Wpływ wypowiedzi i komentarzy członków Rady

Transkrypt

Rynki i Instytucje Finansowe 43
B a n k i Kr e dy t l u t y 2 0 0 8
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.
Streszczenie
Abstract
W poniższym artykule zbadano wpływ wypowiedzi
i komentarzy członków RPP na ceny kontraktów FRA
(1X2, 2X3, 1X4, 2X5) oraz dwu- i pięcioletnich swapów procentowych na polskim rynku, a także na oczekiwania podmiotów ekonomicznych. Analizie poddano
komentarze dotyczące przyszłych decyzji co do wysokości stóp procentowych za okres od 25 lutego 2004
r. do 28 marca 2007 r. Zbadano również hipotezę o półsilnej efektywności informacyjnej rynków badanych instrumentów. Wykorzystano analizę zdarzeń opartą na
badaniu ponadnormalnych stóp zwrotu. Wyniki badania stanowią przesłanki by stwierdzić, że RPP może za
pomocą wypowiedzi i komentarzy kształtować oczekiwania w określonych horyzontach czasu i wpływać
na ceny niektórych instrumentów. Potwierdza to analiza reakcji stóp zwrotów z kontraktów FRA 1X4 i 2X5.
Dla rynków tych instrumentów odrzucono hipotezę
o półsilnej efektywności informacyjnej. Pozostałe instrumenty nie wykazały istotnych, zdecydowanie potwierdzonych reakcji.
The article analyses the influence of Polish Monetary
Policy Council members’ verbal comments on expectations and prices of FRA (1X2, 2X3, 1X4, 2X5) and twoand 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 influence 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.
Słowa kluczowe: polityka monetarna, efektywność, analiza zdarzeń, przejrzystość, wiarygodność
Keywords: monetary policy, efficiency, event study,
transparency, credibility
JEL: E43, E44, E52, E58, G14
*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: [email protected]
44 Financial Markets and Institutions
1. Wstęp
Niniejsze badanie jest dwutorowe. Z jednej strony zbadano, czy wypowiedzi i komentarze członków RPP na temat 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 efektywne półsilnie w sensie informacyjnym.
Informacje oraz sposób ich przekazywania przez
członków organów odpowiadających za politykę monetarną (władzy monetarnej) są niezmiernie ważne
i bezpośrednio warunkują efektywność ich działań. Mogą być cennym uzupełnieniem tradycyjnych instrumentów polityki monetarnej. Ważkość przekazywanych informacji w dużej mierze zależy od przyjęcia przez banki centralne strategii bezpośredniego celu inflacyjnego.
Wprowadzając ją, banki centralne zaczęły dążyć do udoskonalenia kanałów przekazywania informacji i − co
jest bezpośrednio z tym związane − zwiększania przejrzystości polityki monetarnej.
Wpływ na skuteczność działań władzy monetarnej
istnieje dzięki możliwości kształtowania, poprzez przekazywanie informacji, oczekiwań uczestników rynku
i cen aktywów. Możliwość ta zależy od „(…) zdolności
jasnego przedstawiania i przekazywania swoich intencji przez osoby odpowiadające za politykę monetarną
(…)” (Rozkrut et al. 2007, s. 189). Gdy osoby te wypracują odpowiedni sposób przekazywania informacji,
organ prowadzący politykę monetarną będzie mógł, poprzez oczekiwania co do przyszłych stóp procentowych,
kształtować krzywą dochodowości i jednocześnie oddziaływać na wysokość cen aktywów oraz stóp procentowych w długim horyzoncie, które wpływają na decyzje inwestycyjne i konsumpcję w sektorze prywatnym
(Rozkrut et al. 2007, s. 177). Również Blinder (1998, s.
71) potwierdza zależność długoterminowych stóp procentowych i oczekiwań: „(..) reakcja długoterminowych
stóp procentowych na wysokość stóp krótkoterminowych zależy w pełnej mierze od oczekiwań wysokości
przyszłych krótkoterminowych stóp procentowych, na
które duży wpływ mają przewidywania przyszłych działań banku centralnego”.
Badając aspekty związane z informacjami i sposobem ich przekazywania przez władzę monetarną, na Efektywność informacyjna oznacza, że rynek zapewnia szybki i niezwłoczny
przekaz informacji podmiotom rynkowym, które mają do nich jednakowy dostęp. Dzięki temu każda informacja będzie natychmiast uwzględniona w cenie aktywów. W rezultacie ceny odzwierciedlają prawdziwą i rzeczywistą wartość aktywów (Gurgul 2006; Czekaj et al. 2001). Malkiel (1992) precyzuje pojęcie efektywności, twierdząc, że rynek jest efektywny względem danego zbioru informacji, jeżeli ujawnienie tych informacji wszystkim uczestnikom danego
rynku nie wpłynie na ceny aktywów. Co więcej, na takim rynku nie jest możliwe wygenerowanie zysków dzięki informacjom zawartym w tym zbiorze (Malkiel 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).
Bank i K redyt luty 2008
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 determinantą przejrzystości. Zwiększona przejrzystość i efektywne przekazywanie informacji i treści redukują i asymetrię informacji i zwiększają przewidywalność decyzji
w polityce monetarnej, dzięki czemu pozytywnie wpływają na działanie rynku finansowego i na jego efektywność (Ziarko-Siwek 2004, s. 22–23). Jednocześnie
„przejrzysta polityka zmniejsza niepewność rynku odnośnie przyszłych stóp procentowych, co w konsekwencji poprawia jego (banku centralnego – T.W.) wizerunek
i wzmacnia wiarygodność polityki pieniężnej” (ZiarkoSiwek 2004, s. 28). Ułatwia też ocenę działalności banku
centralnego. W związku z tym można wyciągnąć wniosek, że informacje oraz sposób ich przekazywania, poprawiając przejrzystość polityki monetarnej, pośrednio
wpływają też na zwiększenie jej wiarygodności.
Informacje i treści przekazywane przez organ odpowiedzialny za politykę monetarną wpływają również
na ograniczenie adaptacyjnego charakteru oczekiwań inflacyjnych podmiotów ekonomicznych i zwiększenie ich
racjonalności. W rezultacie bank centralny łatwiej może 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 treści przekazywanych przez władzę monetarną jako przesłanek 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 niepewność w okresie poprzedzającym posiedzenie organu
podejmującego decyzję, mogą też pomóc wykluczyć błędy w krótkoterminowym planowaniu operacji i ograniczyć 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 pieniężnej, 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 przekazywanymi przez nią treściami i informacjami jest w dużej mierze determinowana
spójnością wypowiedzi jej członków z ich późniejszymi decyzjami. Polityka informacyjna NBP poprawiła się od 2004 r. (Czogała et al. 2005). Od początku analizowanego 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 monetarnej. Umożliwiają one kształtowanie oczekiwań sektora prywatnego i zarządzanie nimi, jednocześnie pozwalając oddziaływać na stopy procentowe i ceny instrumentów w różnych horyzontach czasowych. Dzięki temu przekazywanie treści i informacji staje się jednym z instrumentów dostępnych dla władzy monetarnej
i wpływa na skuteczność polityki monetarnej. Jest też instrumentem bardzo elastycznym i łatwym do dostosowania w zmieniającej się sytuacji gospodarczej i rynkowej.
Bezpośrednie powiązanie z przejrzystością polityki monetarnej 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, zagadnienie to nie należy do najczęściej poruszanych w literaturze. 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 oddziaływanie wypowiedzi i komentarzy członków organów 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 stosowane w artykule Rozkrut et al. (2007). Pozwoli ono jednocześnie zbadać hipotezę o istnieniu wpływu wypowiedzi i komentarzy członków RPP na ceny analizowanych instrumentów oraz hipotezę o półsilnej efektywności w sensie informacyjnym badanych rynków. Umożliwi też dokładne zbadanie reakcji w poszczególnych dniach obranego okna zdarzenia. W poniższym badaniu do analizy 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.
Przykładem może być badanie Czogały, Kota i Sawickiej (2005), analizujące
wpływ szeroko pojętej polityki informacyjnej NBP na sposób formułowania
oczekiwań inflacyjnych przez przedsiębiorców.
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 dochodowości na wpływ zdarzenia polegającego na publikowaniu przez GUS informacji o zmianie wskaźnika CPI. Z kolei w badaniu Serwy i Smolińskiej-Skarżyńskiej (2004) przeanalizowano wpływ zmian stóp procentowych NBP na wahania
kursu walutowego (złotego do dolara). W badaniu tym wykorzystano analizę zdarzeń. 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.
