Wyniki estymacji

Wyniki przedstawiono w tabeli 2 (załącznik), gdzie podano wartości współczynników dla każdej zmiennej, w nawiasach zaś zamieszczono błędy standardowe dla każdego z nich. Współczynniki istotne statystycznie według poziomu istotności: 1, 5 i 10% oznaczono gwiazdkami odpowiednio: (***), (**), (*).

W przypadku rozpatrywanych szeregów czasowych potwierdziły się przy-puszczenia o ich niestacjonarności, co sprawdzano za pomocą wspomnianych testów Augumented Dickey Fuller i Philips-Perron. Dlatego też, estymacji dokonano na pierwszych różnicach analizowanych zmiennych. Wyniki przed-stawia tabela 2, gdzie w pierwszej kolumnie podano opóźnienia poszcze-gólnych zmiennych, które dobierano za pomocą wspomnianych kryteriów informacyjnych (AIC, SBIC, HQIC). Kolejne kolumny zawierają wyniki według poszczególnych krajów (rynków kapitałowych). W sumie, uwzględ-niając analizowane rynki kapitałowe dla wszystkich opóźnień rozpatrywa-nych zmienrozpatrywa-nych makroekonomiczrozpatrywa-nych, uzyskano 42 istotne statystycznie współczynniki. W tym należy wyróżnić: 17 dla pierwszego, 9 dla drugiego, 14 dla trzeciego i 2 dla czwartego opóźnienia. Natomiast w sposób zagrego-wany ilość współczynników mających pozytywny/negatywny wpływ na indeks, jak również czy jest zgodny/niezgodny z zestawem hipotez w podziale na roz-patrywane zmienne makroekonomiczne przedstawia tabela 1.

Dla produkcji przemysłowej otrzymano aż 19 istotnych statystycznie współczynników, a więc najwięcej spośród czterech rozpatrywanych zmien-nych, co dodatkowo potwierdza, że jej zmiany mają znaczny wpływ na zachowania indeksów giełdowych. Należy podkreślić, że wśród tych istot-nie statystycznych współczynników, aż 15 było dodatnich i tylko 4 ujemne.

A więc w zdecydowanej większości otrzymano wyniki zgodne z oczekiwania-mi. Negatywny wpływ produkcji przemysłowej odnotowano tylko dla Czech, Holandii (dwa dla pierwszego i trzeciego opóźnienia tej zmiennej) oraz dla Słowacji. Takie niezgodne z oczekiwaniami rezultaty dla produkcji prze-mysłowej odnotowali już w przeszłości m.in. Buyuksalvarci (2010) dla Tur-cji i Bilson (1999) dla Chile. Jednak mimo wszystko ujemny wpływ dla tej zmiennej jest zaskoczeniem, a nad jego przyczynami można długo dywago-wać. Jednym z wyjaśnień może być chyba takie, że przedsiębiorstwa, które

IV. Hubert Wiśniewski – Makroekonomiczne determinanty rynku akcji… 63

głównie odpowiadały za generowanie produkcji przemysłowej nie były noto-wane w badanym okresie na giełdzie.

Ta b e l a 1. Ilościowe zestawienie współczynników istotnych statystycznie

Zmienne Kierunek wpływu Zgodność z hipotezami

pozytywny negatywny zgodny niezgodny

Produkcja przemysłowa 15 4 15 4

Bezrobocie 1 5 5 1

Inflacja 1 6 6 1

Stopa Procentowa 2 8 8 2

Źródło: opracowanie własne.

W przypadku stopy procentowej odnotowano 10 statystycznie istotnych współczynników. Wśród nich 2 były dodatnie, a aż 8 ujemnych. Pamiętając o oczekiwaniach, co do znaku dla tej zmiennej, który zgodnie z rozważa-niami teoretycznymi powinien być ujemny, należy stwierdzić, że zostały one w przytłaczającej większości potwierdzone przez uzyskane rezultaty. Sprzecz-ne z hipotezą dla tej zmienSprzecz-nej były jedynie wyniki otrzymaSprzecz-ne dla Holandii (w przypadku drugiego opóźnienia) i Szwecji. Wynik taki chociaż sprzecz-ny z oczekiwaniami, można chyba tłumaczyć tym, iż wykorzystana tutaj jed-nomiesięczna stopa depozytowa jest dla tych rynków słabym predykatorem stopy wykorzystywanej w modelach dyskontowych wyceny akcji. Należy jednak pamiętać, że pozytywny wpływ tej zmiennej na ceny akcji odnoto-wywali, już Mukherjee i Naka (1995) dla Japonii i Al-Sharkas (2004) dla Jordanii.

