Wpływ wypowiedzi i komentarzy członków Rady Polityki Pieni´˝nej na krzywà dochodowoÊci.

Streszczenie

W poniższym  artykule  zbadano  wpływ  wypowiedzi  i komentarzy  członków  RPP  na  ceny  kontraktów  FRA  (1X2,  2X3,  1X4,  2X5)  oraz  dwu-  i pięcioletnich  swa- pów procentowych na polskim rynku, a także na ocze- kiwania podmiotów ekonomicznych. Analizie poddano  komentarze  dotyczące  przyszłych  decyzji  co  do  wy- sokości stóp procentowych za okres od 25 lutego 2004  r. do 28 marca 2007 r. Zbadano również hipotezę o pół- silnej efektywności informacyjnej rynków badanych in- strumentów.  Wykorzystano  analizę  zdarzeń  opartą  na  badaniu  ponadnormalnych  stóp  zwrotu.  Wyniki  bada- nia stanowią przesłanki by stwierdzić, że RPP może za  pomocą  wypowiedzi  i komentarzy  kształtować  ocze- kiwania  w określonych  horyzontach  czasu  i wpływać  na  ceny  niektórych  instrumentów.  Potwierdza  to  ana- liza reakcji stóp zwrotów z kontraktów FRA 1X4 i 2X5. 

Dla  rynków  tych  instrumentów  odrzucono  hipotezę  o półsilnej  efektywności  informacyjnej.  Pozostałe  in- strumenty  nie  wykazały  istotnych,  zdecydowanie  po- twierdzonych reakcji.

Słowa kluczowe: polityka monetarna, efektywność, ana-

liza zdarzeń, przejrzystość, wiarygodność

Abstract

The  article  analyses  the  influence  of  Polish  Monetary  Policy Council members’ verbal comments on expecta- tions and prices of FRA (1X2, 2X3, 1X4, 2X5) and two-  and five-year IRSs. The focus is on the verbal comments  related to future decisions about the level of the central  bank  interest  rates  between  25  February  2004  and  28  March 2007. The research also verifies the semi-strong  form informational efficiency of analysed markets. The  event study method based on abnormal returns analysis  was  used.  The  results  provide  some  evidence  to  state  that  the  Polish  Monetary  Policy  Council  can  influ- ence  expectations  in  the  particular  time  horizons  and  prices of certain instruments. This is confirmed by the  significant  reactions  of  FRA  1X4  and  2X5  returns,  on  the  basis  of  which  the  hypothesis  of  semi-strong  form  informational efficiency of those markets was rejected. 

No  significant  reactions  of  other  instruments’  returns  were identified.

Keywords: monetary  policy,  efficiency,  event  study, 

transparency, credibility

JEL: E43, E44, E52, E58, G14

Wpływ wypowiedzi i komentarzy

członków Rady Polityki Pieni´˝nej na krzywà dochodowoÊci.

Badanie półsilnej efektywnoÊci informacyjnej rynku kontraktów FRA i swapów procentowych*

The Influence of Polish Monetary Policy Council Members’ Verbal Comments on the Yield Curve.

The Analysis of the Semi-strong Form Informational Efficiency of FRA and IRS Markets

Tomasz Włodarczyk

pierwsza wersja: 23 listopada 2007 r., ostateczna wersja: 25 lutego 2008 r., akceptacja: 28 lutego 2008 r.

*Artykuł powstał na podstawie pracy magisterskiej pod tym samym tytułem, obronionej na Wydziale Nauk Ekonomicznych Uniwersytetu Warszawskiego, napisanej pod kierunkiem dr. hab. Ryszarda  Kokoszczyńskiego, prof. UW, któremu autor pragnie podziękować za opiekę merytoryczną i cenne uwagi.

** Absolwent Wydziału Nauk Ekonomicznych Uniwersytetu Warszawskiego, e-mail: wlodarczyk.tomasz@vp.pl

1. Wstęp

Niniejsze badanie jest dwutorowe. Z jednej strony zba- dano, czy wypowiedzi i komentarze członków RPP na te- mat przyszłych decyzji dotyczących stóp procentowych  mogą wpłynąć na wybrane instrumenty reprezentujące  krzywą dochodowości. Z drugiej strony − na podstawie  analizy statystycznej istotności zanalizowanego wpływu 

−  zbadano,  czy  rynki  badanych  instrumentów  są  efek- tywne półsilnie w sensie informacyjnym

. 

Informacje  oraz  sposób  ich  przekazywania  przez  członków  organów  odpowiadających  za  politykę  mo- netarną  (władzy  monetarnej)  są  niezmiernie  ważne  i bezpośrednio warunkują efektywność ich działań. Mo- gą być cennym uzupełnieniem tradycyjnych instrumen- tów  polityki  monetarnej.  Ważkość  przekazywanych  in- formacji w dużej mierze zależy od przyjęcia przez ban- ki centralne strategii bezpośredniego celu inflacyjnego. 

Wprowadzając ją, banki centralne zaczęły dążyć do udo- skonalenia  kanałów  przekazywania  informacji  i −  co  jest  bezpośrednio  z tym  związane  −  zwiększania  przej- rzystości polityki monetarnej.

Wpływ na skuteczność działań władzy monetarnej  istnieje dzięki możliwości kształtowania, poprzez prze- kazywanie  informacji,  oczekiwań  uczestników  rynku  i cen aktywów. Możliwość ta zależy od „(…) zdolności  jasnego  przedstawiania  i przekazywania  swoich  inten- cji  przez  osoby  odpowiadające  za  politykę  monetarną  (…)”  (Rozkrut  et  al.  2007,  s.  189).  Gdy  osoby  te  wy- pracują  odpowiedni  sposób  przekazywania  informacji,  organ prowadzący politykę monetarną będzie mógł, po- przez oczekiwania co do przyszłych stóp procentowych,  kształtować  krzywą  dochodowości  i jednocześnie  od- działywać  na  wysokość  cen  aktywów  oraz  stóp  pro- centowych w długim horyzoncie, które wpływają na de- cyzje inwestycyjne i konsumpcję w sektorze prywatnym  (Rozkrut et al. 2007, s. 177). Również Blinder (1998, s. 

71)  potwierdza  zależność  długoterminowych  stóp  pro- centowych i oczekiwań: „(..) reakcja długoterminowych  stóp  procentowych  na  wysokość  stóp  krótkotermino- wych  zależy  w pełnej  mierze  od  oczekiwań  wysokości  przyszłych  krótkoterminowych  stóp  procentowych,  na  które duży wpływ mają przewidywania przyszłych dzia- łań banku centralnego”.

Badając  aspekty  związane  z informacjami  i spo- sobem ich przekazywania przez władzę monetarną, na-

  Efektywność informacyjna oznacza, że rynek zapewnia szybki i niezwłoczny  przekaz informacji podmiotom rynkowym, które mają do nich jednakowy do- stęp. Dzięki temu każda informacja będzie natychmiast uwzględniona w ce- nie aktywów. W rezultacie ceny odzwierciedlają prawdziwą i rzeczywistą war- tość aktywów (Gurgul 2006; Czekaj et al. 2001). Malkiel (1992) precyzuje po- jęcie efektywności, twierdząc, że rynek jest efektywny względem danego zbio- ru informacji, jeżeli ujawnienie tych informacji wszystkim uczestnikom danego  rynku nie wpłynie na ceny aktywów. Co więcej, na takim rynku nie jest moż- liwe wygenerowanie zysków dzięki informacjom zawartym w tym zbiorze (Mal- kiel 1992). Rynek, na którym ceny odzwierciedlają historyczne notowania oraz  informacje publiczne, spełnia hipotezę półsilnej efektywności. Zagadnienie  efektywności zostało szerzej przeanalizowane w następujących pracach: Fama  (1970); Malkiel (1992); Gurgul (2006) oraz Czekaj et al. (2001).

leży mieć świadomość ich powiązania z przejrzystością

i wiarygodnością

 polityki monetarnej. Nie można sobie  wyobrazić  przejrzystego  działania  banku  centralnego  bez  przekazywania  informacji.  Jest  ono  główną  deter- minantą przejrzystości. Zwiększona przejrzystość i efek- tywne przekazywanie informacji i treści redukują i asy- metrię informacji i zwiększają przewidywalność decyzji  w polityce monetarnej, dzięki czemu pozytywnie wpły- wają  na  działanie  rynku  finansowego  i na  jego  efek- tywność  (Ziarko-Siwek  2004,  s.  22–23)

.  Jednocześnie 

„przejrzysta  polityka  zmniejsza  niepewność  rynku  od- nośnie przyszłych stóp procentowych, co w konsekwen- cji poprawia jego (banku centralnego – T.W.) wizerunek  i wzmacnia  wiarygodność  polityki  pieniężnej”  (Ziarko- Siwek 2004, s. 28). Ułatwia też ocenę działalności banku  centralnego. W związku z tym można wyciągnąć wnio- sek,  że  informacje  oraz  sposób  ich  przekazywania,  po- prawiając  przejrzystość  polityki  monetarnej,  pośrednio  wpływają też na zwiększenie jej wiarygodności.