Przykładami takich badań są: Ehrmann, Fratzscher (2005a), w którym autorzy
skupili się na analizie różnych strategii komunikacji władzy monetarnej z otoczeniem; 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 zastosowano metodę analizy zdarzeń opartą na analizie statystycznej ponadnormalnych stóp zwrotu. Metodę tę wykorzystuje się głównie wobec rynku akcji, ale można ją stosować również do rynku analizowanych instrumentów
(Ziarko-Siwek 2005, s. 94). W literaturze można znaleźć wiele przykładów zastosowania tej metody dla rynków stopy procentowej i rynków pieniężnych10. Należy
jednocześnie podkreślić, że badana w analizie zdarzeń hipoteza zerowa brzmi: upublicznienie wypowiedzi czy komentarzy członków Rady Polityki Pieniężnej nie ma istotnego wpływu na rozkład stóp zwrotów rynkowych stóp
procentowych (oczekiwana wartość ponadnormalnych
stóp zwrotów wynosi zero). Brak podstaw do odrzucenia
powyższej hipotezy będzie jednocześnie świadczył, że nie
ma przesłanek by odrzucić hipotezę o półsilnej efektywności badanego rynku w sensie informacyjnym. Jednocześnie
zostanie więc zbadana druga z hipotez sformułowanych
w niniejszym badaniu.
W pierwszym kroku analizy zdarzeń dokładnie zdefiniowano analizowane wydarzenie – wypowiedź bądź komentarz członka RPP – oraz wybrano źródło danych: Serwis Ekonomiczny PAP. Wybrano również instrumenty, których 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 zdarzenia. W analizie wykorzystano parametryczne i nieparametryczne statystyczne testy istotności. Dobrano je tak, aby
reprezentowały różne rodzaje i kategorie testów.
Głównym celem niniejszego badania jest analiza
możliwości oraz skuteczności oddziaływania wypowiedzi i komentarzy członków Rady Polityki Pieniężnej
dotyczących przyszłych decyzji w sprawie wysokości
stóp procentowych na ceny instrumentów finansowych,
a także kształtowania oczekiwań podmiotów ekonomicznych. Kolejnym celem jest sformułowanie wniosków co
do występowania wpływu i jego siły, a także odpowiedź
na pytanie czy wypowiedzi i komentarze są cennym źródłem informacji dla uczestników rynku. Opierając się
na przedstawionej w niniejszym badaniu argumentacji
i wnioskowaniu, będzie można stwierdzić, czy analizowane informacje wpływają na zwiększenie przejrzystości i wiarygodności polityki monetarnej, a także przewidywalności decyzji dotyczących stóp procentowych.
Będzie można również stwierdzić, czy uzupełniają one
instrumentarium NBP. Jak wspominano, zostanie zbadana hipoteza o półsilnej efektywności w sensie informacyjnym rynków analizowanych instrumentów. Analiza zostanie przeprowadzona bez uwzględnienia ocen
przypisanych komentarzom i wypowiedziom, jak również z ich uwzględnieniem.
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 zdecydowanie potwierdzonych reakcji. Dla długiego odcinka
krzywej dochodowości (swapy procentowe) wykryto nieliczne reakcje (tylko dla analizy z uwzględnieniem klasyfikacji wypowiedzi), jednak uznano je za nieistotne.
W związku tym nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy
o półsilnej efektywności w sensie informacyjnym rynków wyżej wymienionych instrumentów. Świadczy to
o bardzo ograniczonej możliwości wpływu RPP za pomocą komentarzy i wypowiedzi na ceny instrumentów i oczekiwań w horyzontach czasowych tych instrumentów. 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 monetarnej. Istotną statystycznie reakcję zidentyfikowano
dla kontraktów FRA 1X4 i FRA 2X5. Na podstawie tych
reakcji należy odrzucić hipotezę o półsilnej efektywności w sensie informacyjnym rynków tych instrumentów.
Są one przesłankami by stwierdzić, że wypowiedzi i komentarze członków RPP wpływają na ceny instrumentów i kształtują oczekiwania, jednak nie we wszystkich
horyzontach.
Szczegółowa analiza przedstawiona w niniejszym
artykule11 ukazuje wyniki stanowiące przesłanki, pozwalające stwierdzić, że analizowane informacje dają
RPP możliwość kształtowania cen instrumentów i oczekiwań. Co więcej, wpływa pozytywnie na przejrzystość
i wiarygodność polityki monetarnej, a także na przewidywalność decyzji RPP co do stóp procentowych. Jednocześnie uzupełnia on instrumentarium RPP.
Struktura niniejszego artykułu jest następująca.
W drugiej części opisano kolejne kroki zastosowanej analizy zdarzeń. Przedstawiono dobór danych, konstrukcję
bazy wypowiedzi i komentarzy, wybór parametrów analizy zdarzeń oraz zastosowane testy statystyczne. W części trzeciej zaprezentowano uzyskane wyniki i sformułowane na ich podstawie wnioski, a także omówiono
je na tle literatury przedmiotu. W podsumowaniu syntetycznie 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 informacji i treści przez NBP i RPP wybrano jeden rodzaj
informacji i przeanalizowano tylko wypowiedzi i komentarze członków RPP. Przyczynił się do tego fakt, że
11 Została ona zawarta w części trzeciej artykułu oraz w podsumowaniu.
takie wypowiedzi bardzo ułatwiają przewidywanie przyszłych 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 wypowiedzi i komentarzy członków Rady Polityki Pieniężnej.
Przy wyborze brano pod uwagę następujące kryteria: jak
najkrótszy okres od wygłoszenia komentarza do momentu jego opublikowania w serwisie, odbiorców danego
środka przekazu – informacje powinny docierać również do bezpośrednich uczestników rynku, a ich liczba
powinna być w przybliżeniu stała w badanym okresie.
Prezentacja publikowanych informacji powinna być wystandaryzowana. Fakt wykorzystywania informacji z innych źródeł uznawano za pozytywną cechę. Powyższe
kryteria najlepiej spełnia Serwis Ekonomiczny PAP12.
Kolejnym etapem badania było skonstruowanie
bazy wypowiedzi i komentarzy członków RPP. Przeanalizowano wypowiedzi i komentarze za okres od 25
lutego 2004 r. do 28 marca 2007 r. Wybór okresu badawczego jest uzasadniony faktem, że właśnie 25 lutego
2004 r. odbyło się pierwsze posiedzenie RPP w nowym
składzie13. Wybierając taki okres badawczy, uniknięto
sytuacji, w której zróżnicowanie wyników badania byłoby skutkiem zmian w składzie RPP, a nie zmiany efektywności rynku14.
Pierwotna baza zawierająca wszystkie komentarze
i wypowiedzi członków RPP opublikowane w Serwisie
Ekonomicznym PAP została poddana selekcji. Pierwszym krokiem było pozostawienie w bazie danych tylko 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 sposób podobny do zaprezentowanego w pracy Rozkrut
et al. (2007). Tabela 1 przedstawia sytuacje, w których
nadawane były dane wartości (oceny)15.
Jeżeli któryś z ocenianych elementów występował
w danej wypowiedzi, przypisywana była jej odpowiednia wartość. Aby wyeliminować subiektywizm, skla12 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 głównie dotyczących Polski spowodowały jednak, że autor wybrał Serwis PAP.
13 RPP w składzie: Leszek Balcerowicz, Jan Czekaj, Dariusz Filar, Stanisław
Nieckarz, Marian Noga, Stanisław Owsiak, Mirosław Pietrewicz, Andrzej
Sławiński, Halina Wasilewska−Trenkner, Andrzej Wojtyna.
14 W badanym okresie nastąpiła zmiana jednego z członków – od 10 stycznia
2007 r. na miejsce Leszka Balcerowicza przewodniczącym Rady został wybrany Sławomir Skrzypek. Zanotowano tylko trzy wypowiedzi Sławomira Skrzypka w pierwotnej bazie i żadnej w bazie wyjściowej po selekcji, więc trudno
przypuszczać, aby ta zmiana mogła mieć istotny wpływ na wyniki.
15 Autor udostępni zainteresowanym szczegółową klasyfikację wypowiedzi
i komentarzy.