Z kolei dla inflacji uzyskano 7 statystycznie istotnych współczynników.

W grupie tej aż sześć z nich miało wpływ negatywny, a tylko jeden pozytywny na badany indeks. Pamiętając o tym, że zakładano ujemne oddziaływanie tej zmiennej na indeks giełdowy to otrzymane wyniki ponownie potwierdzają oczekiwania. Jedynie w przypadku Słowenii uzyskano współczynnik dodat-ni, co nie jest zgodne z oczekiwaniami dotyczącymi wpływu tej zmiennej.

Wynik taki dla Słowenii można w pewnym stopniu tłumaczyć tym, że w bada-nym okresie inflacja utrzymywała się tam cały czas na stosunkowo niskim poziomie wspierającym rozwój gospodarki, co mogło być pozytywnie odbie-rane przez tamtejszych inwestorów. Poza tym dodatni wpływ inflacji na ceny walorów giełdowych był już jednak odnotowywany przez badaczy na innych rynkach m.in.: Bilson (1999) dla Meksyku i Tajlandii oraz Choudhry (2001) dla Argentyny, Chile, Meksyku i Wenezueli. Patrząc na rynki, dla których

uzyskano ten dodatni wpływ inflacji, można chyba zauważyć, że dotyczył on tylko pewnych krajów rozwijających.

Natomiast dla bezrobocia otrzymano tylko 6 istotnych statystycznie współczynników, czyli najmniej biorąc pod uwagę wszystkie rozpatrywane zmienne. Wśród tych współczynników 5 było ujemnych, a tylko 1 miał znak dodatni, a więc także w tym przypadku wyniki w zdecydowanej większości potwierdziły oczekiwania. Dla tej zmiennej jedyny wynik niezgodny z posta-wioną dla niej hipotezą uzyskano dla Austrii. Rezultat taki może być efek-tem jakiś wydarzeń szczególnych, np. związanych z restrukturyzacją pewnych branż, gałęzi gospodarki. W efekcie mogło się to wiązać z zwolnieniami gru-powymi, jednak w konsekwencji miało doprowadzić do wzrostu rentowności tych obszarów gospodarki i zostało to pozytywnie odebrane przez tamtej-szych inwestorów.

Analizując uzyskane wyniki pod względem krajów, należy zwrócić uwagę, że najmniej zgodnie z oczekiwaniami zachowuje się Holandia, gdzie na 4 istotne statystycznie współczynniki, aż 3 były niezgodne z hipotezami, jak również Grecja i Słowacja. Dwa ostatnie, pomimo że miały tylko po jednym niezgodnym współczynniku to nie miały żadnych zgodnych. Poza tym po jed-nym niezgodjed-nym z oczekiwaniami współczynniku odnotowano dla Słowenii (przy jednym zgodnym), Austrii (przy trzech zgodnych) i Szwecji (dodatko-wo cztery zgodne). Na przeciwnym biegunie znalazły się kraje, dla których otrzymano tylko zgodne z oczekiwaniami wyniki, jak Finlandia z 6 zgodny-mi współczynnikazgodny-mi, po 3 odnotowano dla Belgii, Czech Danii, Hiszpanii, Włoch, po jednym zaś dla Estonii, Francji, Irlandii i Polski.

Należy jeszcze odnotować, że dla opóźnień samego indeksu otrzymano 16 istotnych statystycznie współczynników. Dodatnich było 13, w tym 10 dla pierwszego opóźnienia i po jednym dla drugiego, trzeciego i czwartego oraz 3 ujemne wszystkie w przypadku drugiego opóźnienia.

Podsumowanie

Celem tego referatu było zbadanie oddziaływania zmiennych makroeko-nomicznych na indeksy giełdowe krajów Unii Europejskiej. Do tego celu, bazując na licznych artykułach poświęconych temu zagadnieniu, wybrano sto-sunkowo standardowy zestaw zmiennych makroekonomicznych i najbardziej płynne indeksy dla każdego z rozpatrywanych rynków kapitałowych. Bada-nie, w którym uwzględniono 20 krajów z Unii Europejskiej obejmuje okres od maja 2004 (przyjęto wtedy do UE 10 nowych członków) do lutego 2014.

