Analiza wpływu splitów akcji na stopy zwrotu spółek notowanych na

Piotr Fiszeder*
Edyta Mstowska**
Analiza wpływu splitów akcji na stopy zwrotu
spółek notowanych na GPW w Warszawie
Wstęp
Analiza zdarzeń jest narzędziem umożliwiającym określenie wpływu konkretnych zdarzeń na wartość rynkową poszczególnych spółek. Metoda ta cieszy
się coraz większą popularnością, do czego przyczynił się niewątpliwie szybki
rozwój technik komputerowych oraz łatwiejszy dostęp do danych. Lista zagadnień będących przedmiotem analizy zdarzeń jest bardzo szeroka i obejmuje
między innymi wypłatę dywidendy, wykup akcji własnych, transakcje zawierane przez insiderów, fuzje, przejęcia, istotne zmiany w akcjonariacie spółki.
Przedmiotem badań niniejszej pracy są splity akcji. Teoretycznie podział akcji
jest wydarzeniem niemającym jakiegokolwiek znaczenia dla akcjonariuszy. Nie
jest to jednak prawdą. Prowadzone badania empiryczne dotyczące splitów akcentują nie tylko reakcję cen akcji czy wielkości obrotów, ale również motywy,
które skłoniły spółki do podjęcia decyzji o podziale akcji.
Celem pracy jest analiza wpływu podziałów akcji spółek notowanych na
GPW w Warszawie na stopy zwrotu. Ponieważ informacja o splicie akcji jest
ogłaszana publicznie z dużym wyprzedzeniem, zatem sam moment podziału
akcji nie powinien mieć istotnego wpływu na notowania cen akcji. Wyniki
przeprowadzonego badania przeczą jednak tej tezie.
Praca składa się z trzech części. W pierwszej z nich przedstawiono krótko
główne motywy przeprowadzania splitów akcji. Część druga zawiera opis wybranych metod stosowanych do testowania występowania nadwyżkowych stóp
zwrotu związanych z podziałem akcji. Zaprezentowano test dla wartości średniej w populacji, zmodyfikowany test dla wartości średniej oraz nieparametryczny test rang Corrado (1989). W części trzeciej przedstawiono wyniki badań
dotyczące spółek notowanych na GPW w Warszawie.
1. Motywy splitów
W literaturze istnieje wiele hipotez dotyczących motywów przeprowadzania podziałów akcji i nie da się wskazać jednej głównej przyczyny tego zjawiska. Poniżej zostały wymienione najważniejsze hipotezy (patrz np. [Bejger,
2001], [Kopczewska, 2004], [Gurgul, 2006]) 1:
1. Poprawa płynności
*
dr hab., Katedra Ekonometrii i Statystyki, WNEiZ, UMK w Toruniu, ul Gagarina 11, 87-100
Toruń, [email protected].
**
mgr, WNEiZ, UMK w Toruniu.
1
Szerszy opis motywów wraz z odwołaniami do prowadzonych na świecie badań empirycznych
można znaleźć w cytowanych pracach.
204
Piotr Fiszeder, Edyta Mstowska
Płynność akcji może być podniesiona przez zwiększenie liczby inwestorów,
dywersyfikację akcjonariuszy, a także niższą cenę akcji [por. np. Muscarella,
Vetsutpens, 1996].
2. Przyciąganie inwestorów
Obniżka cen akcji przyciąga drobnych inwestorów ze względu na większą dostępność akcji i większe możliwości inwestycyjne. Splity akcji często prowadzą
do wzrostu zmienności, z tego też powodu takimi akcjami częściej interesują się
spekulanci.
3. Optymalny przedział cenowy
O istnieniu takiego przedziału przekonana jest większość menedżerów, którzy
uważają, że akcje o cenach należących do tego przedziału sprzedają się najlepiej. Źródła tej hipotezy upatruje się w teorii behawioralnej i czynnikach psychologicznych.
4. Sygnalizacja dobrych perspektyw
Spółka poprzez obniżenie ceny akcji informuje inwestorów, że spodziewa się
dalszego wzrostu kursu w wyniku oczekiwanych ponadprzeciętnych zysków.