Tabela 1. Zestawienie ocen przypisywanych wypowiedziom członków RPP w zależności od
ich treści
Treść wypowiedzi
Skłonność do podwyżki stóp, komentarz „jastrzębi”
Ocena
Treść wypowiedzi
1
Poprawa perspektywy gospodarczej
Skłonność do pozostawienia stóp na
poprzednim poziomie, komentarz neutralny
0
Skłonność do obniżki stóp, komentarz
„gołębi”
-1
Ocena
Treść wypowiedzi
Ocena
1
Przejaw niedowartościowanego kursu złotego
1
Perspektywa gospodarcza bez
zmian
0
Kurs złotego w przybliżeniu równy
kursowi równowagi
0
Pogorszenie perspektywy gospodarczej
-1
Przejaw przewartościowanego kursu złotego
-1
Źródło: opracowanie własne.
syfikowano jedynie te wypowiedzi, co do których autor
nie miał żadnych wątpliwości, jeżeli chodzi o ich przekaz i zawartość; pojawienie się wątpliwości dyskwalifikowało daną wypowiedź16.
Następnie wykluczono wszystkie wypowiedzi, które nic nie mówiły o skłonności do zmiany bądź utrzymania poziomu stóp procentowych17, a także te, które
nastąpiły w dniu ogłoszenia decyzji RPP w sprawie wysokości stóp procentowych. Dokonano tego w celu uniknięcia zaburzenia wyników badania przez wpływ decyzji RPP.
W celu jeszcze dokładniejszego wyeliminowania
subiektywizmu porównano przypisane oceny z komentarzami do wypowiedzi członków RPP prezentowanymi
przez zespół analityków ekonomicznych Banku Zachodniego WBK na łamach miesięcznego raportu ekonomicznego „MAKROskop”. Weryfikacja ta objęła około 75% wypowiedzi, które do tego momentu pozostały
w bazie. W nielicznych przypadkach stwierdzono rozbieżności, jednak zdarzało się to bardzo rzadko i dotyczyło głównie niezidentyfikowania dodatkowego elementu wypowiedzi, co zostało skorygowane.
Następnie komentarzom, które miały miejsce po zamknięciu rynku, przypisano godzinę najbliższego otwarcia rynku18. Opisany zabieg został zastosowany dla 10
komentarzy. Ponieważ w badaniu przyjęto dzienną częstotliwość danych dotyczących notowań analizowanych
instrumentów, dla wypowiedzi występujących jednego
dnia skonstruowano łączną ocenę. Ocena ta była równa przeważającej ocenie występujących w danym dniu
komentarzy. W przypadku gdy występowała taka sama
liczba różnych ocen, starano się znaleźć (m.in. za pomocą „MAKROskopu” BZWBK) ten komentarz, który
w danej sytuacji mógł mieć większy wpływ na uczestników 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 wątpliwości, zdecydowana większość i tak zostałaby usunięta na podstawie kryteriów
przedstawionych w dalszej części analizy. Tylko sześć wypowiedzi usunięto jedynie 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 wypowiedzi na żaden z segmentów krzywej dochodowości.
18 Przyjęto przybliżoną godzinę otwarcia rynku na 800 i zamknięcia rynku na
1715.
Dzięki zastosowaniu wyżej opisanych kryteriów
klasyfikację wypowiedzi i komentarzy można uznać za
prawidłową, a ich ocena pokrywa się z oceną uczestników rynku. Tabela 2 pokazuje liczbę wypowiedzi poszczególnych członków RPP.
Największą część komentarzy i wypowiedzi należących do skonstruowanej bazy stanowiły komentarze
„jastrzębie” (49,8%), drugą co do liczebności grupą były komentarze „gołębie” (29,1%), najmniej występowało
komentarzy neutralnych (21,1%). Rozkład komentarzy
i wypowiedzi oraz wysokość stopy referencyjnej przedstawia wykres 1.
W poniższym badaniu zastosowano analizę reakcji
wybranych segmentów krzywej dochodowości. Segmenty
analizowanej krzywej zostały dobrane tak, aby każdy z odcinków 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)19. Można stwierdzić, że rynki wszystkich wybranych instrumentów są bardzo płynne i roz-
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
wypowiedzi
Członkowie RPP
Liczba
wypowiedzi
Komentarze łączone
59
Stanisław Nieckarz
12
Halina WasilewskaTrenkner
34
Andrzej Wojtyna
8
Dariusz Filar
28
Stanisław Owsiak
8
Mirosław Pietrewicz
18
Leszek Balcerowicz
7
Jan Czekaj
13
Sławomir Skrzypek
0
Andrzej Sławiński
13
Marian Noga
13
Średnia*
15,4
*
Średnia została obliczona z liczby komentarzy, które mogą być przypisane
wyłącznie konkretnej osobie.
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Serwisu Ekonomicznego
PAP.
19 W niniejszym badaniu analiza i wyniki są odnoszone do jednej krzywej złożonej z dwóch wcześniej wymienionych. Zgodnie z tym krzywa forwardowa stanowi krótki odcinek analizowanej krzywej, a krzywa swapowa – długi, nie wyodrębniano odcinka środkowego.
Wykres 1. Zmienność stopy referencyjnej
NBP oraz odnotowane wypowiedzi
członków RPP w okresie od 25 lutego 2004 r.
do 28 marca 2007 r.
7,0
%
2
6,5
1
6,0
5,5
0
5,0
4,5
-1
Stopa referencyjna, skala lewa
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
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
04-02-25
3,5
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
4,0
-2
Wypowiedzi, skala lewa
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Serwisu Ekonomicznego
PAP oraz strony http://www.nbp.pl/Dzienne/Stopy_procent.html
winięte20. W związku z tym każda znaczna reakcja rynku powinna być odzwierciedlona w zmianie cen. W celach kontrolnych i porównawczych poddano analizie zarówno ceny kupna, sprzedaży, jak i średnie arytmetyczne
dwóch poprzednich cen. Przeanalizowano wpływ wypowiedzi i komentarzy na każdy instrument oddzielnie.
Jest to zgodne z podejściem wykorzystywanym w badaniach omawianych w pierwszej części artykułu.
W badaniu zastosowano dane dzienne (ceny zamknięcia). Spowodował to fakt, że zastosowanie danych
intraday mimo swoich zalet ma jednak poważne wady.
Zastosowanie danych o częstości mniejszej niż dzienna powoduje pojawienie się pewnych komplikacji. Co
więcej – niejasne są korzyści z ich zastosowania (MacKinlay 1997, s. 35)21. Jednocześnie należy podkreślić,
że w większości badań bezpośrednio dotyczących efektywności rynków instrumentów dłużnych czy analizujących wpływ wypowiedzi członków RPP lub ich
odpowiedników dla innych krajów wykorzystuje się dane dzienne (Ehrmann, Fratzscher 2005a; Rozkrut et al.
2007; Ziarko-Siwek 2004; Haldane, Read 1999). Dane
wykorzystane w niniejszym badaniu pochodziły z Agencji Informacyjnej Reuters i obejmowały taki sam okres,
za który gromadzono komentarze.
2.2. Obliczenie ponadnormalnych stóp zwrotu
Ponadnormalne stopy zwrotu są obliczane jako różnica między rzeczywistymi rynkowymi stopami zwrotu 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.
21 Komplikacje zostały szerzej opisane w pracy Barclay, Litzenberger (1987). Im
bardziej zawężone są interwały, tym więcej zdarza się przypadków, że dany instrument wykazuje zerowe obroty w którymś z interwałów. Utrudnia to obliczenie 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 normalnych stóp zwrotu wybrano model stałej średniej stopy zwrotu22. W modelu tym obliczana jest średnia stopa
zwrotu (w niniejszym badaniu geometryczna23) dla zadanego okresu. Średnia ta przedstawia normalną stopę
zwrotu. Postać tego modelu przedstawiają poniższe równania (MacKinlay 1997, s. 17):
Riτ = μi + ζiτ
E(ζiτ ) = 0
2
var(ζiτ ) = σζi
gdzie:
μi − średnia geometryczna obliczona dla danego
okna estymacji, dla instrumentu i,
Riτ − rzeczywiście występująca na rynku stopa
zwrotu dla instrumentu i w czasie τ,
ζiτ − czynnik losowy dla instrumentu i w czasie τ,
mający wartość oczekiwaną równą zero oraz wa2
riancję równą σζi .
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 poważne utrudnienie, które drastycznie ogranicza liczbę potencjalnych modeli. „Dla rynku akcji, jako normalną stopę zwrotu, można wykorzystywać na przykład indeksy giełdowe czy też różne modele rynku kapitałowego (np. CAPM). Dla rynku stóp procentowych
trudno jest znaleźć analogiczną do, np. WIG-u, stopę
zwrotu, która mogłaby stanowić podstawę do porównywania i być traktowana jako normalna stopa zwrotu” (Ziarko-Siwek 2004, s. 44). Cechy charakterystyczne, 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 korzyść 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)24. Również Brown i Warner (1980) dochodzą
22 Zastosowanie modelu stałej średniej stopy zwrotu wymaga spełnienia pewnych założeń. Założenie o stałości rozkładu i niezależności zmiennej w większości 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 analizowanych instrumentów. Dane dotyczące rynków finansowych bardzo często nie
mają rozkładu normalnego, nie jest to więc istotna anomalia w stosunku do sytuacji zazwyczaj opisywanej w literaturze. Z powodu dużej objętości nie prezentowano szczegółów badania spełnienia założeń; autor udostępni je wszystkim zainteresowanym.