IV. Hubert Wiśniewski – Makroekonomiczne determinanty rynku akcji… 65

Badanie to wydaje się interesujące, ponieważ autor nie spotkał w lite-raturze przedmiotu opracowania poświęconego analizie tak wielu rynków kapitałowych wchodzących w skład tak istotnej dla gospodarki światowej organizacji, jaką jest Unia Europejska. Dzięki temu można empirycznie zwe-ryfikować, wpływ rozpatrywanych zmiennych makroekonomicznych w tym samym okresie obserwacji dla aż 20 rynków kapitałowych znajdujących się teoretycznie w stosunkowo jednolitym obszarze gospodarczym.

Rezultaty tego badania pokazują, że dla rozpatrywanych krajów Unii Europejskiej istnieje statystycznie potwierdzony wpływ analizowanych zmiennych makroekonomicznych na indeksy giełdowe. Na 176 estymowa-nych dla nich współczynników, aż 42 okazały się statystycznie istotne, co dla tego typu badania jest wynikiem zadowalającym. Najwięcej uzyskano dla pro-dukcji przemysłowej aż 19, dla stopy procentowej 10, inflacji 7 i bezrobocia 6. Co więcej rezultaty badania potwierdziły, że w przypadku rozpatrywanych krajów Unii Europejskiej wpływ tych zmiennych jest zgodny z oczekiwania-mi i obowiązującą teorią. Potwierdza to fakt, że dla 42 istotnych statystycz-nie współczynników, aż 34 z nich było zgodne z postawionymi hipotezami, a tylko 8 niezgodnych.

Poza tym trudno doszukać się jakiś asymetrii w zachowaniu poszczegól-nych krajów. Jeśli patrzymy chociażby na kraje, dla których mamy wyniki niezgodne z oczekiwaniami, to mając tam: Holandię, Grecję, Słowację Sło-wenię, Szwecję i Austrię, mamy kraje o różnym stażu w Unii Europejskie.

Poczynając od Holandii, tzw. kraju założyciela Wspólnot Europejskich, aż po stosunkowo nowe kraje Unii Europejskiej, jak Słowacja czy Słowenia.

Dlatego też, nie można stwierdzić, że niezgodnie z oczekiwaniami zachowują się kraje tzw. starej unii, czy też te, które przystąpiły później.

Badanie to w sposób empiryczny potwierdziło oddziaływanie wskaźników makroekonomicznych na indeksy giełdowe. Wydaje się, że uzyskane wyniki zarówno zgodne, jak i niezgodne z oczekiwaniami, mogą być motywacją do dalszych badań, wykorzystując inne zestawy zmiennych, inne przekroje cza-sowe czy też chociażby inne organizacje, np. OECD.

Bibliografia

Al-Sharkas, A. (2004). The dynamic relationship between macroeconomic factors and the Jordanian Stock Market, International Journal of Applied Econometrics and Quantitative Studies, 1.

Bilson, C., Brailsford, T. i Hooper V. (1999). Selecting macroeconomic variables as explana-tory factors of emerging stock market returns, SSRN.

Binswanger, M. (2004). How important are fundamentals? – Evidence from a structural VAR model for the structural VAR model for the stock markets in the US, Japan and Europe, International Financial Markets Institutions & Money, 14, s.185–201.

Box G. i Jenkins, G. (1970). Time Series Analysis: Forecasting and Control. San Francisco:

Holden-Day.

Buyuksalvarei, A. (2010). Effect of Macroeconomic variables on Stock Returns: Evidence from Turkey, European Journal of Social Sciences, 14(3).

Charemza, W.W. i Deadman D.F. (1992). New Direction in econometric practice. Aldershot:

Edward Elgar Publishing.

Chen, N., Roll R. i Ross S.A. (1986). Economic Forces and the Stock Market, Journal of Business, 59(3).

Choudhry, T. (2001). Inflation and rates of return on stocks:evidence from high inflation countries, Journal of International Financial Markets, 11.

Enders, W. (1995). Applied Econometric Time Series. New York: John Wiley & Sons.