Spółka może w ten sposób zgłaszać na przykład chęć wypłaty wyższej dywidendy. Badania Lakonishoka i Leva (1987) sugerują jednak, że splity pojawiają
się po dobrych okresach dla przedsiębiorstwa i nie mają wpływu na przyszłe
notowania giełdowe.
5. Działanie marketingowe
Decyzja o splicie zwraca uwagę analityków giełdowych, maklerów i inwestorów, którzy siłą rzeczy śledzą bardziej te spółki, z których akcjami związane są
bieżące wydarzenia [patrz np. Rankine, Stice, 1997].
Conroy, Harris i Benet (1990) ustalili na podstawie badań ankietowych dla
giełdy nowojorskiej, że 70% splitów przeprowadzonych zostało w celu wzrostu
płynności akcji, natomiast tylko 14% w celu zasygnalizowania pozytywnych
informacji o spółce [patrz Gurgul, 2006].
2. Metody testowania występowania nadwyżkowych stóp zwrotu
Weryfikując wpływ określonego zdarzenia na ceny akcji stawia się najczęściej następujące hipotezy:
(1)
H 0 : E ( ARt )  0 ,
(2)
H1 : E ( ARt )  0 ,
gdzie: ARt oznacza nadwyżkową (anormalną) stopę zwrotu w okresie t okna
zdarzenia obliczaną dla i-tej spółki jako różnica pomiędzy realizacją jej stopy
zwrotu a stopą zwrotu portfela rynkowego RM , t w okresie t:
ARi , t  Ri , t  RM , t .
(3)
W badaniach przyjmowane są również bardziej złożone modele nadwyżkowych
stóp zwrotu oparte np. na modelu Sharpe’a. Przewaga takiego podejścia nie jest
jednak jednoznaczna w przypadku analizy zdarzeń, z uwagi choćby na wyniki
badań mówiące o zmienności współczynników beta w czasie.
Analiza wpływu splitów akcji na stopy zwrotu spółek notowanych …
205
Do weryfikacji hipotezy zerowej w postaci (1) można zastosować test parametryczny dla wartości średniej w populacji. W przypadku analizy zdarzeń
można go zapisać w postaci (patrz [Gurgul, 2006]:
AR t
(4)
t
N,
sˆ( ARt )
gdzie AR t i sˆ( ARt ) oznaczają odpowiednio średnią i odchylenie standardowe
nadwyżkowych stóp zwrotu dla danych przekrojowych dla N badanych w próbie spółek2.
Autorzy zajmujący się badaniami empirycznymi z zakresu metodyki analizy zdarzeń twierdzą jednakże, że zajście analizowanego zdarzenia w dniu t najczęściej prowadzi do jednoczesnej zmiany zarówno mianownika, jak i licznika
w formule statystyki w postaci (4). Taka jednoczesna zmiana oznaczałaby sytuację, w której statystyka pozostawałaby nieistotna pomimo znacznego wpływu
analizowanego zdarzenia na ceny. W takim przypadku niektórzy sugerują wykorzystanie zmodyfikowanej wersji testu dla wartości średniej. Modyfikacja
polega na zastosowaniu odchylenia standardowego przeciętnych nadwyżkowych stóp zwrotu obliczanego według formuły (patrz [Brown, Warner, 1985]):
sˆ( ARt ) 
1 t0 T 1
( ARt  AR) 2 ,

T  1 t t 0
(5)
gdzie: T - długość okna estymacyjnego, t0- indeks najstarszej obserwacji w ramach okna estymacyjnego, a
1 t0 T 1
(6)
AR 
 ARt .
T t t 0
Statystyka zmodyfikowanego testu dla wartości średniej jest dana w postaci:
AR t
t
.
(7)
sˆ( ARt )
Przy założeniu, że zwyżkowe stopy zwrotu mają rozkład normalny oraz prawdziwa jest hipoteza zerowa w postaci (1), statystyki dane formułami (4) i (7)
mają rozkład t-Studenta o N-1 stopniach swobody. Jeżeli hipoteza zerowa zostanie odrzucona, to zwyżkowa stopa zwrotu istotnie różni się od zera. Zatem
wpływ danego zdarzenia na stopy zwrotu jest istotny statystycznie.