Informacje  i treści  przekazywane  przez  organ  od- powiedzialny za politykę monetarną wpływają również  na ograniczenie adaptacyjnego charakteru oczekiwań in- flacyjnych podmiotów ekonomicznych i zwiększenie ich  racjonalności.  W rezultacie  bank  centralny  łatwiej  mo- że stabilizować inflację, gdyż oczekiwania inflacyjne są  zakotwiczone. Co więcej – wymienność między inflacją  i zmiennością  produkcji  w długim  okresie  polepsza  się,  przez  co  zwiększa  się  efektywność  polityki  monetarnej  (Czogała et al. 2005, s. 2).

W literaturze  podkreśla  się  rolę  informacji  i tre- ści przekazywanych przez władzę monetarną jako prze- słanek  umożliwiających  przewidywanie  decyzji  władzy  monetarnej. W krótkim horyzoncie czasowym, w okresie  poprzedzającym  decyzję,  powinna  być  ona  nieznacznie  sygnalizowana. Ważną rolę odgrywają tu „słowa klucze” 

(code words), które ułatwiają podmiotom ekonomicznym  przewidywanie  decyzji.  „(…)  mogą  one  redukować  nie- pewność  w okresie  poprzedzającym  posiedzenie  organu  podejmującego decyzję, mogą też pomóc wykluczyć błę- dy  w krótkoterminowym  planowaniu  operacji  i ogra- niczyć  zmienność  stóp  procentowych”  (Issing  2005,  s. 

70).  Issing  podkreśla  też,  że  bank  centralny  w długim  okresie powinien wykorzystywać możliwość zarządzania  oczekiwaniami  i ich  kształtowania  oraz  dbać  o spójność 

  Według jednej z definicji przejrzystość jest to „ujawnianie informacji związanych  z polityką monetarną i ich przekazywanie w jasny i łatwy do zrozumienia sposób,  który poprawia zrozumienie polityki banku centralnego” (Czogała et al. 2005, s. 2).

  Wiarygodność jest tutaj rozumiana jako przekonanie, że bank centralny osiągnie  postawione przed nim zadania w czasie określonym i zaakceptowanym przez  podmioty ekonomiczne. Jest to zaufanie do polityki monetarnej prowadzonej  przez bank centralny (Polański 1998). Zwiększa ono skuteczność polityki pienięż- nej, zmniejsza niepewność rynku, a także „zmniejsza oczekiwania inflacyjne, co  w konsekwencji sprzyja ograniczaniu inflacji” (Ziarko-Siwek 2004, s. 26).

  Zależność między przewidywalnością decyzji władzy monetarnej a przekazy- wanymi przez nią treściami i informacjami jest w dużej mierze determinowana  spójnością wypowiedzi jej członków z ich późniejszymi decyzjami. Polityka in- formacyjna NBP poprawiła się od 2004 r. (Czogała et al. 2005). Od początku ana- lizowanego okresu badawczego wzrosła przejrzystość polityki monetarnej. Takie  zmiany spowodowały przynajmniej częściowe wyeliminowanie niespójności.

poszczególnych decyzji z ogłoszonym długoterminowym  celem inflacyjnym. 

Wobec  powyższych  argumentów  trudno  przecenić  rolę przekazywanych informacji i treści w polityce mo- netarnej. Umożliwiają one kształtowanie oczekiwań sek- tora  prywatnego  i zarządzanie  nimi,  jednocześnie  po- zwalając  oddziaływać  na  stopy  procentowe  i ceny  in- strumentów  w różnych  horyzontach  czasowych.  Dzię- ki  temu  przekazywanie  treści  i informacji  staje  się  jed- nym z instrumentów dostępnych dla władzy monetarnej  i wpływa na skuteczność polityki monetarnej. Jest też in- strumentem bardzo elastycznym i łatwym do dostosowa- nia w zmieniającej się sytuacji gospodarczej i rynkowej. 

Bezpośrednie powiązanie z przejrzystością polityki mo- netarnej i pośredni wpływ na jej wiarygodność również  świadczą o istotności informacji i treści oraz sposobu ich  przekazywania.

Mimo  tak  ważnej  roli,  jaką  odgrywają  informacje  i treści  przekazywane  przez  władzę  monetarną,  zagad- nienie to nie należy do najczęściej poruszanych w litera- turze. Według wiedzy autora dla Polski przeprowadzono  dotąd  tylko  jedno  badanie  empiryczne  bezpośrednio  analizujące  wpływ  wypowiedzi  i komentarzy  członków  RPP na ceny instrumentów finansowych – Rozkrut et al. 

(2007)

. Niewiele jest też prac dotyczących innych form  przekazywania informacji i treści przez RPP

. Więcej jest  badań analizujących decyzje tego organu

. W literaturze  światowej  omówiono  więcej  badań  analizujących  od- działywanie  wypowiedzi  i komentarzy  członków  orga- nów odpowiedzialnych za politykę monetarną, lecz i tak  jest ich zdecydowanie mniej niż dla innych zagadnień

.

  W poniższym badaniu wykorzystano analizę zdarzeń opartą na statystycznym  badaniu ponadnormalnych stóp zwrotu, a więc narzędzie zupełnie inne niż sto- sowane w artykule Rozkrut et al. (2007). Pozwoli ono jednocześnie zbadać hipo- tezę o istnieniu wpływu wypowiedzi i komentarzy członków RPP na ceny ana- lizowanych instrumentów oraz hipotezę o półsilnej efektywności w sensie in- formacyjnym badanych rynków. Umożliwi też dokładne zbadanie reakcji w po- szczególnych dniach obranego okna zdarzenia. W poniższym badaniu do ana- lizy zamiast WIBOR i rentowności obligacji, jak w badaniu Rozkrut et al. (2007),  wybrano kwotowania instrumentów FRA i IRS. Analizowany okres badawczy  pokrywa się z okresem badawczym z pracy Rozkrut et al. (2007) tylko w jednym  roku (2004). W związku z tym możliwe będzie porównanie wniosków z obydwu  okresów badawczych.

6  Przykładem może być badanie Czogały, Kota i Sawickiej (2005), analizujące  wpływ szeroko pojętej polityki informacyjnej NBP na sposób formułowania  oczekiwań inflacyjnych przez przedsiębiorców.

7  Praca Ziarko-Siwek (2005) jest przykładem takiego badania. Autorka zbadała  w nim wpływ informacji o decyzji RPP co do wysokości stóp procentowych na  różne segmenty krzywej dochodowości. Przebadała również reakcje krzywej do- chodowości na wpływ zdarzenia polegającego na publikowaniu przez GUS infor- macji o zmianie wskaźnika CPI. Z kolei w badaniu Serwy i Smolińskiej-Skarżyń- skiej (2004) przeanalizowano wpływ zmian stóp procentowych NBP na wahania  kursu walutowego (złotego do dolara). W badaniu tym wykorzystano analizę zda- rzeń. Kotłowski (2006) zbadał trzy typy indywidualnych funkcji reakcji członków  RPP w latach 2004–2005. W badaniu tym zmienna zależna uwzględniała zarówno  zmianę nastawienia, jak i decyzję w sprawie wysokości stóp procentowych. Dobór  zmiennych niezależnych zależał od przyjętej postaci funkcji reakcji.

8  Przykładami takich badań są: Ehrmann, Fratzscher (2005a), w którym autorzy  skupili się na analizie różnych strategii komunikacji władzy monetarnej z otocze- niem; Ehrmann, Fratzscher (2005b), analizujące przewidywalność decyzji władzy  monetarnej w zależności od zróżnicowania opinii zawartych w wypowiedziach  i komentarzach, a także od częstotliwości ich publikowania, oraz praca Kohn,  Sack (2003), badająca wpływ różnych form komunikacji FOMC z otoczeniem.

Jak wspominano, w niniejszym artykule zastosowa- no metodę analizy zdarzeń opartą na analizie statystycz- nej ponadnormalnych stóp zwrotu

. Metodę tę wykorzy- stuje  się  głównie  wobec  rynku  akcji,  ale  można  ją  sto- sować  również  do  rynku  analizowanych  instrumentów  (Ziarko-Siwek  2005,  s.  94).  W literaturze  można  zna- leźć wiele przykładów zastosowania tej metody dla ryn- ków stopy procentowej i rynków pieniężnych

. Należy  jednocześnie podkreślić, że badana w analizie zdarzeń hi- poteza zerowa brzmi: upublicznienie wypowiedzi czy ko-

powyższej hipotezy będzie jednocześnie świadczył, że nie  ma przesłanek by odrzucić hipotezę o półsilnej efektywno- ści badanego rynku w sensie informacyjnym. Jednocześnie  zostanie  więc  zbadana  druga  z hipotez  sformułowanych  w niniejszym badaniu.