23 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.
24 Do modeli ekonomicznych zalicza się model CAPM, APT, trójczynnikowy
model Famy i Frencha, a także czteroczynnikowy model Carharta. Modelem statystycznym jest model stałej średniej stopy zwrotu.
do wniosku, iż wyniki uzyskane za pomocą tego modelu są bardzo podobne do otrzymanych w wyniku zastosowania innych wymienionych modeli
2.3. Ustalenie okna estymacji i okna zdarzenia
W niniejszym badaniu zastosowano okno estymacji25,
które obejmuje wszystkie dni robocze między dniem
ogłoszenia decyzji RPP dotyczącej stóp procentowych,
poprzedzającej daną wypowiedź a dniem ogłoszenia decyzji następującej po danej wypowiedzi (por. schemat
1). Wszystkie wypowiedzi występujące pomiędzy danymi dwoma dniami ogłoszeń decyzji przez RPP mają
wspólne okno estymacji. Długość okna waha się od minimalnej wartości 14 dni do maksymalnej 29, średnio
okno estymacji składa się z około 20 dni.
Powyższy wybór spowodowała specyfika analizowanych rynków. Obliczanie normalnych stóp zwrotu w okresie dłuższym niż okres pomiędzy posiedzeniami RPP powodowałoby, że normalne stopy zwrotu byłyby zaburzone
oddziaływaniem zmiany wysokości stóp procentowych
przez RPP. Dzięki przyjęciu zaproponowanego okna estymacji warunki obliczania normalnych stóp zwrotu są
w miarę stałe. Aby jeszcze bardziej ograniczyć wpływ decyzji RPP, z okna estymacji wykluczono dni posiedzeń.
Do okna estymacji zazwyczaj nie włącza się okresu
wokół zdarzenia i samego zdarzenia. W tym badaniu wydarzenia i dni bezpośrednio je otaczające siłą rzeczy zostały włączone do okresu estymacji. Eliminacja tych wydarzeń, 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. Obliczenie 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 zostaną zidentyfikowane istotne i ewidentne reakcje. Co więcej, zastosowanie okna estymacji wykorzystującego dni
po wydarzeniu powoduje redukcję błędów w obliczaniu
normalnych stóp zwrotu (Ahern 2006).
Jeżeli chodzi o okno zdarzenia26, to w niniejszym artykule przyjęto, że jedno z okien w pracy Bajo (2005) będzie się składało z czterech dni: dnia poprzedzającego
zdarzenie, z zdarzenia i dwóch dni następujących po nim.
Wybór taki jest zgodny ze specyfiką badanego wydarzenia, którym jest wypowiedź członka RPP. Ważnym ograniczeniem przy wyborze okna zdarzenia jest stosowana
25 Okno estymacji jest ustalonym okresem, umiejscowionym na osi czasu
względem analizowanego zdarzenia. Dla okresu tego obliczane są parametry modelu 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 nastąpiło zdarzenie.
Schemat 1. Graficzny obraz przyjętego okna
estymacji i okna zdarzenia
dzień zdarzenia
ogłoszenie decyzji
RPP
ogłoszenie decyzji
RPP
-1
0
1
2
t=1 t=2 t=3 t=4
τn=1 τn =2
L
okno zdarzenia
τn=j
dni
okno estymacji
gdzie:
t – kolejny dzień okna zdarzenia dla danego wydarzenia
τn – kolejny dzień okna estymacji dla danego wydarzenia
L – długość okna estymacji (4 dni)
we wszystkich przytaczanych badaniach zasada, nakazująca wybór takiego okna zdarzenia, przy którym żadne z ustalonych okien nie będzie pokrywało się z innym.
Jeżeli na dane okno nakłada się inne okno zdarzenia, wtedy obydwie obserwacje należy wykluczyć z badania. Wybrane okno zdarzenia jest kompromisem pomiędzy długością analizowanego okresu a liczebnością próby. Po
zastosowaniu tego okna liczebność próby spadła z wyjściowych 213 komentarzy do 71. Spadek ten został spowodowany również faktem wyłączania tych wypowiedzi,
których okno zdarzenia zawierało dzień ogłoszenia decyzji 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 końcowych wniosków spowodowane spadkiem mocy testu.
Wszystkie decyzje dotyczące konstrukcji tego badania były podejmowane ze świadomością istnienia dwóch
przeciwnych efektów. Przeprowadzając badanie, wypracowano pomiędzy nimi kompromis. Z jednej strony starano się zdekomponować wpływ czynników i wykluczyć
te, które nie będą poddawane bezpośredniej analizie27.
Z drugiej strony świadomość dużego spadku mocy testów statystycznych spowodowała, że postanowiono nie
przeprowadzać dalszej dekompozycji wpływu innych
czynników, gdyż mogłoby to w najgorszym wypadku wyeliminować wszystkie wypowiedzi bazy, a w najlepszym
− mocno osłabić wartość statystyczną i poprawność
wniosków. Schemat 1 przedstawia okno estymacji i zdarzenia wykorzystane w niniejszym badaniu.
2.4. Statystyczne testy istotności
Na ostatnim etapie wybrano i przeprowadzono statystyczne 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 pozostawienie w bazie jedynie tych wypowiedzi, których okna zdarzeń nie pokrywają
się z oknami zdarzeń innych wypowiedzi i dniami posiedzeń RPP.
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 testach. Widać więc, że korzystanie z większej liczby testów nie wydaje się być uzasadnione. W związku z powyższym w niniejszym artykule zastosowano dziesięć
testów, wychodząc również z założenia, że takie podejście uwiarygodni i pogłębi przeprowadzaną analizę
oraz zwiększy wartość wyciąganych wniosków28. 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 wydarzenie nie ma wpływu na rozkład stóp zwrotów
z danego instrumentu (oczekiwane ponadnormalne
zwroty wynoszą zero)29. W przypadku odrzucenia hipotezy zerowej można stwierdzić, że istnieją przesłanki odrzucenia hipotezy o półsilnej efektywności
informacyjnej rynku badanego instrumentu. Przy dużej płynności i szybkości zawierania transakcji na rynkach badanych instrumentów reakcja statystycznie
istotna już w ciągu jednego dnia jest podstawą do odrzucenia 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 stosowanych testów, co jednak nie dyskredytuje wyciąganych
wniosków.
W badaniu wykorzystane zostały zarówno testy parametryczne, jak i nieparametryczne. Stosowanie testów
z tych dwóch grup jest standardową praktyką w większości badań wykorzystujących analizę zdarzeń. „Zazwyczaj testy nieparametryczne nie są stosowane w izolacji, lecz wspólnie z testami parametrycznymi. Włączenie testów nieparametrycznych zapewnia odporność
wniosków wyciągniętych na podstawie testów parametrycznych” (Campbell et al. 1996, s. 172). Podobne wnioski można wyciągnąć na podstawie badania Campbella
i Wasley’a (1993).
Większość parametrycznych testów istotności została zmodyfikowana bądź stworzona na potrzeby przeprowadzanych analiz zdarzeń. Pierwszym zastosowanym testem parametrycznym jest test (T1)30 o rozkładzie
28 Powyższe testy są wykorzystywane w badaniach typu analiza zdarzeń, niektóre 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 analizie, mówiącej, że wypowiedzi i komentarze członków RPP, odnoszące się do
przyszłych decyzji dotyczących wysokości stóp procentowych, mają statystycznie istotny wpływ na stopy zwrotów z analizowanych instrumentów.