W obu testach przyjmuje się założenie o normalności rozkładu stóp zwrotu, które dla danych o wysokiej częstotliwości, takiej jak obserwacje dzienne,
jest rzadko spełnione. W przypadku bardzo dużych prób można by skorzystać z
rozkładów granicznych powyższych statystyk, jednakże w przypadku analizy
zdarzeń rzadko jest to możliwe. Z tego względu jedną z możliwości jest zastosowanie testów nieparametrycznych, które nie wymagają spełnienia restrykcyjnych założeń o postaci rozkładu stóp zwrotu. Często stosowanym w metodyce
2
Precyzyjniej dla N badanych zdarzeń, ponieważ określony typ zdarzenia może występować
wielokrotnie w przypadku pojedynczej spółki.
206
Piotr Fiszeder, Edyta Mstowska
analizy zdarzeń jest test rang Corrado (1989). Zastosowanie testu wymaga nadania rang nadwyżkowym stopom zwrotu dla każdego okresu. Rangowanie
powtarza się tyle razy, ile spółek (a ściślej mówiąc zdarzeń dotyczących tych
spółek) objętych jest badaniem. Statystyka określona jest formułą:
1 N
 ( K i ,t  K )
N i 1
(8)
T (u ) 
,
s( K )
gdzie: K i ,t - przyporządkowana ranga dla okresu t, K - średnia z rang obliczana według formuły K  0,5  0,5T , s(K ) - odchylenie standardowe rang dane
wzorem:


2
1 T 1 N

(9)
s( K ) 
K i ,t  K  ,



T t 1  N i 1

gdzie: T oznacza liczbę okresów.
Przy założeniu prawdziwości hipotezy zerowej danej formułą (1) statystyka (8) ma asymptotyczny rozkład normalny.
3. Wpływ splitów na kursy akcji na GPW w Warszawie
Analiza empiryczna została przeprowadzona na podstawie spółek notowanych na GPW w Warszawie, które w okresie od 01.01.2005 r. do 31.03.2010 r.
dokonały operacji podziału akcji3. W przyjętym okresie miało miejsce pięćdziesiąt splitów4. Z badania pominięto: spółki, w przypadku których miał miejsce
split odwrócony (czyli scalanie akcji), spółki notowane na CETO5 oraz spółkę
Zakłady Budowy Maszyn Zremb Chojnice SA z uwagi na bardzo małą ilość
transakcji zawartych w przyjętym oknie zdarzenia. Badano czterdzieści cztery
splity akcji, dokonane przez czterdzieści dwie spółki6. Wykluczono również
pojedyncze dzienne stopy zwrotu, które wystąpiły w wyniku innych nadzwyczajnych zdarzeń, a miały miejsce w przyjętym oknie zdarzenia. W ten sposób
wyeliminowano wpływ zdarzeń zakłócających. Na Rysunku 1 przedstawiono
skumulowane zwyżkowe7 średnie stopy zwrotu8 od trzydziestu dni przed do
trzydziestu dni po splicie akcji. Stopy zwrotu były sumowane oddzielnie dla dni
przed podziałem akcji, począwszy od pierwszego dnia przed splitem i oddziel3
Publikowane w literaturze światowej wyniki badań dotyczące splitów akcji zależą często od
okresu, w którym analiza została przeprowadzona. Duże znaczenie może mieć na przykład koniunktura panująca na rynku, dlatego w niniejszej pracy przyjęto stosunkowo długi okres obejmujący zarówno hossę jak i bessę.
4
Informacje o podziale akcji pochodzą ze strony: http://stooq.pl.
5
Z dniem 18 września 2009 roku MTS-CeTO zmieniło nazwę na BondSpot. Przedmiotem obrotu
na tym rynku są obecnie instrumenty dłużne. Na platformach transakcyjnych BondSpot i GPW w
Warszawie prowadzony jest także rynek Catalyst.
6
Po dwa podziały akcji zostały dokonane przez spółki Echo Investment SA i FON SA.
7
Jako portfel rynkowy przyjęto najszerszy indeks rynku akcji dla GPW w Warszawie, mianowicie indeks WIG.
8
W badaniu stosowano logarytmiczne stopy zwrotu.
Analiza wpływu splitów akcji na stopy zwrotu spółek notowanych …
207
nie dla dni po podziale akcji, począwszy od dnia splitu9. Skumulowane zwyżkowe stopy zwrotu w dniach poprzedzających dzień podziału akcji są dodatnie,
natomiast w dniach następujących po dniu splitu – ujemne. Zwyżkowa stopa
zwrotu jest również ujemna w dniu dokonania operacji podziału akcji.