W pierwszym  kroku  analizy  zdarzeń  dokładnie  zde- finiowano analizowane wydarzenie – wypowiedź bądź ko- mentarz członka RPP – oraz wybrano źródło danych: Ser- wis Ekonomiczny PAP. Wybrano również instrumenty, któ- rych reakcje zostaną przebadane (kontrakty FRA: 1X2, 2X3,  1X4,  2X5  oraz  dwu-  i pięcioletnie  swapy  procentowe). 

Skonstruowano  również  bazę  komentarzy  i wypowiedzi  członków RPP. Następnie wybrano model normalnych stóp  zwrotu  i ustalono  parametry  okna  estymacji  i okna  zda- rzenia. W analizie wykorzystano parametryczne i niepara- metryczne statystyczne testy istotności. Dobrano je tak, aby  reprezentowały różne rodzaje i kategorie testów.

Głównym  celem  niniejszego  badania  jest  analiza  możliwości oraz skuteczności oddziaływania wypowie- dzi  i komentarzy  członków  Rady  Polityki  Pieniężnej  dotyczących  przyszłych  decyzji  w sprawie  wysokości  stóp procentowych na ceny instrumentów finansowych,  a także kształtowania oczekiwań podmiotów ekonomicz- nych. Kolejnym celem jest sformułowanie wniosków co  do występowania wpływu i jego siły, a także odpowiedź  na pytanie czy wypowiedzi i komentarze są cennym źró- dłem  informacji  dla  uczestników  rynku.  Opierając  się  na  przedstawionej  w  niniejszym  badaniu  argumentacji  i wnioskowaniu,  będzie  można  stwierdzić,  czy  ana- lizowane informacje wpływają na zwiększenie przejrzy- stości i wiarygodności polityki monetarnej, a także prze- widywalności  decyzji  dotyczących  stóp  procentowych. 

Będzie można również stwierdzić, czy uzupełniają one  instrumentarium  NBP.  Jak  wspominano,  zostanie  zba- dana  hipoteza  o półsilnej  efektywności  w sensie  infor- macyjnym  rynków  analizowanych  instrumentów.  Ana- liza  zostanie  przeprowadzona  bez  uwzględnienia  ocen  przypisanych  komentarzom  i wypowiedziom,  jak  rów- nież z ich uwzględnieniem.

9  Bliższy opis zastosowanej metody znajduje się w drugiej części niniejszego  badania, a także w pracach Brown, Warner (1985); Campbell et al. (1996).

10  Hand et al. (1992); Kaketsis, Sarantis (2004); Ziarko-Siwek (2004; 2005).

Otrzymane  wyniki  wykazały,  że  dla  kontraktów  FRA 1X2 i FRA 2X3 nie odnotowano istotnych i zdecy- dowanie  potwierdzonych  reakcji.  Dla  długiego  odcinka  krzywej dochodowości (swapy procentowe) wykryto nie- liczne reakcje (tylko dla analizy z uwzględnieniem kla- syfikacji  wypowiedzi),  jednak  uznano  je  za  nieistotne. 

W związku tym nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy  o półsilnej  efektywności  w sensie  informacyjnym  ryn- ków  wyżej  wymienionych  instrumentów.  Świadczy  to  o bardzo  ograniczonej  możliwości  wpływu  RPP  za  po- mocą  komentarzy  i wypowiedzi  na  ceny  instrumen- tów  i oczekiwań  w horyzontach  czasowych  tych  in- strumentów. W przypadku FRA 1X2 i FRA 2X3 pewien  wpływ  na  wnioski  może  mieć  sygnalizowana  w części  opinii  nieznacznie  mniejsza  płynność  na  rynkach  tych  dwóch instrumentów. Wyniki dotyczące reakcji swapów  procentowych  świadczą  o wiarygodności  polityki  mo- netarnej.  Istotną  statystycznie  reakcję  zidentyfikowano  dla kontraktów FRA 1X4 i FRA 2X5. Na podstawie tych  reakcji należy odrzucić hipotezę o półsilnej efektywno- ści w sensie informacyjnym rynków tych instrumentów. 

Są one przesłankami by stwierdzić, że wypowiedzi i ko- mentarze  członków  RPP  wpływają  na  ceny  instrumen- tów i kształtują oczekiwania, jednak nie we wszystkich  horyzontach. 

Szczegółowa  analiza  przedstawiona  w niniejszym  artykule

  ukazuje  wyniki  stanowiące  przesłanki,  po- zwalające  stwierdzić,  że  analizowane  informacje  dają  RPP możliwość kształtowania cen instrumentów i ocze- kiwań. Co więcej, wpływa pozytywnie na przejrzystość  i wiarygodność  polityki  monetarnej,  a także  na  prze- widywalność decyzji RPP co do stóp procentowych. Jed- nocześnie uzupełnia on instrumentarium RPP.

Struktura  niniejszego  artykułu  jest  następująca. 

W drugiej części opisano kolejne kroki zastosowanej ana- lizy zdarzeń. Przedstawiono dobór danych, konstrukcję  bazy wypowiedzi i komentarzy, wybór parametrów ana- lizy zdarzeń oraz zastosowane testy statystyczne. W czę- ści  trzeciej  zaprezentowano  uzyskane  wyniki  i sfor- mułowane na ich podstawie wnioski, a także omówiono  je  na  tle  literatury  przedmiotu.  W podsumowaniu  syn- tetycznie opisano badanie i zawarto końcowe wnioski.

2. Konstrukcja badania wpływu wypowiedzi członków Rady Polityki Pieniężnej na krzywą dochodowości

2.1. Określenie zdarzenia, wybór danych źródłowych oraz konstrukcja bazy wypowiedzi

W związku  z dużą  liczbą  kanałów  przekazywania  in- formacji i treści przez NBP i RPP wybrano jeden rodzaj  informacji  i przeanalizowano  tylko  wypowiedzi  i ko- mentarze członków RPP. Przyczynił się do tego fakt, że 

  Została ona zawarta w części trzeciej artykułu oraz w podsumowaniu.

takie wypowiedzi bardzo ułatwiają przewidywanie przy- szłych  decyzji  monetarnych  i kształtowaniu  oczekiwań  (Issing  2005).  Co  więcej,  są  one  instrumentem  bardzo  elastycznym i szybko reagują na zmieniające się warunki  na rynkach finansowych i stan gospodarki.

Pierwszym etapem badania był wybór źródła wypo- wiedzi i komentarzy członków Rady Polityki Pieniężnej. 

Przy wyborze brano pod uwagę następujące kryteria: jak  najkrótszy okres od wygłoszenia komentarza do momen- tu  jego  opublikowania  w serwisie,  odbiorców  danego  środka  przekazu  –  informacje  powinny  docierać  rów- nież do bezpośrednich uczestników rynku, a ich liczba  powinna  być  w przybliżeniu  stała  w badanym  okresie. 

Prezentacja publikowanych informacji powinna być wy- standaryzowana. Fakt wykorzystywania informacji z in- nych  źródeł  uznawano  za  pozytywną  cechę.  Powyższe  kryteria najlepiej spełnia Serwis Ekonomiczny PAP

.

Kolejnym  etapem  badania  było  skonstruowanie  bazy  wypowiedzi  i komentarzy  członków  RPP.  Prze- analizowano  wypowiedzi  i komentarze  za  okres  od  25  lutego  2004  r.  do  28  marca  2007  r.  Wybór  okresu  ba- dawczego jest uzasadniony faktem, że właśnie 25 lutego  2004 r. odbyło się pierwsze posiedzenie RPP w nowym  składzie

.  Wybierając  taki  okres  badawczy,  uniknięto  sytuacji,  w której  zróżnicowanie  wyników  badania  by- łoby skutkiem zmian w składzie RPP, a nie zmiany efek- tywności rynku

. 

Pierwotna  baza  zawierająca  wszystkie  komentarze  i wypowiedzi  członków  RPP  opublikowane  w Serwisie  Ekonomicznym  PAP  została  poddana  selekcji.  Pierw- szym  krokiem  było  pozostawienie  w bazie  danych  tyl- ko  pierwszej  wiadomości  o wypowiedzi  członka  RPP  oraz tych, które odnosiły się bezpośrednio do przyszłych  decyzji,  a nie  tylko  tłumaczyły  poprzednie  posunięcia  RPP. Podobny zabieg zastosowano w badaniu Ehrmanna  i Fratzschera (2005a, s. 12). Po tym etapie baza zawierała  370 komentarzy.

Następnym krokiem w konstrukcji bazy była ocena  i klasyfikacja każdej wypowiedzi. Dokonano tego w spo- sób  podobny  do  zaprezentowanego  w pracy  Rozkrut  et  al.  (2007).  Tabela  1  przedstawia  sytuacje,  w których  nadawane były dane wartości (oceny)

.

Jeżeli  któryś  z ocenianych  elementów  występował  w danej  wypowiedzi,  przypisywana  była  jej  odpowied- nia  wartość.  Aby  wyeliminować  subiektywizm,  skla-

  Optymalną sytuacją byłoby korzystanie z kilku serwisów internetowych, tak  jak czynili to autorzy innych badań (Rozkrut et al. 2007). Możliwość uzyskania  dostępu do historycznych baz wiadomości oraz publikowanie informacji głów- nie dotyczących Polski spowodowały jednak, że autor wybrał Serwis PAP.