Fama, E.F. (1981). Stock Returns, Real Activity, Inflation, and Money, American Economic Review, 71(4).

Geske, K.R. i Roll, R. (1983). The Fiscal and Monetary Linkage between Stock Returns and Inflation, Journal of Finance, 38(1).

Groenewold, N. i Fraser, P. (1997). Share Prices and Macroeconomic Factors, Journal of Business Finance and Accounting, 24(9-10).

Hsing, Y. (2011a). Effects of Macroeconomic Variables on the Stock Market: The Case of the Czech Republic, Theoretical and Applied Economics, 18(7).

Hsing, Y. (2011b). Macroeconomic Determinants of the Stock Market Index and Policy Implications: The Case of a Central European Country, Eurasian Journal of Business and Economics, 4(7), pp. 1–11.

Ivanov, V. i Kilian, L. (2001). A Practitioner’s Guide to Lag-Order Selection for Vector Autore-gressions, CEPR Discussion Paper No. 2685.

Jajuga, K. (2007). Podstawy inwestowania na rynku papierów wartościowych, Warszawa: GPW.

McMillan, D.G. (2010). Stock Market Fundamentals and Bubbles: Implications for Prices, GDP and Consumption, SSRN.

Mukherjee, T.K. i Naka, A. (1995). Dynamic Relations between Macroeconomic Variables and Japanese Stock Market, The Journal of Financial Research, 18(2).

Naik, P.K. i Padhi, P. (2012). The Impact of Macroeconomic Fundamentals on Stock Prices Revisited: Evidence from Indian, Data Eurasian Journal of Business and Economics, 5.

Nelson, C. (1976). Inflation and Rates of Return on Common Stocks, The Journal of Finance, 31(2).

Rahman, A.A., Sidek N.Z.M. i Tafri F.H. (2009). Macroeconomic Determinants of Malysian Stock Exchange, African Journal of Business Management, 3(3).

Sims, Ch. (1980). Macroeconomics and Reality, Econometrica, 48(1).

Tangjitprom, N. (2011). Macroeconomic Factors of Emerging Stock Market: the Evidence from Thailand, International Journal of Financial Research, 3(2), SSRN.

Thorbecke, W. (1997). On Stock Market Returns and Monetary Policy, The Journal of Finance, 52(2).

IV. Hubert Wiśniewski – Makroekonomiczne determinanty rynku akcji… 67

Załącznik Tabela 2. Wyniki estymacji VAR dla rozpatrywanych krajów Unii Europejskiej Regresji dokonano dla pierwszych różnic zmiennych ze względu na stacjonarność, gdzie pierwsze różnice występują według odpowiednich indeksów: D_Index – giełdowego, D_Ip – produkcji przemysłowej, D_Unemp – stopy bezrobocia, D_Cpi – inflacji, D_Sti – jednomiesięcznej stopy depozytowej; ***, **, * — oznaczają współczynniki na poziomie istotności odpowiednio: 1%, 5%, 10%.

Opóźnienia Austria – A TX

Belgia – BEL30 Czechy – PX Dania – OMX Copenhagen 20 Estonia – OMX Tallinn Finlandia – OMX Helsinki 25

Francja – C AC40

Grecja – Athex Large Hiszpania – IBEX35 Holandia –AEX Irlandia – Irish Stock Index Niemcy – DA X

