartość statystyki p,
const – stała w równaniu podstawowym,
L – zmienna zerojedynkowa oznaczająca przegrany mecz, W – zmienna zerojedynkowa oznaczająca wygrany mecz, D – zmienna zerojedynkowa oznaczająca remis,
M – zmienna zerojedynkowa oznaczająca dzień rozgrywania meczu, alpha(0), alpha(1) i beta(1) – parametry modelu (G)ARCH(1),
* – istotność parametru na poziomie 0,1,
** – istotność parametru na poziomie 0,05,
*** – istotność parametru na poziomie 0,001.
Źródło: obliczenia własne.
VI. Sebastian Majewski – Sport, overconfidence i rynkowa wartość spółek… 97
Na kolejnym etapie dokonano estymacji parametrów modelu ekonome-trycznego dla stóp zwrotu z akcji spółki Puławy, należącej do Grupy Azoty, względem wyników spotkań męskiej drużyny piłki ręcznej Azoty-Puławy.
Wyniki estymacji najlepiej dopasowanego modelu zawarto w tabeli 2.
Na podstawie informacji zawartych w tabeli 2 można stwierdzić, że istnie-je związek między stopami zwrotu spółki giełdowej a wynikami sportowymi klubu piłki ręcznej Azoty-Puławy. Niestety obserwując współczynniki stojące przy zmiennych niezależnych, można zauważyć, że wykryte związki nie mają do końca logicznego wytłumaczenia, to znaczy – wygrane i przegrane powin-ny skutkować wzrostami stóp zwrotu z akcji, natomiast dzień rozgrywania meczu – spadkami. Zważywszy na fakt, że remisy w meczach nie zdarzają się zbyt często (15 remisów na 140 rozgrywanych spotkań) logicznym powinno być, że dzień rozgrywania spotkania powinien skutkować pozytywną reakcją stóp zwrotu z akcji. Jednak żaden z uzyskanych modeli nie dał oczekiwanych rezultatów. Może to świadczyć o wątpliwej wartości poznawczej uzyskanego modelu lub przypadkowości wykrytej zależności.
W kolejnych estymacjach wykorzystano wyniki meczów siatkarskich żeń-skiego klubu piłki siatkowej Chemik Police celem wykrycia związków ze sto-pami zwrotu sponsorującej go spółki Zakłady Chemiczne Police z Grupy Azoty. Niestety na żadnym poziomie nie otrzymano rezultatów, które potwierdziłyby istnienie takiej zależności.
Ostatnie szacunki modeli ekonometrycznych dotyczyły również spółki giełdowej Zakłady Chemiczne Police, ale tym razem zmienną niezależną były wyniki spotkań z meczów piłki nożnej klubu Pogoń Szczecin. Wyni-ki estymacji parametrów najlepiej dopasowanego modelu przedstawia tabela 3.
W tabeli 3 zaprezentowano wyniki estymacji modelu ekonometrycznego dla stóp zwrotu za akcji ZCh Police w zależności od zmiennej M oznacza-jącej dzień rozgrywania spotkania piłkarskiego. Można zauważyć, że roz-grywanie spotkania przez drużynę, która przez 90 minut meczu prezentuje logo sponsora, skutkuje wzrostem stóp zwrotu z akcji spółki sponsorującej Pogoń Szczecin. Warto również zwrócić uwagę na istotność parametru stoją-cego przy zmiennej objaśniającej – wskazuje on na poziom 0,05. Oznacza to, że reklama sponsora na koszulkach zawodników podczas spotkania (t-shirt sponsoring) odnosi swój skutek – „przekłada się” na pozytywne postrzega-nie spółki. Zważywszy na fakt, że piłka nożna budzi ogromne emocje wśród mężczyzn na całym świecie, to istnieje prawdopodobieństwo, że to reakcje tej grupy inwestorów powodują występowanie takiego związku.