 RPP w składzie: Leszek Balcerowicz, Jan Czekaj, Dariusz Filar, Stanisław  Nieckarz,  Marian  Noga,  Stanisław  Owsiak,  Mirosław  Pietrewicz,  Andrzej  Sławiński, Halina Wasilewska−Trenkner, Andrzej Wojtyna.

  W badanym okresie nastąpiła zmiana jednego z członków – od 10 stycznia  2007 r. na miejsce Leszka Balcerowicza przewodniczącym Rady został wybra- ny Sławomir Skrzypek. Zanotowano tylko trzy wypowiedzi Sławomira Skrzyp- ka w pierwotnej bazie i żadnej w bazie wyjściowej po selekcji, więc trudno  przypuszczać, aby ta zmiana mogła mieć istotny wpływ na wyniki.

  Autor udostępni zainteresowanym szczegółową klasyfikację wypowiedzi  i komentarzy.

syfikowano jedynie te wypowiedzi, co do których autor  nie miał żadnych wątpliwości, jeżeli chodzi o ich prze- kaz i zawartość; pojawienie się wątpliwości dyskwalifi- kowało daną wypowiedź

. 

Następnie wykluczono wszystkie wypowiedzi, któ- re  nic  nie  mówiły  o skłonności  do  zmiany  bądź  utrzy- mania  poziomu  stóp  procentowych

,  a także  te,  które  nastąpiły w dniu ogłoszenia decyzji RPP w sprawie wy- sokości stóp procentowych. Dokonano tego w celu unik- nięcia  zaburzenia  wyników  badania  przez  wpływ  de- cyzji RPP.

W celu  jeszcze  dokładniejszego  wyeliminowania  subiektywizmu  porównano  przypisane  oceny  z komen- tarzami do wypowiedzi członków RPP prezentowanymi  przez  zespół  analityków  ekonomicznych  Banku  Za- chodniego  WBK  na  łamach  miesięcznego  raportu  eko- nomicznego  „MAKROskop”.  Weryfikacja  ta  objęła  oko- ło  75%  wypowiedzi,  które  do  tego  momentu  pozostały  w bazie.  W nielicznych  przypadkach  stwierdzono  roz- bieżności,  jednak  zdarzało  się  to  bardzo  rzadko  i do- tyczyło  głównie  niezidentyfikowania  dodatkowego  ele- mentu wypowiedzi, co zostało skorygowane.

Następnie komentarzom, które miały miejsce po za- mknięciu rynku, przypisano godzinę najbliższego otwar- cia  rynku

.  Opisany  zabieg  został  zastosowany  dla  10  komentarzy. Ponieważ w badaniu przyjęto dzienną czę- stotliwość danych dotyczących notowań analizowanych  instrumentów,  dla  wypowiedzi  występujących  jednego  dnia  skonstruowano  łączną  ocenę.  Ocena  ta  była  rów- na  przeważającej  ocenie  występujących  w danym  dniu  komentarzy.  W przypadku  gdy  występowała  taka  sama  liczba  różnych  ocen,  starano  się  znaleźć  (m.in.  za  po- mocą  „MAKROskopu”  BZWBK)  ten  komentarz,  który  w danej  sytuacji  mógł  mieć  większy  wpływ  na  uczest- ników rynku i jego ocenę przypisywano ocenie łącznej. 

Ostatnia z opisanych sytuacji wystąpiła tylko 11 razy na  213 obserwacji w wyjściowej bazie.

16  Ze wszystkich wypowiedzi i komentarzy, co do których wystąpiły wątpli- wości, zdecydowana większość i tak zostałaby usunięta na podstawie kryteriów  przedstawionych w dalszej części analizy. Tylko sześć wypowiedzi usunięto je- dynie z powodu wątpliwości co do ich interpretacji. W związku z tym można  uznać, że nie zostało wprowadzone dodatkowe zaburzenie.

17  Decyzję o wykluczeniu wypowiedzi dotyczących tylko kursu walutowego  czy perspektywy gospodarczej podjęto po analizie wyników badania Rozkrut et  al. (2007), w którym nie otrzymano statystycznie istotnego wpływu takich wy- powiedzi na żaden z segmentów krzywej dochodowości. 

18  Przyjęto przybliżoną godzinę otwarcia rynku na 8⁰⁰ i zamknięcia rynku na  17^. 

Dzięki  zastosowaniu  wyżej  opisanych  kryteriów  klasyfikację  wypowiedzi  i komentarzy  można  uznać  za  prawidłową,  a ich  ocena  pokrywa  się  z oceną  uczest- ników rynku. Tabela 2 pokazuje liczbę wypowiedzi po- szczególnych członków RPP.

Największą  część  komentarzy  i wypowiedzi  na- leżących do skonstruowanej bazy stanowiły komentarze 

„jastrzębie” (49,8%), drugą co do liczebności grupą by- ły komentarze „gołębie” (29,1%), najmniej występowało  komentarzy  neutralnych  (21,1%).  Rozkład  komentarzy  i wypowiedzi oraz wysokość stopy referencyjnej przed- stawia wykres 1.

W poniższym  badaniu  zastosowano  analizę  reakcji  wybranych segmentów krzywej dochodowości. Segmenty  analizowanej krzywej zostały dobrane tak, aby każdy z od- cinków  krzywej  był  reprezentowany  w badaniu.  Wybór  poszczególnych  segmentów  krzywej  jest  standardowym  podejściem w literaturze (Rozkrut et al. 2007; Ehrmann,  Fratzscher  2005a;  Ziarko-Siwek  2004;  2005).  Do  analizy  zostały wykorzystane kontrakty FRA 1X2, 2X3, 1X4, 2X5,  –  tworzące  krzywą  forwardową  –  oraz  reprezentujące  krzywą  swapową  −  dwu-  i pięcioletni  swap  procentowy  (IRS 2Y i IRS 5Y)

. Można stwierdzić, że rynki wszyst- kich  wybranych  instrumentów  są  bardzo  płynne  i roz-

19  W niniejszym badaniu analiza i wyniki są odnoszone do jednej krzywej zło- żonej z dwóch wcześniej wymienionych. Zgodnie z tym krzywa forwardowa sta- nowi krótki odcinek analizowanej krzywej, a krzywa swapowa – długi, nie wy- odrębniano odcinka środkowego.

Tabela 1. Zestawienie ocen przypisywanych wypowiedziom członków RPP w zależności od ich treści

Treść wypowiedzi Ocena Treść wypowiedzi Ocena Treść wypowiedzi Ocena

Skłonność do podwyżki stóp, komen-

tarz „jastrzębi”  Poprawa perspektywy go-

spodarczej  Przejaw niedowartościowanego kur-

su złotego 

Skłonność do pozostawienia stóp na  poprzednim poziomie, komentarz neu-

tralny 0 Perspektywa gospodarcza bez 

zmian 0 Kurs złotego w przybliżeniu równy 

kursowi równowagi 0

Skłonność do obniżki stóp, komentarz 

„gołębi” -1 Pogorszenie perspektywy go-

spodarczej -1 Przejaw przewartościowanego kur-

su złotego -1

Źródło: opracowanie własne.

Tabela 2. Liczba wypowiedzi członków RPP w okresie od 25 lutego 2004 r. do 28 marca 2007 r. zawartych w wyjściowej bazie

Członkowie RPP Liczba wypow-

iedzi Członkowie RPP Liczba wypow- iedzi Komentarze łączone 59 Stanisław Nieckarz 

Halina Wasilewska-

Trenkner  Andrzej Wojtyna 8

Dariusz Filar 28 Stanisław Owsiak 8

Mirosław Pietrewicz 18 Leszek Balcerowicz 7

Jan Czekaj  Sławomir Skrzypek 0

Andrzej Sławiński 

Marian Noga  Średnia* ,

* Średnia została obliczona z liczby komentarzy, które mogą być przypisane  wyłącznie konkretnej osobie.

Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Serwisu Ekonomicznego  PAP.

winięte

.  W związku  z tym  każda  znaczna  reakcja  ryn- ku  powinna  być  odzwierciedlona  w zmianie  cen.  W ce- lach kontrolnych i porównawczych poddano analizie za- równo ceny kupna, sprzedaży, jak i średnie arytmetyczne  dwóch  poprzednich  cen.  Przeanalizowano  wpływ  wy- powiedzi  i komentarzy  na  każdy  instrument  oddzielnie. 

Jest  to  zgodne  z podejściem  wykorzystywanym  w ba- daniach omawianych w pierwszej części artykułu.