Rysunek 1. Skumulowane średnie zwyżkowe stopy zwrotu
Źródło: opracowanie własne.
Informacja o podziale akcji jest powszechnie znana z dużym wyprzedzeniem, dlatego wpływ splitu nie musi uwidaczniać się w ściśle określonym dniu,
co widać na Rysunku 1. Z tego powodu wydaje się, że bardziej celowym jest
badanie kilku- lub kilkunastodniowych stóp zwrotu. Niniejsze badanie przeprowadzono na podstawie 10-dniowych stóp zwrotu, rozważano sześć 10dniowych okresów: od 30-ego do 21-ego dnia przed splitem, od 20-ego do 11ego dnia przed splitem, od 10-ego do 1-ego dnia przed splitem, od dnia splitu
do 9-ego dnia po splicie, od 10-ego do 19-ego dnia po splicie oraz od 20-ego do
29-ego dnia po splicie. Oczywiście możliwe jest poszerzenie okna zdarzenia,
jednakże coraz trudniejszy staje się wówczas problem wyeliminowania wpływu
innych zdarzeń. Wartości średnich dla ustalonych 10-dniowych zwyżkowych
stóp zwrotu przedstawiono w Tablicy 1.
Tablica 1. Wartości średnich dla 10-dniowych zwyżkowych stóp zwrotu
Zakres stóp zwrotu
Średnia
Od 30-ego do 21-ego dnia przed splitem
0,5469 %
Od 20-ego do 11-ego dnia przed splitem
-2,1298 %
Od 10-ego do 1-ego dnia przed splitem
5,4799 %
Od dnia splitu do 9-ego dnia po splicie
-7,9035 %
Od 10-ego do 19-ego dnia po splicie
0,6957 %
Od 20-ego do 29-ego dnia po splicie
-0,9894 %
Źródło: opracowanie własne.
Zarówno test dla wartości średniej (formuła (4)) oraz zmodyfikowany test
dla wartości średniej (formuła 7)) są wrażliwe na odstępstwa od rozkładu nor9
Taki sposób obliczania skumulowanych stóp zwrotu lepiej ilustrował wyniki.
208
Piotr Fiszeder, Edyta Mstowska
malnego. Z tego względu weryfikowano hipotezę o normalności rozkładu stóp
zwrotu za pomocą testu Shapiro-Wilka. Wyniki testowania zawiera Tablica 2.
Tablica 2. Weryfikacja normalności stóp zwrotu testem Shapiro-Wilka
Zakres stóp zwrotu
Statystyka
Od 30-ego do 21-ego dnia przed splitem
0,8493***
Od 20-ego do 11-ego dnia przed splitem
0,9546*
Od 10-ego do 1-ego dnia przed splitem
0,9468**
Od dnia splitu do 9-ego dnia po splicie
0,9005***
Od 10-ego do 19-ego dnia po splicie
0,8861***
Od 20-ego do 29-ego dnia po splicie
0,9021***
[*, ** lub *** oznaczają oceny statystyk, w przypadku których weryfikowana hipoteza została
odrzucona na poziomie istotności odpowiednio 0,1; 0,05 lub 0,01.]
Źródło: opracowanie własne.
We wszystkich przypadkach hipoteza zerowa została odrzucona, a dla większości okresów odstępstwa od rozkładu normalnego były znaczące. Zastosowanie
w tej sytuacji testów dla wartości średniej może prowadzić do błędnych wniosków. Z uwagi na niewielką liczebność próby nie jest również wskazane korzystanie z rozkładów granicznych statystyk. Z tego względu zastosowano nieparametryczny test rang Corrado, który nie wymaga spełnienia założenia o postaci
rozkładu stóp zwrotu. Rangowanie odbyło się wg następującej zasady: 10dniowym zwyżkowym stopom zwrotu dla każdego splitu akcji przyporządkowano rangi od 1 do 6. Czynność ta została powtórzona 44 razy (dla każdego
podziału akcji oddzielnie). W dalszej kolejności dla każdego z 10-dniowych
okresów obliczono wartość statystyki testowej. Uzyskane rezultaty przedstawiono w Tablicy 3.