30 Oznaczenia testów zostały nadane przez autora niniejszym artykule.
t-Studenta31 (Brown, Warner 1985; Ahern 2006)32. Zastosowanie tego testu wymaga, aby średnie ponadnormalne stopy zwrotów były niezależne i aby miały identyczny 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, często stosowanym w różnorodnych badaniach wykorzystujących metodę analizy zdarzeń. Często jest punktem odniesienia dla innych testów. Dlatego został wykorzystany
również w poniższym badaniu. W kolejnych testach stosuje się standaryzację ponadnormalnych stóp zwrotu. Do
grupy tej należą: test T2 (Patell 1976; Kolari, Pynnönen
2005), T3 (Corrado 1989; Corrado, Zivney 1992) oraz test
T4 (Ahern 2006). Testy oparte na standaryzowanych ponadnormalnych stopach zwrotu są, podobnie jak test T1,
często stosowane w analizach zdarzeń. MacKinlay (1997)
sygnalizował takie podejście w swojej pracy i twierdził, że
może ono doprowadzić do zwiększenia mocy testów. Badania (Ahern 2006; Boehmer et al. 1991; Campbell, Wasley 1993) potwierdzają, że moc takich testów jest większa od mocy testu T1. Fakt ten jest jednym z powodów zastosowania tego typu testów w niniejszym badaniu. Przy
stosowaniu testu T2 wymagane jest, aby standaryzowane
ponadnormalne stopy zwrotów pochodzące z okna zdarzenia miały rozkład normalny. W przypadku testów
przeprowadzanych dla portfeli złożonych z różnych instrumentów wymaga się też, żeby kowariancje pomiędzy
poszczególnymi instrumentami były równe zero33. Test
T3 oraz T4 wymagają spełnienia tych samych założeń. Ponadnormalne stopy zwrotu dla danego instrumentu powinny mieć rozkład normalny. Co więcej: w przypadku
badań opartych na analizie portfeli złożonych z różnych
instrumentów nie powinny być skorelowane z ponadnormalnymi stopami zwrotu dla innych instrumentów34.
W przypadku wielu rodzajów wydarzeń może się
zdarzyć sytuacja, że w dniach otaczających wydarzenie
wzrasta wariancja ponadnormalnych stóp zwrotu. Zjawisko to może zwiększyć prawdopodobieństwo popełnienia błędu pierwszego rodzaju, a także zwiększać prawdopodobieństwo błędu drugiego rodzaju, a więc zmniejszać moc testu (Brown, Warner 1985; Corrado 1989)
w testach typu T135. Jak wykazało badanie symulacyjne
31 Wszystkie zastosowane w niniejszym badaniu parametryczne testy statystycznej istotności mają rozkład t-Studenta.
32 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 udostępnione wszystkim zainteresowanym osobom. Należy jednocześnie podkreślić, że
część założeń niezbędnych przy stosowaniu wykorzystanych testów statystycznych została spełniona dzięki oddzielnej analizie poszczególnych instrumentów.
Badanie pozostałych założeń dla zdecydowanej większości instrumentów wykazało, że są one spełnione.
33 Założenie to nie znajduje zastosowania w niniejszym badaniu, ponieważ
każdy instrument jest badany oddzielnie.
34 Podobnie jak dla wcześniej analizowanego testu oddzielna analiza poszczególnych instrumentów powoduje, że założenie to nie ma zastosowania w niniejszym badaniu.
35 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 większą mocą niż test T1. Jednocześnie w niektórych przypadkach ma on większą moc aniżeli test oparty na standaryzowanych ponadnormalnych stopach zwrotu. Badanie wykazało również, że dostosowanie testu do wzrostu wariancji w przypadku, gdy nie występuje wzrost
wariancji, nie wpływa negatywnie na wiarygodność wyników. W związku z tym postanowiono wykorzystać formę testu (T5) dostosowaną do wzrostu wariancji przedstawioną w badaniu Corrado i Zivney’a (1992). Do celów kontrolnych i porównań zastosowano poprawkę
uodporniającą test na wzrost wariancji dla każdego dnia
okna zdarzenia. Test ten wymaga spełnienia tych samych założeń co w przypadku testu T3 oraz T4.
W celu zwiększenia odporności wniosków wyciągniętych na podstawie testów parametrycznych zastosowano również testy nieparametryczne. Jest to standardowa pratyka spotykana w większości badań typu analiza
zdarzeń. W niniejszym artykule zastosowano dwa nieparametryczne testy znaków T636 (Campbell et al. 1996)
oraz T7 (Corrado, Zivney 1992). Wykorzystano również
test rang T837 (Corrado, Zivney 1992). Do badania włączono również nieparametryczne statystyki znaków (T9)
i rang (T10) z poprawką dotyczącą wzrostu wariancji ponadnormalnych stóp zwrotu, zbliżoną do tej stosowanej
w teście T5. Dla statystyk T9 i T10 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 wymogów przyjmowania założeń dotyczących cech oraz rozkładu ponadnormalnych stóp zwrotu lub są one znacznie
mniejsze. Przy zastosowaniu testu T6 wymaga się, aby rozkład ponadnormalnych stóp zwrotu był symetryczny. Co
więcej, ponadnormalne stopy zwrotu powinny być nieskorelowane pomiędzy poszczególnymi instrumentami38.
Pozostałe testy nie wymagają spełnienia żadnych założeń
co do rozkładu ponadnormalnych stóp zwrotu.
Badania symulacyjne wykazują, że testy nieparametryczne osiągają większą bądź porównywalną moc
w stosunku do testów parametrycznych. Na podstawie
wyników badania Corrado, Zivney (1992) można stwierdzić, że test znaków T7 ma podobną moc jak test oparty
na standaryzowanych ponadnormalnych stopach zwrotu (w badaniu tym do porównania użyto testu T3). Z kolei test rang T8 cechuje się większą mocą niż testy T3 i T7.
Autorzy badania zalecili użycie testu rang. Z kolei Ahern
(2006) wykazał, iż test znaków T7 i test rang T8 cechują
się porównywalną mocą, ich zastosowanie daje lepsze
36 Wszystkie zastosowane nieparametryczne statystyki testowe mają asymptotyczny rozkład standardowy normalny.
37 Test oparty na teście rangowanych znaków Wilcoxona.
38 Podobnie jak we wcześniej analizowanych testach założenie to dotyczy analizy 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 wykorzystano zarówno test znaków T7, jak i test rang T839.
W przypadku testu znaków z poprawką dotyczącą
wzrostu wariancji w dniu wydarzenia (T9) można zauważyć pewne zwiększenie mocy testu, lecz jest ono niewielkie. Jednocześnie wprowadzenie poprawki skutkuje dużym zredukowaniem prawdopodobieństwa błędu pierwszego rodzaju. Test rang jest za to dość odporny na wzrost
wariancji w dniu zdarzenia, nie obserwuje się zwiększenia jego mocy po zastosowaniu poprawki. Można jednak zauważyć pewną redukcję prawdopodobieństwa błędu pierwszego rodzaju (Corrado, Zivney 1992). Powyższe
cechy spowodowały, że do badania w celach kontrolnych
i porównawczych włączono statystyki znaków i rang uodpornione na wzrost wariancji w dniu wydarzenia. Uczyniono to również w celu przebadania, jakie będą wyniki statystyki testowej z danego dnia okna zdarzenia, uodpornionej 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 komentarzy i dla analizy z jej uwzględnieniem40.
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 komentarze 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 (T3, T4, T5) z dziesięciu zastosowanych testów wykazały istotną41 reakcję w dniu poprzedzającym
wypowiedź członka RPP. Dla kontraktu FRA 2X3 nie zidentyfikowano żadnej istotnej statystycznie reakcji42.
39 Jak już wspominano, w niniejszym artykule wykorzystano również test znaków T6. Został on podany w pracy MacKinlay (1997) jako jeden z przykładów
testów nieparametrycznych. Ma inną konstrukcję niż test T7 i jako jedyny z zastosowanych testów nieparametrycznych wymaga spełnienia założeń co do rozkładu ponadnormalnych stóp zwrotu.
40 Sformułowania wobec efektywności badanych rynków dotyczą efektywności
ocenianej przez pryzmat analizowanego zdarzenia, a nie efektywności całkowitej, 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.
41 W badaniu przyjęto 5-procentowy poziom istotności.
42 Z powodu obszerności zestawienia wartości statystyk oraz wartości średnich ponadnormalnych stóp zwrotu dla poszczególnych cen analizowanych instrumentów zestawienia te nie zostały zamieszczone w niniejszym artykule. Informacje te zostaną udostępnione wszystkim zainteresowanych osobom.
T10 test rang uodporniony
T9 test znaków uodporniony
T8 test rang
T7 test znaków
T6 test znaków
T5 test t−Studenta
standaryzowany, uodporniony
standaryzowany
standaryzowany
T2 test t−Studenta,
standaryzowany
Test
Tabela 3. Istotne statystycznie reakcje dla cen: kupna, sprzedaży i ich średniej dla FRA 1X4
i FRA 2X5
Dzień
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
Cena
Instrument
o
kupno
średnia
o
FRA 1X4
sprzedaż
o
kupno
średnia
o
FRA 2X5
o
sprzedaż
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
Uwaga: istotne statystycznie reakcje zostały zaznaczone „o”.