W badaniu  zastosowano  dane  dzienne  (ceny  za- mknięcia). Spowodował to fakt, że zastosowanie danych 

Zastosowanie  danych  o częstości  mniejszej  niż  dzien- na  powoduje  pojawienie  się  pewnych  komplikacji.  Co  więcej  –  niejasne  są  korzyści  z ich  zastosowania  (Mac- Kinlay  1997,  s.  35)

.  Jednocześnie  należy  podkreślić,  że w większości badań bezpośrednio dotyczących efek- tywności  rynków  instrumentów  dłużnych  czy  ana- lizujących  wpływ  wypowiedzi  członków  RPP  lub  ich  odpowiedników dla innych krajów wykorzystuje się da- ne  dzienne  (Ehrmann,  Fratzscher  2005a;  Rozkrut  et  al. 

2007;  Ziarko-Siwek  2004;  Haldane,  Read  1999).  Dane  wykorzystane w niniejszym badaniu pochodziły z Agen- cji  Informacyjnej  Reuters  i obejmowały  taki  sam  okres,  za który gromadzono komentarze.

2.2. Obliczenie ponadnormalnych stóp zwrotu

Ponadnormalne  stopy  zwrotu  są  obliczane  jako  róż- nica  między  rzeczywistymi  rynkowymi  stopami  zwro- tu  a normalnymi  (oczekiwanymi)  stopami  zwrotu.  Na 

20  Według części opinii dotyczących rynków FRA 1X2 i FRA 2X3 instrumenty  te mogą się cechować nieznacznie mniejszą płynnością niż rynki pozostałych  analizowanych instrumentów.

  Komplikacje zostały szerzej opisane w pracy Barclay, Litzenberger (1987). Im  bardziej zawężone są interwały, tym więcej zdarza się przypadków, że dany in- strument wykazuje zerowe obroty w którymś z interwałów. Utrudnia to oblicze- nie stóp zwrotu z instrumentów pomiędzy interwałami oraz osłabia poprawność  wyników testów statystycznych. Zaproponowane rozwiązania tego problemu  prowadzą do kolejnych komplikacji bądź są skomplikowane i czasochłonne.

potrzeby  niniejszego  badania  w celu  uzyskania  nor- malnych stóp zwrotu wybrano model stałej średniej sto- py zwrotu

. W modelu tym obliczana jest średnia stopa  zwrotu  (w niniejszym  badaniu  geometryczna

)  dla  za- danego  okresu.  Średnia  ta  przedstawia  normalną  stopę  zwrotu. Postać tego modelu przedstawiają poniższe rów- nania (MacKinlay 1997, s. 17):

R_iτ

=

ζ

E( ζ

ζ

gdzie:

μi −  średnia  geometryczna  obliczona  dla  danego 

okna estymacji, dla instrumentu i,

Ri

τ −  rzeczywiście  występująca  na  rynku  stopa  zwrotu dla instrumentu i w czasie  τ ,

ζ

τ

τ , mający  wartość  oczekiwaną  równą  zero  oraz  wa- riancję równą σ

Model stałej średniej stopy zwrotu został również  użyty  w badaniu  Chan-Lau  (2001),  Kaketsis,  Sarantis  (2006),  Brown,  Warner  (1980)  oraz  Ahern  (2006). 

W przypadku rynku stóp procentowych występuje po- ważne  utrudnienie,  które  drastycznie  ogranicza  licz- bę  potencjalnych  modeli.  „Dla  rynku  akcji,  jako  nor- malną  stopę  zwrotu,  można  wykorzystywać  na  przy- kład indeksy giełdowe czy też różne modele rynku ka- pitałowego (np. CAPM). Dla rynku stóp procentowych  trudno jest znaleźć analogiczną do, np. WIG-u, stopę  zwrotu, która mogłaby stanowić podstawę do porów- nywania i być traktowana jako normalna stopa zwro- tu” (Ziarko-Siwek 2004, s. 44). Cechy charakterystycz- ne,  wymaganie  zastosowania  stopy  zwrotu  indeksu  rynkowego bądź znaczne komplikacje ze stosowaniem  wykluczyły  również  wykorzystanie  trójczynnikowego  modelu  Famy  i Frencha,  czteroczynnikowego  modelu  Carharta, modelu rynkowego czy modelu APT. Na ko- rzyść modelu stałej średniej stopy zwrotu przemawia  opinia  autorów  pracy  Campbell  et  al.  (1996),  którzy  twierdzą: ”Wydaje się, iż nie ma dobrego powodu, dla  którego  warto  byłoby  stosować  model  ekonomiczny  zamiast  modelu  statystycznego  w analizie  zdarzeń” 

(s.  157)

.  Również  Brown  i Warner  (1980)  dochodzą 

  Zastosowanie modelu stałej średniej stopy zwrotu wymaga spełnienia pew- nych założeń. Założenie o stałości rozkładu i niezależności zmiennej w więk- szości badań typu test zdarzeń jest przyjmowane standardowo i nie analizuje się  go. Również w niniejszym badaniu nie jest ono analizowane. Zbadano założenie  o normalności rozkładu stóp zwrotu. Jest ono spełnione dla większości analizo- wanych instrumentów. Dane dotyczące rynków finansowych bardzo często nie  mają rozkładu normalnego, nie jest to więc istotna anomalia w stosunku do sy- tuacji zazwyczaj opisywanej w literaturze. Z powodu dużej objętości nie pre- zentowano szczegółów badania spełnienia założeń; autor udostępni je wszyst- kim zainteresowanym.

   Stopy  zwrotu  są  obliczane  jako  iloraz  kwotowań  (stóp  procentowych)  z dwóch sąsiadujących dni. Średnia geometryczna jest obliczana oddzielnie dla  ustalonych wcześniej okresów otaczających dane wydarzenie, zwanych oknami  estymacji – opis okna estymacji znajduj się w dalszej części artykułu.

  Do modeli ekonomicznych zalicza się model CAPM, APT, trójczynnikowy  model Famy i Frencha, a także czteroczynnikowy model Carharta. Modelem sta- tystycznym jest model stałej średniej stopy zwrotu.

3,5 4,0 4,5 5,0 5,5 6,0 6,5 7,0%

04-02-25 04-03-30 04-05-05 04-06-08 04-07-13 04-08-16 04-09-17 04-10-21 04-11-26 04-12-30 05-02-02 05-03-08 05-04-12 05-05-17 05-06-21 05-07-25 05-08-29 05-09-30 05-11-04 05-12-09 06-01-13 06-02-16 06-03-22 06-04-26 06-06-01 06-07-06 06-08-09 06-09-13 06-10-17 06-11-21 06-12-27 07-01-31 07-03-06 -2 -1 0 1 2

Stopa referencyjna, skala lewa Wypowiedzi, skala lewa

Wykres 1. Zmienność stopy referencyjnej NBP oraz odnotowane wypowiedzi

członków RPP w okresie od 25 lutego 2004 r.

do 28 marca 2007 r.

Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Serwisu Ekonomicznego PAP oraz strony http://www.nbp.pl/Dzienne/Stopy_procent.html

-1 0 1 2 dzień zdarzenia

dni ogłoszenie decyzji

RPP ogłoszenie decyzji

RPP

okno zdarzenia okno estymacji t=1

τn=1 τn=2 τn=j

t=2 L

t=3 t=4

do wniosku, iż wyniki uzyskane za pomocą tego mo- delu są bardzo podobne do otrzymanych w wyniku za- stosowania innych wymienionych modeli

2.3. Ustalenie okna estymacji i okna zdarzenia

W niniejszym  badaniu  zastosowano  okno  estymacji

, które  obejmuje  wszystkie  dni  robocze  między  dniem  ogłoszenia  decyzji  RPP  dotyczącej  stóp  procentowych,  poprzedzającej daną wypowiedź a dniem ogłoszenia de- cyzji  następującej  po  danej  wypowiedzi  (por.  schemat  1).  Wszystkie  wypowiedzi  występujące  pomiędzy  da- nymi  dwoma  dniami  ogłoszeń  decyzji  przez  RPP  mają  wspólne okno estymacji. Długość okna waha się od mi- nimalnej  wartości  14  dni  do  maksymalnej  29,  średnio  okno estymacji składa się z około 20 dni. 

Powyższy  wybór  spowodowała  specyfika  analizowa- nych rynków. Obliczanie normalnych stóp zwrotu w okre- sie dłuższym niż okres pomiędzy posiedzeniami RPP po- wodowałoby, że normalne stopy zwrotu byłyby zaburzone  oddziaływaniem  zmiany  wysokości  stóp  procentowych  przez  RPP.  Dzięki  przyjęciu  zaproponowanego  okna  es- tymacji  warunki  obliczania  normalnych  stóp  zwrotu  są  w miarę stałe. Aby jeszcze bardziej ograniczyć wpływ de- cyzji RPP, z okna estymacji wykluczono dni posiedzeń.