Polska – WIG20 Portugalia – PSI20 Słowacja – SAX Index Słowenia – SB CI

Szwecja – OMX Stockholm 30

Węgry – BUX Wielka Brytania – FTSE100 Włochy – F

TSE MIB

D_Index 10,15** (0,09)0,18** (0,09)0,13 (0,1)0,22** (0,09)–0,01 (0,09)0,16* (0.09)0,12 (0,09)0,23** (0,09)–0,04 (0,1)0,21** (0,09)0,23** (0,09)0,13 (0,09)–0,01 (0,09)0,3*** (0,09)0,13 (0,09)0,3*** (0,09)0,09 (0,09)0,16* (0,09)–0,1 (0,1)0,13 (0,09) 20,04 (0,09)–0,1 (0,09)–0,17* (0,1)–0,04 (0,09)–0,05 (0,09)–0,02 (0,09)–0,3*** (0,09)–0,14 (0,09)0,4*** (0,09)–0,15 (0,09)–0,19** (0,09) 30,08 (0,09)–0,12 (0,09)–0,05 (0,1)0,13 (0,01)0,07 (0,1)–0,05 (0,09)0,2* (0,1)–0,04 (0,09) 40,15 (0,1)0,4*** (0,09)0,15 (0,1)0,11 (0,1)0,18 (0,09) D_Ip 12,15 (12,7)19,4** (8,93)13*** (3,23)0,8 (0,76)1,63 (1,43)9,94* (5,29)21,1* (12,7)–2,54 (4,57)2,64 (36,8)–1,24* (0,74)–3,71 (5,2)6,54 (19,8)14,8* (8,92)8,19 (15,9)–0,88* (0,53)–2,98 (2,55)2,41 (1,96)33,85 (23,3)33,8 (23)248*** (85,75) 245*** (14,8)–14,3 (9,18)7,88** (3,68)0,61 (0,8)8,81* (5,02)–9,5** (4,58)99** (40,2)–1,17 (0,82)–3,18 (2,58)–0,65 (2,09)133,74 (85,35) 351*** (15,4)3,2 (9,8)7,02* (3,62)–0,91 (0,76)9,08* (5,0)55,4 (41,3)–1,8** (0,75)5,6*** (2,07) 444*** (14,5)8,49 (9,76)3,25 (3,3)45,2 (38,1)1,26 2,05

D_Unemp 1262* (141)–29,7 (97,5)–27,9 (50,8)–15,2 (10,5)–1,85 (9,67)–267 (191)300,4 (190)28,16 (49,1)–159*** (50)–26,5 (18,8)–218* (130)274 (376)–40,1 (72,8)–182 (248)–8,23 (8,29)–58,9 (44,5)12,38 (15,1)1044 (712)–221 (194)–1136* (667) 2–1,39 (149)–111 (109)69,19 (49,6)5,68 (11,1)–121 (177)–49 (49)–389 (592)9,14 (17,6)22,48 (43,9)22,98 (17,7)–489,9 (664,5) 3115,2 (144)–6,14 (110)73,73 (45,3)–19,4* (10,9)89,69 (183)714,8 (575)26,1 (18,2)–10,4 (16,7) 417,63 (140)1,68 (90,8)–49,8 (44,5)589,5 (522)–34** (13,8) D_Cpi 1–82,2 (54,3)60,4 (48,2)–3,56 (15,4)–7,19 (4,84)–12,5 (10,1)–92*** (35,6)–7,16 (60,2)–4,5 (9,19)130,6 (136)–2,25 (4,3)–21,1 (65,3)–53,8 (97)56,08 (43,6)18,9 (82,2)0,19 (4,95)25,2** (11,3)–12,8 (15,1)–165 (273)–59,7 (60)–958,3 (660,5) 2–64 (56,7)–53 (47,5)–4,14 (15,4)–2,09 (4,79)–44,7 (35,5)–8,52 (9,15)–62,7 (96,2)–4,3 (4,5)–2,67 (11,6)–25** (10,2)–513 (686,6) 3–76,2 (56,3)–158*** (47,5)4,32 (15,6)–7,96* (4,67)–79** (35,5)–42,9 (95,4)0,98 (4,29)–18,9* (10,4) 410,95 (56,4)–29,4 (50,2)–15,7 (15,7)165,7 (136)–13,1 (10,7) D_Sti 1–153 (187)84,04 (128)–33,4 (51,2)–20,7 (15,6)–40*** (14,6)–32 (96,9)53,2 (137)122,2 (91,3)–155*** (54)–7,15 (16,5)–147 (189)163,9 (239)–58,6 (51,2)–249 (246)5,17 (9,15)–2,82 (46)79*** (29,1)–201 (306)–106 (105)447,9 (1165) 2–110 (177)–53 (135)13,11 (49,6)22,35 (19)54,7 (122)–139 (89,5)182,2 (571)33,4* (19,6)–71,8* (43)–33,1 (33,1)–2475** (1133) 3–139 (178)–224* (121)–76,6 (50)–45*** (15,2)–267*** (103)–127 (549)–32,6** (15)–39,5 (32,7) 4–254, (158)–43,9 (109)–40 (51,7)–320 (525)–36,9 (29,7) Źródło: opracowanie własne.

cd. tabeli 2

Rozdział V