Wyniki dla FRA 1X2 trudno porównać z przytaczanymi
wcześniej badaniami, ponieważ nie występuje w nich
bezpośredni ani zbliżony odpowiednik tego instrumentu. Brak reakcji FRA 2X3 jest niespójny z wynikami badań dla instrumentów o podobnym horyzoncie (Rozkrut
et al. 2007; Ehrmann, Fratzscher 2005a)43.
Na podstawie powyższej analizy nie ma podstaw
do odrzucenia hipotezy o półsilnej efektywności rynku
kontraktów FRA 2X3 w sensie informacyjnym. W przypadku 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 informacyjnym44.
Analizując powyższe wyniki z punktu widzenia
zdolności RPP do wpływania na ceny instrumentów finansowych, można stwierdzić, że reakcje są na tyle słabe bądź krótkotrwałe, że nie potwierdzają ich testy statystyczne. Jednocześnie można byłoby wyciągnąć wniosek, że RPP nie ma znacznego wpływu na kształtowanie
oczekiwań podmiotów sektora prywatnego w najkrótszym horyzoncie. Być może na ceny tych instrumenty
wpływają głównie tradycyjne instrumenty polityki monetarnej. Sytuacja ta do pewnego stopnia może być też
skutkiem sygnalizowanej w części opinii nieznacznie
niższej płynności.
43 W pracy Rozkrut et al. (2007) do analizy krótkiego końca krzywej dochodowości zastosowano stopy WIBOR o różnych horyzontach czasowych. Stopy te
zachowują się nieco inaczej niż kwotowania kontraktów FRA. Różnice te nie wykluczają jednak porównania wyników badania Rozkrut et al. (2007) i niniejszego
badania. Podobna sytuacja występuje w przypadku badania Ehrmanna i Fratzschera (2005a). W związku z powyższym porównania zostały dokonane ze świadomością istniejących różnic.
44 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 napływające informacje.
Z kolei dla kontraktu FRA 1X4 cztery statystyki testowe wykazały istotną statystycznie reakcję (T7, T8, T9,
T10). Dla rynku FRA 2X5 istotną reakcję wykazały dodatkowo testy T5 oraz T6 . 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 opublikowania wypowiedzi danego członka RPP. Istotne reakcje 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 zidentyfikowaną istotną reakcję (oprócz reakcji w dniu zdarzenia dla ceny kupna FRA 1X4) potwierdzają co najmniej
dwa testy. Pod tym względem wyniki dla stóp zwrotu liczonych dla poszczególnych cen można uznać za spójne. 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 cechowały się one dużą zmiennością, co może tłumaczyć
zróżnicowanie wyników dla poszczególnych cen.
Omówione powyżej wyniki pokazują, że należy odrzucić hipotezę o półsilnej efektywności informacyjnej
rynku badanych instrumentów45. Interpretacja istotnych reakcji w drugim dniu po zdarzeniu nie jest
jednoznaczna. Możliwe, że reakcja ta jest wynikiem
wpływu czynników nieuwzględnionych i niezbadanych
w tym artykule46. Istotne statystyki testowe w dniu zdarzenia są przesłankami by stwierdzić, że wypowiedzi
i komentarze członków RPP dotyczące przyszłych decyzji w sprawie stóp procentowych mogą wpływać na
45 Rynki badanych instrumentów są obecnie na tyle płynne i rozwinięte oraz
na tyle szybko uwzględniają nowe informacje, że trudno byłoby mówić o efektywności rynku, na którym wpływ zdarzenia jest istotny statystycznie w ujęciu
dziennym.
46 Dokonany wybór czynników został uzasadniony w części 2.3.
kwotowania FRA 1X4 i FRA 2X5. Nie jest więc bezpodstawne stwierdzenie, że badane komentarze i wypowiedzi dostarczają uczestnikom analizowanych rynków
istotnych informacji związanych z polityką monetarną,
a przekazywanie przez członków RPP informacji i treści
jest skuteczne i efektywne. Na podstawie powyższych
wyników oraz argumentacji przedstawionej w pierwszej części artykułu można sądzić, że komentarze i wypowiedzi członków RPP wpływają na zwiększenie przejrzystości i przewidywalności polityki monetarnej. Dzięki dostarczaniu informacji na temat tej polityki uczestnicy rynku mogą lepiej zrozumieć mechanizmy i działanie banku centralnego, dzięki czemu zmniejsza się
ich niepewność. Jak twierdzą autorzy pracy Rozkrut et
al. (2007), „można oczekiwać, że (...) przekazywanie informacji i treści pomaga zwiększyć przewidywalność decyzji banku centralnego” (s. 194). Jednocześnie nie jest
bezpodstawne stwierdzenie, że uczestnicy rynku biorą pod uwagę opinie członków RPP podejmując decyzje
inwestycyjne i kształtując oczekiwania. Można wnioskować, że wypowiedzi i komentarze ułatwiają uczestnikom wyrobienie sobie zdania na temat przyszłej decyzji RPP co do wysokości stóp procentowych. Dzięki temu zmniejsza się zaskoczenie decyzjami RPP i rośnie ich
przewidywalność47.
3.1.2. Długi odcinek krzywej dochodowości – swapy procentowe
(dwu- i pięcioletni IRS)
Dla dwóch analizowanych swapów procentowych reprezentujących długi odcinek badanej krzywej dochodowości nie odnotowano istotnej statystycznie reakcji stóp zwrotu w odpowiedzi na komentarze i wypowiedzi członków RPP. W związku z tym nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy o półsilnej efektywności
informacyjnej rynku tych instrumentów. Można więc
stwierdzić, że wpływ komentarzy i wypowiedzi członków RPP na stopy zwrotów badanych swapów procentowych jest na tyle słaby, że nie są one odnotowywane jako
statystycznie istotne. Zważywszy na wyniki dla swapów,
analizowane informacje i treści przekazywane przez RPP
wydają się nieskuteczne oraz przy ich użyciu nie ma
możliwości bezpośredniego oddziaływania na długoterminowe oczekiwania. Jednak z drugiej strony fakt, że nie
wystąpiła istotna statystycznie reakcja, świadczy o tym,
że większość informacji dostarczonych uczestnikom rynku za pośrednictwem komentarzy i wypowiedzi była już
wkalkulowana w ceny tych instrumentów (Ziarko-Siwek
2004). Należy pamiętać, że dochodowość badanych swapów jest odzwierciedleniem długoterminowych oczekiwań. Dlatego zmiany oczekiwań nie są tak silne, jak
w przypadku krótkiego odcinka krzywej dochodowości
i są dyskontowane o wiele wcześniej.
47 Jak wspomniano, zależność ta jest w dużej mierze determinowana spójnością
wypowiedzi członków jej członków z późniejszymi jej decyzjami. Zagadnienie
to zostało pokrótce opisane w pierwszej części artykułu.
Brak reakcji swapów procentowych świadczy również o bardzo korzystnej cesze polityki monetarnej.
Na podstawie analizy zachowania całej krzywej dochodowości widać, że na wypowiedzi i komentarze istotnie reaguje krótki odcinek, natomiast długi wykazuje
na tyle małe reakcje, że nie są uznawane za istotne statystycznie. Świętoń (2002), badając reakcje krzywej dochodowości na zmiany wysokości stóp procentowych,
interpretuje takie zachowanie krzywej dochodowości jako potwierdzenie wiarygodności polityki pieniężnej48.
Również w niniejszym badaniu brak reakcji długiego odcinka można interpretować jako wiarę i zaufanie uczestników rynku w to, że RPP, podejmując decyzje, których
zapowiedziami są wypowiedzi i komentarze jej członków, ustabilizuje inflację w granicach celu inflacyjnego.
Zwiększona wiarygodność może być w pewnej mierze skutkiem pośredniego wpływu wypowiedzi członków RPP49.
Otrzymane wyniki są spójne z wynikami uzyskanymi przez Ehrmana i Fratzschera (2005a) dla Stanów
Zjednoczonych i Wielkiej Brytanii50. Zestawiając wyniki dla Polski (Rozkrut et al. 2007), można zauważyć,
że w porównaniu z wcześniejszym okresem osłabła reakcja segmentu krzywej dochodowości o dwuletnim horyzoncie.