Do okna estymacji zazwyczaj nie włącza się okresu  wokół zdarzenia i samego zdarzenia. W tym badaniu wy- darzenia i dni bezpośrednio je otaczające siłą rzeczy zo- stały włączone do okresu estymacji. Eliminacja tych wy- darzeń,  dla  których  okna  estymacji  nakładałyby  się  na  okna  estymacji  innych  wydarzeń,  doprowadziłaby  do  usunięcia  wszystkich  obserwacji.  Z kolei  zmniejszanie  okna tak, aby utrzymać liczebność próby pozwalającą na  wyciągnięcie  poprawnych  wniosków,  spowodowałaby,  że  okno  estymacji  liczyłoby  tylko  dwa  –  trzy  dni.  Ob- liczenie  parametrów  modelu  normalnych  stóp  zwrotu  dla tak krótkiego okresu mija się z celem. Pozostawiono  więc  pierwotnie  przyjęte  okno  estymacji.  Będzie  ono  uśredniało reakcje rynku oraz zwykłe wahania, co przy  przeprowadzaniu testów istotności spowoduje, że zosta- ną zidentyfikowane istotne i ewidentne reakcje. Co wię- cej, zastosowanie okna estymacji wykorzystującego dni  po wydarzeniu powoduje redukcję błędów w obliczaniu  normalnych stóp zwrotu (Ahern 2006).

Jeżeli chodzi o okno zdarzenia

, to w niniejszym ar- tykule przyjęto, że jedno z okien w pracy Bajo (2005) bę- dzie  się  składało  z czterech  dni:  dnia  poprzedzającego  zdarzenie, z zdarzenia i dwóch dni następujących po nim. 

Wybór  taki  jest  zgodny  ze  specyfiką  badanego  wydarze- nia, którym jest wypowiedź członka RPP. Ważnym ogra- niczeniem  przy  wyborze  okna  zdarzenia  jest  stosowana 

   Okno  estymacji  jest  ustalonym  okresem,  umiejscowionym  na  osi  czasu  względem analizowanego zdarzenia. Dla okresu tego obliczane są parametry mo- delu normalnych stóp zwrotu.

26  Okno zdarzenia jest to okres bezpośrednio otaczający badane zdarzenie. Do  okresu tego włącza się również dzień (dla danych dziennych), w którym nastą- piło zdarzenie.

we  wszystkich  przytaczanych  badaniach  zasada,  na- kazująca wybór takiego okna zdarzenia, przy którym żad- ne z ustalonych okien nie będzie pokrywało się z innym. 

Jeżeli na dane okno nakłada się inne okno zdarzenia, wte- dy obydwie obserwacje należy wykluczyć z badania. Wy- brane  okno  zdarzenia  jest  kompromisem  pomiędzy  dłu- gością  analizowanego  okresu  a liczebnością  próby.  Po  zastosowaniu  tego  okna  liczebność  próby  spadła  z wyj- ściowych 213 komentarzy do 71. Spadek ten został spo- wodowany również faktem wyłączania tych wypowiedzi,  których okno zdarzenia zawierało dzień ogłoszenia decy- zji RPP. Każde zwiększenie okna zdarzenia skutkowałoby  jeszcze większym obniżeniem ich liczby. Z drugiej strony  zmniejszanie okna zawęziłoby analizę do mniejszej liczby  dni, co spowodowałoby zmniejszenie wiarygodności koń- cowych wniosków spowodowane spadkiem mocy testu.

Wszystkie decyzje dotyczące konstrukcji tego bada- nia były podejmowane ze świadomością istnienia dwóch  przeciwnych efektów. Przeprowadzając badanie, wypra- cowano pomiędzy nimi kompromis. Z jednej strony sta- rano się zdekomponować wpływ czynników i wykluczyć  te, które nie będą poddawane bezpośredniej analizie

.  Z drugiej  strony  świadomość  dużego  spadku  mocy  te- stów statystycznych spowodowała, że postanowiono nie  przeprowadzać  dalszej  dekompozycji  wpływu  innych  czynników, gdyż mogłoby to w najgorszym wypadku wy- eliminować wszystkie wypowiedzi bazy, a w najlepszym 

−  mocno  osłabić  wartość  statystyczną  i poprawność  wniosków. Schemat 1 przedstawia okno estymacji i zda- rzenia wykorzystane w niniejszym badaniu.

2.4. Statystyczne testy istotności

Na  ostatnim  etapie  wybrano  i przeprowadzono  sta- tystyczne  testy  istotności.  W dużej  części  badań  (Bajo  2005; Ahern 2006; Corrado, Zivney 1992) wykorzystuje 

27  Dokładny opis kolejnych kroków dekompozycji znajduje się w części 2.1. Do  działań mających na celu dekomponowanie wpływu różnych czynników można  też zaliczyć wykluczenie z okien estymacji dni ogłoszeń decyzji RPP i pozosta- wienie w bazie jedynie tych wypowiedzi, których okna zdarzeń nie pokrywają  się z oknami zdarzeń innych wypowiedzi i dniami posiedzeń RPP.

Schemat 1. Graficzny obraz przyjętego okna estymacji i okna zdarzenia

gdzie:

t – kolejny dzień okna zdarzenia dla danego wydarzenia τn – kolejny dzień okna estymacji dla danego wydarzenia L – długość okna estymacji (4 dni)

Źródło: opracowanie własne.

się kilka testów. Najczęściej są to trzy bądź cztery testy  (Corrado, Zivney 1992; Ahern 2006), bywają też prace  wykorzystujące sześć testów (Kolari, Pynnönen 2005; 

Boehmer  et  al.  1991),  jednocześnie  autor  nie  spotkał  się z pracą opierającą się na więcej niż dziesięciu te- stach. Widać więc, że korzystanie z większej liczby te- stów nie wydaje się być uzasadnione. W związku z po- wyższym w niniejszym artykule zastosowano dziesięć  testów,  wychodząc  również  z założenia,  że  takie  po- dejście uwiarygodni i pogłębi przeprowadzaną analizę  oraz  zwiększy  wartość  wyciąganych  wniosków

.  Co  więcej, użyte zostały różnorodne testy reprezentujące  różne grupy i typy testów, zarówno parametryczne jak  i nieparametryczne. Za pomocą wszystkich podanych  testów zostanie zbadana hipoteza zerowa, że dane wy- darzenie  nie  ma  wpływu  na  rozkład  stóp  zwrotów  z danego  instrumentu  (oczekiwane  ponadnormalne  zwroty wynoszą zero)

. W przypadku odrzucenia hi- potezy  zerowej  można  stwierdzić,  że  istnieją  prze- słanki  odrzucenia  hipotezy  o półsilnej  efektywności  informacyjnej  rynku  badanego  instrumentu.  Przy  du- żej płynności i szybkości zawierania transakcji na ryn- kach  badanych  instrumentów  reakcja  statystycznie  istotna już w ciągu jednego dnia jest podstawą do od- rzucenia hipotezy o efektywności rynku. 

Opisane  poniżej  testy  zastosowano  do  badania  reakcji  kwotowań  na  komentarze  członków  RPP  bez  uwzględnienia  ocen  przypisanych  komentarzom  oraz  z ich  uwzględnieniem.  Analiza  z uwzględnieniem  ocen  powoduje  jednak  zmniejszenie  liczebności  badanych  prób.  W konsekwencji  może  się  zmniejszyć  moc  stoso- wanych testów, co jednak nie dyskredytuje wyciąganych  wniosków.

W badaniu wykorzystane zostały zarówno testy pa- rametryczne, jak i nieparametryczne. Stosowanie testów  z tych  dwóch  grup  jest  standardową  praktyką  w więk- szości  badań  wykorzystujących  analizę  zdarzeń.  „Za- zwyczaj testy nieparametryczne nie są stosowane w izo- lacji,  lecz  wspólnie  z testami  parametrycznymi.  Włą- czenie testów nieparametrycznych zapewnia odporność  wniosków  wyciągniętych  na  podstawie  testów  parame- trycznych” (Campbell et al. 1996, s. 172). Podobne wnio- ski można wyciągnąć na podstawie badania Campbella  i Wasley’a (1993).

Większość  parametrycznych  testów  istotności  zo- stała zmodyfikowana bądź stworzona na potrzeby prze- prowadzanych  analiz  zdarzeń.  Pierwszym  zastosowa- nym testem parametrycznym jest test (T

)

 o rozkładzie 

28  Powyższe testy są wykorzystywane w badaniach typu analiza zdarzeń, nie- które z nich z niewielkimi modyfikacjami są podstawą badań w wielu pracach.

29  Należy równocześnie pamiętać, że hipoteza zerowa w przeprowadzonych  poniżej testach jest przeciwna pierwszej hipotezie przyjętej w niniejszej ana- lizie, mówiącej, że wypowiedzi i komentarze członków RPP, odnoszące się do  przyszłych decyzji dotyczących wysokości stóp procentowych, mają statystycz- nie istotny wpływ na stopy zwrotów z analizowanych instrumentów.