Ta b e l a 3. Model GARCH(1,1) dla stóp zwrotu z akcji spółki ZCh Police
Parametr Współczynnik Błąd stand. Z Wartość p Poziom istotności
const 0,00018 0,00094 0,1968 0,84397
M 0,00515 0,00248 2,0731 0,03817 **
alpha(0) 0,00026 5,21615e-05 4,8990 <0,00001 ***
alpha(1) 0,17043 0,05431 3,1382 0,00170 ***
beta(1) 0,32863 0,11008 2,9855 0,00283 ***
Logarytm wiarygodności 1518,769 Kryt. informacyjne Akaike’a –3025,539 Kryt. bayes. Schwarza –2998,836 Kryt. Hannana-Quinna –3015,169 Uwaga:
z – wartość statystyki z, p – wartość statystyki p,
const – stała w równaniu podstawowym,
L – zmienna zerojedynkowa oznaczająca przegrany mecz, W – zmienna zerojedynkowa oznaczająca wygrany mecz, D – zmienna zerojedynkowa oznaczająca remis,
M – zmienna zerojedynkowa oznaczająca dzień rozgrywania meczu, alpha(0), alpha(1) i beta(1) – parametry modelu (G)ARCH(1),
* – istotność parametru na poziomie 0,1,
** – istotność parametru na poziomie 0,05,
*** – istotność parametru na poziomie 0,001.
Źródło: obliczenia własne.
Wnioski
Rezultatem każdych działań marketingowych, w tym przede wszystkim sponsoringu, powinny być korzyści dla firmy sponsorującej. Jedną z takich korzyści jest wzrost wartości rynkowej. W niniejszym artykule zakładano, że taka korzyść jest uzyskiwana przez spółki giełdowe należące do Grupy Azoty, które angażują się w wiele przedsięwzięć o charakterze sportowym zarów-no wyczyzarów-nowym, jak i amatorskim. Sponsorowanie sportu wyczyzarów-nowego wymaga zaangażowania dużych środków finansowych, co sprawia, że efekt, którego spodziewa się sponsorujący powinien być dostrzegalny. Dodatko-wo założono w badaniu, że efekty związane ze wzrostem rynkowej wartości spółek będą bardziej widoczne w przypadku sponsorowania dyscyplin spor-towych będących w kręgu zainteresowań mężczyzn, dzięki ich bardziej emo-cjonalnym reakcjom na bodźce zewnętrzne. Wydaje się, że uzyskane wyniki potwierdzają te założenia.
VI. Sebastian Majewski – Sport, overconfidence i rynkowa wartość spółek… 99
W badaniu analizowano cztery dyscypliny sportowe: żużel, piłkę ręczną mężczyzn, siatkówkę kobiet i piłkę nożną. Wszystkie zespoły sponsorowa-ne przez spółki Azotów występują w najwyższych klasach rozgrywkowych, a także część z nich w Europejskich Pucharach (Azoty-Puławy i Chemik Poli-ce). Zatem zaangażowanie finansowe sponsorów jest bardzo duże. Jednak nie we wszystkich przypadkach można zauważyć efekty w postaci zmian war-tości rynkowej po wydarzeniach sportowych. Tak jak zakładano nie otrzyma-no żadnej istotnej zależotrzyma-ności udokumentowanej modelem ekootrzyma-nometrycznym dla zmiennych opisujących wyniki meczów siatkówki kobiet. Wyniki otrzy-mane dla meczów piłki ręcznej nie są przekonywujące, a zatem można je uznać za przypadkowe. W przypadku meczów żużlowych najlepiej dopaso-wany model uzależniał stopy zwrotu od przegranych Azotów Unii Tarnów, taki związek, mimo że statystycznie z punktu widzenia sponsora ma mniejsze znaczenie (sponsorowi zależeć powinno na wydarzeniach generujących wzro-sty cen akcji). Może to potwierdzać fakt, że Azoty zastanawiają się czy w dal-szym ciągu wspierać finansowo ten klub i tę dyscyplinę sportu. Tylko wyniki uzyskane dla stóp zwrotu z akcji ZCh Police względem spotkań piłkarskich rozgrywanych przez Pogoń Szczecin dają pozytywne efekty. Rozgrywane spo-tkania wpływają pozytywnie na stopy zwrotu z akcji tej spółki. Taka sytuacja zdaje się potwierdzać wyniki uzyskiwane dla spółek piłkarskich w Europie (choćby dla Borussii Dortmund, opisane w pracy Majewskiego (2014)).
Bibliografia
Andreff, W. (red.) (2011). Contemporary Issues in Sport Economics. Participation and Profes-sional Team Sport. New Horizons in The Economics of Sport. Cheltenham, UK: Edward Elgar Publishing Ltd.