Podsumowując wyniki analizy komentarzy i wypowiedzi członków RPP dotyczących przyszłych decyzji
co do wysokości stóp procentowych, bez uwzględnienia
dokonanej klasyfikacji, można stwierdzić, że dla segmentu o najkrótszym horyzoncie czasowym (FRA 1X2,
FRA 2X3) nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy o półsilnej efektywności informacyjnej. Brak wpływu wypowiedzi i komentarzy na najkrótszy odcinek krzywej
dochodowości może oznaczać możliwość udoskonalenia
tej formy przekazywania informacji. Jak wspominano, na
ceny tych instrumentów mogą głównie oddziaływać tradycyjne instrumenty polityki monetarnej. Ograniczony
wpływ na te wnioski mogą też mieć cechy charakterystyczne rynków. Dla zaliczanych do krótkiego końca
krzywej dochodowości kontraktów FRA 1X4 i FRA 2X5
została odrzucona hipoteza o półsilnej efektywności informacyjnej rynków tych instrumentów. Dla długiego
odcinka krzywej dochodowości (IRS 2Y, IRS 5Y) nie ma
podstaw, aby twierdzić, że rynek analizowanych instrumentów nie jest półsilnie efektywny w sensie informacyjnym. Brak reakcji tego odcinka krzywej nie świadczy
o zupełnym braku możliwości kształtowania przez RPP
oczekiwań w najdłuższym horyzoncie, gdyż w długim
48 Odnosząc ten wniosek do reakcji krzywej dochodowości w niniejszym badaniu, należy pamiętać, że różne są analizowane zdarzenia. Jak jednak pokazała
chociażby analiza reakcji krótkiego odcinka, rynek odbiera wypowiedzi i komentarze jako cenne informacje odzwierciedlające poglądy poszczególnych członków RPP, przez co może sformułować oczekiwania co do przyszłych decyzji monetarnych. Co więcej – jak wspominano, zmniejszył się problem niespójności
wypowiedzi członków RRP z późniejszymi decyzjami tego organu.
49 Opis tej zależności przedstawiono w pierwszej części artykułu.
50 Wszystkie wyniki są interpretowane przy przyjętym 5-procentowym poziomie istotności.
horyzoncie zmiany oczekiwań są dyskontowane o wiele
wcześniej niż w krótkim horyzoncie. W dodatku na podstawie analizy długiego odcinka została wykazana wiarygodność polityki pieniężnej, na którą zgodnie z wnioskowaniem przedstawionym w pierwszej części artykułu
pewien wpływ może mieć przekazywanie informacji
i treści przez RPP.
Powyższe wnioski są w dużej mierze zgodne z wynikami innych badań. Reakcje krzywej dochodowości
w Polsce są podobne do reakcji w krajach bardziej
rozwiniętych. Jeżeli chodzi o drugą weryfikowaną hipotezą, to wyniki badania są przesłankami by stwierdzić poprzez analizowany rodzaj przekazywanych informacji RPP może kształtować oczekiwania i wpływać na ceny niektórych instrumentów finansowych
oraz że przekazywanie informacji i treści jest cennym
uzupełnieniem instrumentarium NBP, zwiększającym
efektywność polityki monetarnej. Rozwój rynków finansowych może poszerzyć zakres oddziaływania
analizowanego rodzaju informacji i pozwolić na czerpanie jeszcze większych korzyści z ich przekazywania
podmiotom ekonomicznym.
3.2. Analiza wpływu wypowiedzi i komentarzy członków RPP
z uwzględnieniem przypisywanych ocen
3.2.1. Krótki odcinek krzywej dochodowości – kontrakty FRA: 1X2,
2X3, 1X4, 2X5
Dla kontraktów FRA o najkrótszym horyzoncie czasowym – FRA 1X2 i 2X3 – jedynie w dwóch przypadkach wystąpiły reakcje istotne statystycznie. Pierwszą
z nich jest reakcja ceny kupna FRA 1X2 dla komentarzy „jastrzębich” na dzień przed opublikowaniem komentarza. Potwierdza ją jedynie test T3. Drugim przypadkiem jest reakcja cen sprzedaży FRA 2X3 na komentarze „jastrzębie” dwa dni po wydarzeniu – potwierdzona przez testy T7 i T10. W pozostałych dniach
dla wszystkich rodzajów badanych wypowiedzi i komentarzy nie wykryto żadnej istotnej reakcji zarówno
dla FRA 1X2, jak i FRA 2X3.
W świetle powyższych wyników, zważywszy że nieliczne zidentyfikowane reakcje są potwierdzone przez
jeden bądź dwa testy, uznano, że nie ma podstaw
do odrzucenia hipotezy o półsilnej efektywności informacyjnej rynków FRA 1X2 i FRA 2X3. Wyniki analizy uwzględniającej podział komentarzy według przypisanych „ocen” są niemal identyczne jak wyniki dla
analizy nieuwzględniającej podziału. Uzasadnienie zidentyfikowanych reakcji w tej części badania i wnioski
wyciągnięte na ich podstawie w całości pokrywają się
z wnioskami z części 3.1.1 i w związku z tym nie będą
ponownie omawiane.
Pierwszym spostrzeżeniem podczas analizy reakcji
FRA 1X4 i FRA 2X5 jest fakt, że stopy zwrotu liczone dla
cen kupna i sprzedaży oraz ich średnie wykazują bardzo
podobne reakcje51. Podobieństwo tych reakcji jest zdecydowanie większe niż przy analizie bez uwzględniania
podziału komentarzy według przypisanych „ocen”. Występują nieliczne różnice, ale jest ich zdecydowanie
mniej. Mogą je powodować opisywane wcześniej wahania spreadów cen analizowanych instrumentów. Podsumowanie istotnych reakcji dla FRA 1X4 i 2X5 znajduje się w tabeli 4.
Analizując reakcje FRA 1X4 dla poszczególnych rodzajów komentarzy, można zauważyć, że dla komentarzy
neutralnych dziewięć na dziesięć testów statystycznych wykazuje, że istnieje istotna statystycznie reakcja
w dniu opublikowania komentarzy bądź wypowiedzi.
W tym dniu dla trzech analizowanych cen występują
dodatnie średnie ponadnormalne stopy zwrotu. Być może jest to spowodowane faktem52, że według rynku komentarze neutralne, które pojawiały się w okresie systematycznych obniżek stóp procentowych, mogły świadczyć raczej o „jastrzębich” poglądach niż „gołębich”, ponieważ spodziewał się wtedy redukcji stóp. Na tym etapie trudno jednak kategorycznie uzasadnić taką reakcję.
Nie występują natomiast żadne istotne statystycznie reakcje dla komentarzy „gołębich” – rynek najwyraźniej
już wcześniej antycypował tego typu komentarze i zostały one wcześniej zdyskontowane53. Dla komentarzy
„jastrzębich” występują reakcje w drugim dniu po zdarzeniu. Odnoszą się one do stóp zwrotu liczonych na
podstawie cen średnich i sprzedaży i są w ich przypadku
potwierdzone przez co najmniej cztery testy. Reakcje te
uzasadniono w części 3.1.154. Średnie ponadnormalne
stop zwrotu związane z tymi reakcjami są dodatnie.
Pojawiły się reakcje w dniu poprzedzającym dzień
publikacji55 komentarza „jastrzębiego” dla stóp zwrotu liczonych na podstawie trzech analizowanych cen.
Potwierdzają je co najmniej cztery testy statystyczne.
W tym przypadku trudno o kategoryczne uzasadnienie.
Możliwe, że w pewnych przypadkach informacje dotyczące udzielonych wypowiedzi i komentarzy są rozpowszechniane nieformalnie, zanim zostaną oficjalnie
podane do wiadomości publicznej. Jednocześnie zidentyfikowana reakcja może być wynikiem wpływu
czynników nieuwzględnionych tym artykule. Średnie
ponadnormalne stopy zwrotu związane z wyżej opisaną
51 Test T wykazał najmniej istotnych statystycznie reakcji. Jak wspominano,
1
w literaturze istnieje pogląd, że wyniki tego testu należy interpretować ostrożnie
(Ahern 2006; Corrado, Zivney 1992). Co więcej, w części 2.4 artykułu stwierdzono, że test ten jest wrażliwy na wzrost wariancji ponadnormalnych stóp zwrotu. W związku z tym w formułowaniu wniosków był on uwzględniany w mniejszym stopniu niż inne testy.
52 Przedstawia to wykres 1 w części 2.1.
53 Większość komentarzy „gołębich” miała również miejsce w okresie systematycznych obniżek stóp procentowych, więc nie były one dla rynku zaskoczeniem.
54 Test T wykazał również istotną reakcję dzień po dniu publikacji komen6
tarzy „jastrzębich” dla stóp zwrotu obliczonych na podstawie cen kupna i cen
sprzedaży. Reakcje te potwierdza jednak tylko jeden test, więc zostały pominięte
w szczegółowej analizie.