30  Oznaczenia testów zostały nadane przez autora niniejszym artykule.

t-Studenta

  (Brown,  Warner  1985;  Ahern  2006)

.  Za- stosowanie  tego  testu  wymaga,  aby  średnie  ponadnor- malne stopy zwrotów były niezależne i aby miały iden- tyczny  rozkład  normalny.  W literaturze  istnieje  pogląd,  że  wyniki  tego  testu  należy  interpretować  ostrożnie,  gdyż  cechuje  się  on  mniejszą  mocą  niż  pozostałe  testy  (Ahern 2006). Jest on jednak podstawowym testem, czę- sto stosowanym w różnorodnych badaniach wykorzystu- jących metodę analizy zdarzeń. Często jest punktem od- niesienia dla innych testów. Dlatego został wykorzystany  również w poniższym badaniu. W kolejnych testach sto- suje się standaryzację ponadnormalnych stóp zwrotu. Do  grupy  tej  należą:  test  T

  (Patell  1976;  Kolari,  Pynnönen  2005), T

 (Corrado 1989; Corrado, Zivney 1992) oraz test 

 (Ahern 2006). Testy oparte na standaryzowanych po- nadnormalnych stopach zwrotu są, podobnie jak test T

, często stosowane w analizach zdarzeń. MacKinlay (1997)  sygnalizował takie podejście w swojej pracy i twierdził, że  może ono doprowadzić do zwiększenia mocy testów. Ba- dania (Ahern 2006; Boehmer et al. 1991; Campbell, Wa- sley 1993) potwierdzają, że moc takich testów jest więk- sza od mocy testu T

. Fakt ten jest jednym z powodów za- stosowania tego typu testów w niniejszym badaniu. Przy  stosowaniu testu T

 wymagane jest, aby standaryzowane  ponadnormalne  stopy  zwrotów  pochodzące  z okna  zda- rzenia  miały  rozkład  normalny.  W przypadku  testów  przeprowadzanych  dla  portfeli  złożonych  z różnych  in- strumentów  wymaga się też, żeby kowariancje pomiędzy  poszczególnymi  instrumentami  były  równe  zero

.  Test 

 oraz T

 wymagają spełnienia tych samych założeń. Po- nadnormalne  stopy  zwrotu  dla  danego  instrumentu  po- winny  mieć  rozkład  normalny.  Co  więcej:  w przypadku  badań opartych na analizie portfeli złożonych z różnych  instrumentów nie powinny być skorelowane z ponadnor- malnymi stopami zwrotu dla innych instrumentów

. 

W przypadku  wielu  rodzajów  wydarzeń  może  się  zdarzyć sytuacja, że w dniach otaczających wydarzenie  wzrasta wariancja ponadnormalnych stóp zwrotu. Zjawi- sko  to  może  zwiększyć  prawdopodobieństwo  popełnie- nia  błędu  pierwszego  rodzaju,  a także  zwiększać  praw- dopodobieństwo błędu drugiego rodzaju, a więc zmniej- szać  moc  testu  (Brown,  Warner  1985;  Corrado  1989)  w testach typu T

. Jak wykazało badanie symulacyjne 

  Wszystkie zastosowane w niniejszym badaniu parametryczne testy staty- stycznej istotności mają rozkład t-Studenta.

  Z powodu obszerności dokumentacji wszystkich testów statystycznych autor  nie przytacza dokładnego opisu przeprowadzenia testów wraz ze wzorami oraz  szczegółowych wyników testowania założeń. Informacje te zostaną udostępnio- ne wszystkim zainteresowanym osobom. Należy jednocześnie podkreślić, że  część założeń niezbędnych przy stosowaniu wykorzystanych testów statystycz- nych została spełniona dzięki oddzielnej analizie poszczególnych instrumentów. 

Badanie pozostałych założeń dla zdecydowanej większości instrumentów wy- kazało, że są one spełnione.

  Założenie to nie znajduje zastosowania w niniejszym badaniu, ponieważ  każdy instrument jest badany oddzielnie.

  Podobnie jak dla wcześniej analizowanego testu oddzielna analiza poszcze- gólnych instrumentów powoduje, że założenie to nie ma zastosowania w ni- niejszym badaniu.

 Statystyczne badanie istotności wzrostu wariancji w dniu wydarzenia nie  jest celem badawczym niniejszego badania. 

zawarte  w pracy  Boehmer,  Musumeci,  Poulsen  (1991),  test dostosowany do wzrostu wariancji cechuje się więk- szą  mocą  niż  test  T

.  Jednocześnie  w niektórych  przy- padkach ma on większą moc aniżeli test oparty na stan- daryzowanych  ponadnormalnych  stopach  zwrotu.  Ba- danie wykazało również, że dostosowanie testu do wzro- stu  wariancji  w przypadku,  gdy  nie  występuje  wzrost  wariancji, nie wpływa negatywnie na wiarygodność wy- ników. W związku z tym postanowiono wykorzystać for- mę testu (T

) dostosowaną do wzrostu wariancji przed- stawioną  w badaniu  Corrado  i Zivney’a  (1992).  Do  ce- lów  kontrolnych  i porównań  zastosowano  poprawkę  uodporniającą test na wzrost wariancji dla każdego dnia  okna  zdarzenia.  Test  ten  wymaga  spełnienia  tych  sa- mych założeń co w przypadku testu T

 oraz T

.

W celu  zwiększenia  odporności  wniosków  wyciąg- niętych na podstawie testów parametrycznych zastoso- wano również testy nieparametryczne. Jest to standardo- wa pratyka spotykana w większości badań typu analiza  zdarzeń.  W niniejszym  artykule  zastosowano  dwa  nie- parametryczne testy znaków T

 (Campbell et al. 1996)  oraz  T

  (Corrado,  Zivney  1992).  Wykorzystano  również  test rang T

 (Corrado, Zivney 1992). Do badania włą- czono również nieparametryczne statystyki znaków (T

) i rang (T

) z poprawką dotyczącą wzrostu wariancji po- nadnormalnych stóp zwrotu, zbliżoną do tej stosowanej  w teście  T

.  Dla  statystyk  T

i T

  w obliczeniach  dla  każdego dnia z okna zdarzenia oparto się na specjalnie  skonstruowanym szeregu ponadnormalnych stóp zwrotu  obliczonym dla oczekiwanego wzrostu wariancji w dniu  wydarzenia.

W przypadku testów nieparametrycznych nie ma wy- mogów przyjmowania założeń dotyczących cech oraz roz- kładu ponadnormalnych stóp zwrotu lub są one znacznie  mniejsze. Przy zastosowaniu testu T

 wymaga się, aby roz- kład ponadnormalnych stóp zwrotu był symetryczny. Co  więcej,  ponadnormalne  stopy  zwrotu  powinny  być  nie- skorelowane pomiędzy poszczególnymi instrumentami

.  Pozostałe testy nie wymagają spełnienia żadnych założeń  co do rozkładu ponadnormalnych stóp zwrotu.

Badania  symulacyjne  wykazują,  że  testy  niepara- metryczne  osiągają  większą  bądź  porównywalną  moc  w stosunku  do  testów  parametrycznych.  Na  podstawie  wyników badania Corrado, Zivney (1992) można stwier- dzić, że test znaków T

 ma podobną moc jak test oparty  na standaryzowanych ponadnormalnych stopach zwro- tu (w badaniu tym do porównania użyto testu T

). Z ko- lei test rang T

cechuje się większą mocą niż testy T

.  Autorzy badania zalecili użycie testu rang. Z kolei Ahern  (2006) wykazał, iż test znaków T

 i test rang T

 cechują  się  porównywalną  mocą,  ich  zastosowanie  daje  lepsze 

36  Wszystkie zastosowane nieparametryczne statystyki testowe mają asymp- totyczny rozkład standardowy normalny.

37  Test oparty na teście rangowanych znaków Wilcoxona.

38  Podobnie jak we wcześniej analizowanych testach założenie to dotyczy ana- lizy portfeli złożonych z różnych instrumentów, a więc nie ma zastosowania  w niniejszym badaniu ze wzglądu na jego konstrukcję.

rezultaty niż zastosowanie testów parametrycznych. Na  tej  podstawie  również  w niniejszym  badaniu  wykorzy- stano zarówno test znaków T

, jak i test rang T

. 

W przypadku  testu  znaków  z poprawką  dotyczącą  wzrostu wariancji w dniu wydarzenia (T

) można zauwa- żyć pewne zwiększenie mocy testu, lecz jest ono niewiel- kie.  Jednocześnie  wprowadzenie  poprawki  skutkuje  du- żym  zredukowaniem  prawdopodobieństwa  błędu  pierw- szego rodzaju. Test rang jest za to dość odporny na wzrost  wariancji  w dniu  zdarzenia,  nie  obserwuje  się  zwięk- szenia jego mocy po zastosowaniu poprawki. Można jed- nak zauważyć pewną redukcję prawdopodobieństwa błę- du pierwszego rodzaju (Corrado, Zivney 1992). Powyższe  cechy spowodowały, że do badania w celach kontrolnych  i porównawczych włączono statystyki znaków i rang uod- pornione  na  wzrost  wariancji  w dniu  wydarzenia.  Uczy- niono  to  również  w celu  przebadania,  jakie  będą  wy- niki statystyki testowej z danego dnia okna zdarzenia, uod- pornionej na wzrost wariancji w dniu zdarzenia.