Tablica 3. Weryfikacja występowania nadwyżkowych stóp zwrotu testem Corrado
Zakres stóp zwrotu
Statystyka T(u)
Od 30-ego do 21-ego dnia przed splitem
0,1213
Od 20-ego do 11-ego dnia przed splitem
-0,7887
Od 10-ego do 1-ego dnia przed splitem
1,6986*
Od dnia splitu do 9-ego dnia po splicie
-1,7593*
Od 10-ego do 19-ego dnia po splicie
0,6067
Od 20-ego do 29-ego dnia po splicie
0,1213
[*, ** lub *** oznaczają oceny statystyk, w przypadku których weryfikowana hipoteza została
odrzucona na poziomie istotności odpowiednio 0,1; 0,05 lub 0,01.]
Źródło: opracowanie własne.
Hipoteza zerowa mówiąca o tym, że 10-dniowa zwyżkowa stopa zwrotu
nieistotnie różni się od zera została odrzucona dla dwóch okresów. Od 10-ego
do 1-ego dnia przed przeprowadzeniem operacji podziału akcji stopa zwrotu
była większa od zera, natomiast od dnia splitu do 9-ego dnia po nim była mniejsza od zera. Dla pozostałych czterech okresów 10-dniowa anormalna stopa
zwrotu nieistotnie różniła się od zera.
Analiza wpływu splitów akcji na stopy zwrotu spółek notowanych …
209
Zakończenie
Autorzy większości badań empirycznych nad efektami podziałów akcji
zgodnie wskazują, że w dniu zapowiedzi podziału akcji oraz w dniach sąsiednich anormalne stopy zwrotu są dodatnie. Wzrost cen akcji przed publikacją
informacji jest prawdopodobnie efektem zakupu akcji przez inwestorów wykorzystujących poufne informacje. Większość badaczy pokazuje również, że w
dniu faktycznego dokonania podziału akcji zwyżkowe stopy zwrotu są dodatnie
(czego jednak nie zaobserwowano w niniejszym badaniu), natomiast poza
dniem zdarzenia anormalne stopy zwrotu nie różnią się istotnie od zera.
Zdecydowana większość publikowanych badań nad efektami podziałów
akcji dotyczy rynku amerykańskiego, a więc dojrzałego. Badania dotyczące
GPW w Warszawie przeprowadzili Bejger (2001), Kopczewska (2004) oraz
Gurgul (2006). W pracy Bejgera nie badano istotności nadwyżkowych stóp
zwrotu. Kopczewska analizowała wpływ splitów na pojedyncze akcje i nie zaobserwowała znaczącego związku. W pracy Gurgula zastosowano podobne
metody do tych, jakie wykorzystano w niniejszym badaniu i pokazano występowanie dodatniej oraz ujemnej nadwyżkowej stopy zwrotu odpowiednio na
dwa dni przed oraz dwa dni po publikacji informacji o podziale akcji. Bardzo
słaby, dodatni efekt zaobserwowano w dniu zapowiedzi splitu. W przypadku
faktycznego dokonania podziału akcji nadwyżkowe stopy zwrotu nie różniły się
istotnie od zera poza trzema dniami po splicie, kiedy to występowały ujemne
wielkości.
Pomimo faktu, że termin splitu jest wcześniej powszechnie znany, w pracy
pokazano występowanie istotnie różniących się od zera anormalnych stóp zwrotu. Nadwyżkowe 10-dniowe stopy zwrotu przed operacją podziału akcji są dodatnie, natomiast 10 dniowe stopy obejmujące split i dni po nim są ujemne.
Wzrost akcji przed podziałem ma zatem prawdopodobnie wyłącznie charakter
spekulacyjny. Zaobserwowanie tej prawidłowości było możliwe dzięki przyjęciu 10-dniowych, a nie tak jak w większości innych badań dziennych stóp zwrotu. Efekt ten jest niezauważalny w przypadku analizy pojedynczych dni.