ARC Rynek i Opinia. (2013). Sponsoring monitor 2012/2013. Warszawa: ARC Rynek i Opi-nia, styczeń.
ARC Rynek i Opinia. (2013a). Sponsoring sportowy i jego liderzy. Warszawa: ARC Rynek i Opinia, 13 lutego.
Barber, B.M. i Odean, T. (2001). Boys Will be Boys: Gender, Overconfidence, and Common Stock Investment, Quarterly Journal of Economics.
Barberis, N., Shleifer, A. i Vishny, R. (1998). A model of investor sentiment, Journal of Financial Economics, 49.
Berument, M.H., Ceylan, B. i Ogut-Eker, G. (2009). Soccer, stock returns and fanaticism:
Evidence form Turkey, The Social Science Journal, 46.
Bollerslev, T. (1986). Generalized autoregressive conditional heteroscedasticity, Journal of Econometrics, 31.
Duque, J. i Ferreira, N.A.A. (2005). Explaining Share Price Performance of Football Clubs Listed on The Euronext Lisbon, Instituto Superior de Economia e Gestao.
Edmans, A., Garcia, D. i Norli, O. (2007). Sports Sentiment and Stock Returns, The Journal of Finance, LXII(4).
Engle, R. (1982). Autoregressive conditional heteroskedasticity with estimates of the variance of UK inflation, Econometrica, 50.
Hong, H. i Stein, J.C. (1999). A Unified Theory of Underreaction, Momentum Trading, and Overreaction in Asset Markets, The Journal of Finance, 54(6).
Kurkiewicz, A. (2008). Idea olimpizmu, INFOS, 14(38). Warszawa: Wydawnictwo Biura Analiz Sejmowych.
Majewski, S. (2011). Postawy inwestorów indywidualnych wobec doniesień medialnych w trakcie kryzysu giełdowego. Prace Naukowe UE we Wrocławiu, Inwestycje finansowe i ubezpie-czenia – tendencje światowe a polski rynek, Wrocław.
Majewski, S. (2012). Wpływ czynników behawioralnych na rynkową wycenę akcji. Ujęcie ilo-ściowe. Szczecin: WNUS.
Majewski, S. (2014). Wpływ informacji nieekonomicznych na kształtowanie się kursów akcji spółek prowadzących działalność sportową. W: T. Czerwińska, A. Nowak (red.), Rynek kapitałowy wobec wyzwań dekoniunktury. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe Wydziału Zarządzania Uniwersytetu Warszawskiego.
Mikołajczyk, A. (2008). Sponsoring sportowy w europejskich klubach piłkarskich, Studia Gdańskie, V, s. 245–258.
Ogólnopolskie Badanie Inwestorów przeprowadzone przez Stowarzyszenie Inwestorów indy-widualnych. Pozyskano z: http://www.sii.org.pl/7586/edukacja-i-analizy/badania-i-rankingi/
ogolnopolskie-badanie-inwestorow-obi-2014.html (13.02.2015).
Paszkiewicz, A. i Szadziewska, A. (2011). Przejawy społecznej odpowiedzialności w działalności przedsiębiorstw, Prace i Materiały Wydziału Zarządzania UG, Zarządzanie i Finanse, Gdańsk.
Prabucki, B. (2012). Gry sportowe jako element wzmacniający współczesne tożsamości etniczne. Analiza na przykładzie Basków, Homo Ludens, 1(4).
Saraç, M. i Zeren, F. (2013). The Effect of Soccer Performance on Stock Return: Empirical Evidence From “The Big Three Clubs” of Turkish Soccer League, Journal of Applied Finance & Banking, 3(5).
Swetoniusz, G.T. (1987). Żywoty cezarów. Przekład i wstęp J. Niemirska-Pliszczyńska. Przed-mowa J. Wolski. Wrocław: Zakład Narodowy im. Ossolińskich.
Tyszka, T. (red.) (2004). Psychologia ekonomiczna. Gdańsk: Gdańskie Wydawnictwo Psy-chologiczne.
Waśkowski, Z. (2012). Instytucjonalna struktura biznesu sportowego – ujęcie modelowe, Relacje na rynku Biznes-To-Biznes. Rozwój, wartość, komunikacja, Zeszyty Naukowe UE w Pozna-niu, Nr 220.