3. Wyniki analizy wpływu wypowiedzi członków RPP na krzywą dochodowości

Wyniki i wnioski zaprezentowano oddzielnie dla analizy  bez uwzględnienia dokonanej wcześniej klasyfikacji ko- mentarzy i dla analizy z jej uwzględnieniem

.

3.1. Analiza wpływu wypowiedzi i komentarzy członków RPP bez uwzględniania przypisywanych ocen

3.1.1. Krótki odcinek krzywej dochodowości – kontrakty FRA: 1X2, 2X3, 1X4, 2X5

Analiza  wartości  zastosowanych  testów  statystycznych  dla  kontraktów  FRA  1X2  i FRA  2X3,  pokazuje,  że  ko- mentarze  i wypowiedzi  członków  RPP  w  zasadzie  nie  mają  istotnego  statystycznie  wpływu  na  rozkład  stóp  zwrotów  z tych  instrumentów.  Jedynie  dla  ceny  kupna  FRA 1X2 trzy (T, T, T) z dziesięciu zastosowanych te- stów wykazały istotną

 reakcję w dniu poprzedzającym  wypowiedź członka RPP. Dla kontraktu FRA 2X3 nie zi- dentyfikowano  żadnej  istotnej  statystycznie  reakcji

. 

39  Jak już wspominano, w niniejszym artykule wykorzystano również test zna- ków T6. Został on podany w pracy MacKinlay (1997) jako jeden z przykładów  testów nieparametrycznych. Ma inną konstrukcję niż test T7 i jako jedyny z za- stosowanych testów nieparametrycznych wymaga spełnienia założeń co do roz- kładu ponadnormalnych stóp zwrotu.

40  Sformułowania wobec efektywności badanych rynków dotyczą efektywności  ocenianej przez pryzmat analizowanego zdarzenia, a nie efektywności całkowi- tej, której zbadanie jest niemożliwe. Takie podejście w formułowaniu wniosków  jest zgodne z podejściem rozpowszechnionym w literaturze. Zaprezentowane  wnioski odnoszą się do przyjętego wcześniej okresu badawczego od 25 lutego  2004 r. do 28 marca 2007 r.

  W badaniu przyjęto 5-procentowy poziom istotności.

  Z powodu obszerności zestawienia wartości statystyk oraz wartości śred- nich ponadnormalnych stóp zwrotu dla poszczególnych cen analizowanych in- strumentów zestawienia te nie zostały zamieszczone w niniejszym artykule. In- formacje te zostaną udostępnione wszystkim zainteresowanych osobom.

Wyniki dla FRA 1X2 trudno porównać z przytaczanymi  wcześniej  badaniami,  ponieważ  nie  występuje  w nich  bezpośredni ani zbliżony odpowiednik tego instrumen- tu. Brak reakcji FRA 2X3 jest niespójny z wynikami ba- dań dla instrumentów o podobnym horyzoncie (Rozkrut  et al. 2007; Ehrmann, Fratzscher 2005a)

.

Na  podstawie  powyższej  analizy  nie  ma  podstaw  do  odrzucenia  hipotezy  o półsilnej  efektywności  rynku  kontraktów FRA 2X3 w sensie informacyjnym. W przy- padku  FRA  1X2  odnotowaną  reakcję  można  uznać  za  nieistotną,  choć  mniej  zdecydowanie  niż  w przypadku  FRA 2X3, również można stwierdzić, że nie ma podstaw  do odrzucenia hipotezy zerowej o półsilnej efektywności  rynku FRA 1X2 w sensie informacyjnym

.

Analizując  powyższe  wyniki  z punktu  widzenia  zdolności RPP do wpływania na ceny instrumentów fi- nansowych, można stwierdzić, że reakcje są na tyle sła- be bądź krótkotrwałe, że nie potwierdzają ich testy sta- tystyczne. Jednocześnie można byłoby wyciągnąć wnio- sek, że RPP nie ma znacznego wpływu na kształtowanie  oczekiwań  podmiotów  sektora  prywatnego  w najkrót- szym  horyzoncie.  Być  może  na  ceny  tych  instrumenty  wpływają głównie tradycyjne instrumenty polityki mo- netarnej. Sytuacja ta do pewnego stopnia może być też  skutkiem  sygnalizowanej  w części  opinii  nieznacznie  niższej płynności.

  W pracy Rozkrut et al. (2007) do analizy krótkiego końca krzywej dochodo- wości zastosowano stopy WIBOR o różnych horyzontach czasowych. Stopy te  zachowują się nieco inaczej niż kwotowania kontraktów FRA. Różnice te nie wy- kluczają jednak porównania wyników badania Rozkrut et al. (2007) i niniejszego  badania. Podobna sytuacja występuje w przypadku badania Ehrmanna i Fratz- schera (2005a). W związku z powyższym porównania zostały dokonane ze świa- domością istniejących różnic.

  Jak już wspominano, część badaczy sygnalizuje, że rynki FRA 1X2 i FRA  2X3 mogą cechować się nieznacznie mniejszą płynnością i wolumenem obrotów  niż rynki pozostałych analizowanych instrumentów. Skala wpływu tej cechy na  interpretację wyników nie powinna być zbyt duża, gdyż rynki wspomnianych  kontraktów FRA nie są w takim stopniu niepłynne, aby nie reagować na napły- wające informacje.

Z kolei  dla  kontraktu  FRA  1X4  cztery  statystyki  te- stowe  wykazały  istotną  statystycznie  reakcję  (T

,

).  Dla  rynku  FRA  2X5  istotną  reakcję  wykazały  do- datkowo testy T

oraz  T

. Wykrycie istotnych reakcji tego  segmentu  rynku  jest  zgodne  z przytaczanymi  wcześniej  badaniami:  Rozkrut  et  al.  (2007);  Ehrmann,  Fratzscher  (2005a).  Dla  rynków  obydwu  instrumentów  najwięcej  istotnych  statystycznie  reakcji  zanotowano  w dniu  opu- blikowania  wypowiedzi  danego  członka  RPP.  Istotne  re- akcje pojawiają się też dwa dni po dniu zdarzenia. Istotne  reakcje zostały zidentyfikowane zarówno dla cen kupna,  sprzedaży i średniej ceny. Jak pokazuje tabela 3, każdą zi- dentyfikowaną istotną reakcję (oprócz reakcji w dniu zda- rzenia dla ceny kupna FRA 1X4) potwierdzają co najmniej  dwa testy. Pod tym względem wyniki dla stóp zwrotu li- czonych  dla  poszczególnych  cen  można  uznać  za  spój- ne.  Jeżeli  chodzi  o rozbieżność  w obrębie  konkretnych  statystyk, to można je przypisać zmianom spreadów. Ich  analiza − dla kontraktów FRA 1X4 i FRA 2X5 − pokazała,  że szczególnie w pierwszej połowie badanego okresu ce- chowały  się  one  dużą  zmiennością,  co  może  tłumaczyć  zróżnicowanie wyników dla poszczególnych cen. 

Omówione powyżej wyniki pokazują, że należy od- rzucić  hipotezę  o półsilnej  efektywności  informacyjnej  rynku  badanych  instrumentów

.  Interpretacja  istot- nych  reakcji  w drugim  dniu  po  zdarzeniu  nie  jest  jednoznaczna.  Możliwe,  że  reakcja  ta  jest  wynikiem  wpływu czynników nieuwzględnionych i niezbadanych  w tym artykule

. Istotne statystyki testowe w dniu zda- rzenia  są  przesłankami  by  stwierdzić,  że  wypowiedzi  i komentarze  członków  RPP  dotyczące  przyszłych  de- cyzji  w sprawie  stóp  procentowych mogą  wpływać  na 

 Rynki badanych instrumentów są obecnie na tyle płynne i rozwinięte oraz  na tyle szybko uwzględniają nowe informacje, że trudno byłoby mówić o efek- tywności rynku, na którym wpływ zdarzenia jest istotny statystycznie w ujęciu  dziennym.

46   Dokonany wybór czynników został uzasadniony w części 2.3.

Tabela 3. Istotne statystycznie reakcje dla cen: kupna, sprzedaży i ich średniej dla FRA 1X4 i FRA 2X5

Test

T1 test t−Studenta T2 test t−Studenta, standaryzowany T3 test t−Studenta standaryzowany T4 test t−Studenta standaryzowany T5 test t−Studenta standaryzowany, uod- porniony T6 test znaków T7 test znaków T8 test rang T9 test znaków uod- porniony T10 test rang uod- porniony

Cena

     Dzień

Instru- ment

-1 0   -1 0   -1 0   -1 0   -1 0   -1 0   -1 0   -1 0   -1 0   -1 0  

kupno

FRA 1X4

o

średnia ^{o o o o o}

sprzedaż ^{o o o o o o o}

kupno

FRA 2X5

o o o o o o o o o o

średnia ^{o o o o o o}

sprzedaż ^{o o o o}

Uwaga: istotne statystycznie reakcje zostały zaznaczone „o”. 

Źródło: opracowanie własne.