Otrzymane wyniki sugerują również nieefektywność rynku akcji na GPW
w Warszawie, ponieważ zaobserwowane nadwyżkowe stopy zwrotu są na tyle
duże, że możliwe byłoby uzyskanie ponadprzeciętnych dochodów nawet po
uwzględnieniu kosztów transakcyjnych. Uzyskanie takich dochodów nie byłoby
prawdopodobnie jednak możliwe w przypadku krótkiej sprzedaży akcji z uwagi
na brak lub bardzo ograniczoną możliwość zawierania takich transakcji.
Literatura
1. Bejger P. (2001) Motywy przeprowadzania podziału akcji i jego wpływ na
reakcje inwestorów giełdowych na GPW w Warszawie, w: Frąckowiak W.
(red.), Z badań nad rynkiem kapitałowym w Polsce, Wydawnictwo Akademii Ekonomicznej w Poznaniu, Poznań
2. Brown S. J., Warner J. B. (1985), Using Daily Stock Returns: The Case of
Event Studies, “Journal of Financial Economics”, 14, 3-31
210
Piotr Fiszeder, Edyta Mstowska
3. Conroy R. M., Harris R. S., Benet B. A. (1990), The Effects of Stock Splits
on Bid-Ask Spreads, “Journal of Finance”, 45, 1285-1295
4. Corrado C. J. (1989), A Nonparametric Test for Abnormal Security-Price
Performance in Event Studies, „Journal of Financial Economics”, 23, 385395
5. Gurgul H. (2006), Analiza zdarzeń na rynkach akcji. Wpływ informacji na
ceny papierów wartościowych, Oficyna Ekonomiczna, Kraków
6. Kopczewska K. (2004), Wpływ splitów na kursy akcji notowanych na Warszawskiej Giełdzie Papierów Wartościowych, w: Bernat T. (red.), Rynek
kapitałowy – mechanizm, funkcjonowanie, podmioty, Polskie Towarzystwo
Ekonomiczne, Szczecin
7. Lakonishok J., Lev B. (1987), Stock Splits and Stock Dividends: Why, Who
and When, „Journal of Finance”, 42, 913-932
8. Muscarella C.J., Vetsutpens M. R. (1996), Stock Splits: Signaling or Liquidity? The Case of ADR ”Solo Splits”, “Journal of Financial Economics”,
42, 3-26
9. Rankine G., Stice E. K. (1997), The Market Reaction to the Choice of Accounting Method for Stock Splits and Large Stock Dividens, “Journal of Financial and Quantitative Analysis”, 32, 161-182
Streszczenie
Celem pracy była analiza wpływu podziałów akcji spółek notowanych na GPW w
Warszawie na stopy zwrotu. Z uwagi na brak normalności rozkładu stóp zwrotu w badaniu zastosowano nieparametryczny test rang Corrado. Ponieważ informacja o splicie
akcji jest ogłaszana publicznie z dużym wyprzedzeniem, zatem sam moment podziału
akcji nie powinien mieć istotnego wpływu na notowania cen akcji. Wyniki przeprowadzonego badania przeczą jednak tej tezie. Nadwyżkowe 10-dniowe stopy zwrotu przed
operacją podziału akcji są dodatnie, natomiast 10-dniowe stopy zwrotu obejmujące split
i dni po nim są ujemne. Zaobserwowanie tej prawidłowości było możliwe dzięki przyjęciu 10-dniowych, a nie tak jak w większości innych badań dziennych stóp zwrotu.
Efekt ten jest niezauważalny w przypadku analizy pojedynczych dni.
Otrzymane wyniki wskazują również na nieefektywność rynku akcji na GPW w Warszawie, ponieważ zaobserwowane nadwyżkowe stopy zwrotu są na tyle duże, że możliwe byłoby uzyskanie ponadprzeciętnych dochodów nawet po uwzględnieniu kosztów
transakcyjnych. Uzyskanie takich dochodów nie byłoby jednakże prawdopodobnie
możliwe w przypadku krótkiej sprzedaży akcji z uwagi na brak lub bardzo ograniczoną
możliwość zawierania takich transakcji.
Analysis of the influence of the stock splits on the rates of return from the
companies listed on the Warsaw Stock Exchange (Summary)
The main purpose of the paper was analysis of the influence of the stock splits on
the rates of return from the companies listed on the Warsaw Stock Exchange. Due to
lack of normality of the return distribution, nonparametric Corrado test was applied.
The study has showed that the abnormal 10-days return before the split is positive, and
10-days return for the split and days after is negative.