55 Reakcji takich nie zidentyfikowano dla analizy bez uwzględnienia ocen przypisanych wypowiedziom.
1
0
-1
1
0
-1
1
0
-1
1
0
-1
1
0
-1
1
0
-1
T8 test rang
T7 test znaków
T6 test znaków
T5 test t−Studenta standaryzowany, uodporniony
T4 test t−Studenta standaryzowany
Dzień
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
-1
0
1
2
Ocena
komentarza
Test
T2 test t−Studenta, standaryzowany
Tabela 4. Istotne statystycznie reakcje dla cen: kupna, sprzedaży i ich średniej dla FRA 1X4
i FRA 2X5
Cena i
instrument
o
FRA 1X4
cena kupna
o
FRA 1X4
cena średnia
FRA 1X4
cena sprzedaży
FRA 2X5
cena kupna
FRA 2X5
cena średnia
FRA 2X5
cena sprzedaży
o
o
o
o
o o
o
o o
o o
o
o o
o
o
o
o
o
o
o o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o o
o o
o
o
o
o
o
o o
o
o o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
o
Uwaga: istotne statystycznie reakcje zostały zaznaczone „o”.
reakcją są dodatnie, co jest zgodne z kierunkiem komentarza. Podobne reakcje na komentarze neutralne odnotowano dla cen sprzedaży, jednak dotyczyło to tylko jednej
ceny i zostało potwierdzone jedynie przez dwa testy statystyczne, więc pominięto je w szczegółowej analizie.
W przypadku FRA 2X5 zdecydowana większość testów statystycznych wykazała, że stopy zwrotu liczone
na podstawie każdej z trzech analizowanych cen reagują
istotnie statystycznie na drugi dzień po „jastrzębiej” wypowiedzi. Jest to sytuacja podobna do tej z analizy bez
uwzględnienia podziału, została ona wyjaśniona w części 3.1.1. Występują też istotne reakcje w dniu publikacji
wypowiedzi „jastrzębiej” (reakcja stopy zwrotu opartej
na trzech analizowanych cenach, zidentyfikowana przez
testy T6 i T7) oraz w dniu publikacji wypowiedzi neutralnej (reakcja stopy zwrotu opartej na cenie średniej i cenie sprzedaży, zidentyfikowana przez testy T7 i T9). Znaki średnich ponadnormalnych stóp zwrotu są w przypadku powyższych reakcji dodatnie, co dla komentarzy
„jastrzębich” jest zgodne z oczekiwaniami. Dodatni znak
reakcji w odpowiedzi na komentarze neutralne uzasadniono w analizie FRA 1X4. Nie zidentyfikowano istotnej
reakcji dla komentarzy „gołębich”.
Na podstawie powyższych wyników można stwierdzić, że w przypadku rynku FRA 1X4 i FRA 2X5 należy
odrzucić hipotezę zerową o półsilnej efektywności informacyjnej rynku analizowanych instrumentów, choć
w przypadku FRA 2X5 przesłanki by odrzucić są słabsze. Wnioski te są spójne z wnioskami analizy bez wy-
odrębniania rodzajów komentarzy, jednak odnotowano
pewne różnice. Najważniejszą jest zredukowanie liczby testów statystycznych potwierdzających istotną statystycznie rekcję FRA 2X5 w dniu wydarzenia. Zapewne
wynikają one z faktu, że podział całej próby według
ocen komentarzy na mniejsze części może powodować,
iż niektóre reakcje stają się relatywnie silniejsze i w odniesieniu do innego zbioru pozostałych reakcji stają się
istotne statystycznie. Wpływa to na zidentyfikowanie
innych statystycznie istotnych reakcji dla obydwu rodzajów analiz.
Na podstawie wyników dla FRA 1X4 i 2X5 interpretowanych z punktu widzenia efektywności przekazywania przez RPP informacji i treści oraz ich wpływu na politykę monetarną można wyciągnąć bardzo podobne wnioski, jak w analizie bez uwzględnienia klasyfikacji komentarzy56. Podobnie jak we wcześniejszej
analizie otrzymane czynniki stanowią przesłanki by
stwierdzić, że komentarze członków RPP dotyczące wysokości przyszłych stóp procentowych wpływają na
kwotowania kontraktów FRA 1X4 i 2X5. Należy jednak
podkreślić, że istotne statystycznie reakcje odnotowano
w dniu zdarzenia przede wszystkim w przypadku komentarzy neutralnych. Wobec tego typu komentarzy zanotowano dodatnie średnie ponadnormalne stopy zwrotów. Odnotowano również statystycznie istotne reakcje
56 Wnioski, które są w pełni spójne z wnioskami dla analizy bez uwzględniania
klasyfikacji komentarzy, zostaną omówione skrótowo, aby uniknąć formułowania ich po raz kolejny.
T8 test rang
T7 test znaków
T6 test znaków
T5 test t−Studenta standaryzowany, uodporniony
2
1
0
2
-1
1
0
-1
2
1
0
-1
2
1
0
-1
2
1
0
2
-1
1
0
2
-1
1
0
2
-1
1
0
2
-1
1
0
2
-1
1
0
Dzień
-1
Ocena
komentarza
Test
1
0
-1
1
0
-1
1
0
-1
1
0
-1
1
0
-1
1
0
-1
T2 test t−Studenta, standaryzowany
Tabela 5. Istotne statystycznie reakcje dla cen: kupna, sprzedaży i ich średniej dla IRS 2Y
i IRS 5Y
Cena i
instrument
IRS 2Y cena
kupna
IRS 2Y cena
o
średnia
IRS 2Y cena
o
o
o
sprzedaży
IRS 5Y cena
o
kupna
IRS 5Y cena
o
średnia
IRS 5Y cena
o
o
o
o
o
o
o
o
sprzedaży
Uwaga: reakcje istotne statystycznie zostały zaznaczone „o”.
na komentarze „jastrzębie”, lecz miały one miejsce dzień
przed zdarzeniem i dwa dni po zdarzeniu. Znak średnich ponadnormalnych stóp zwrotu był w tym przypadku zgodny z oczekiwaniami. Nie zanotowano natomiast
żadnej istotnej reakcji dla komentarzy „gołębich”.
Powyższe rezultaty są zbliżone do wyników analizy
bez uwzględniania ocen57, choć zostały nieco osłabione58. Również porównanie obydwu podejść w analizie
z wynikami innych badań, omawianych w pierwszym
rozdziale, pozwala sformułować takie same wnioski.
3.2.2. Długi odcinek krzywej dochodowości – swapy procentowe
(dwu- i pięcioletni IRS)
Analiza statystycznej istotności reakcji instrumentów
reprezentujących długi odcinek krzywej dochodowości
nieznacznie się różni od analizy z uwzględnieniem ocen
przypisanych komentarzom i bez ich uwzględnienia.
Główna różnica polega na zidentyfikowaniu nielicznych
istotnych statystycznie reakcji stóp zwrotu. Dla dwuletniego swapu procentowego (IRS 2Y) dzień przed publikacją wypowiedzi „jastrzębiej” wystąpiły istotne reakcje stóp zwrotów obliczonych na podstawie ceny średniej (reakcja potwierdzona przez test T6) i ceny sprzedaży (reakcja potwierdzona przez testy: T6, T7 i T9). Śred57 Wnioski te zostały opisane szczegółowo w części 3.1.1.
Przykładem może być zmniejszenie liczby testów dla FRA 2X5, potwierdzających istotną reakcję w dniu opublikowania wypowiedzi bądź komentarza,
a także różnice między wynikami dla poszczególnych rodzajów komentarzy.
58 nie ponadnormalne stopy zwrotów związane z tymi reakcjami są dodatnie. Trudno precyzyjnie uzasadnić te reakcje. Powodami mogą być nieformalne upublicznianie
wypowiedzi bądź czynniki nieuwzględnione w badaniu.
Należy też zwrócić uwagę na małą liczbę testów potwierdzających statystyczną istotność tych reakcji. Zbiorcze wyniki testów istotności dla swapów procentowych
przedstawia tabela 5.
W przypadku pięcioletnich swapów procentowych
również zidentyfikowano reakcję na komentarze „jastrzębie” w dniu poprzedzającym ich publikację, dla
stóp zwrotu opartych na cenach kupna i cenach średnich (potwierdzone przez test T6), natomiast dla stóp
zwrotu opartych na cenach sprzedaży istotną reakcję
wykazało pięć testów. Dla wszystkich cen zanotowano
dodatnie średnie ponadnormalne stopy zwrotu. Uzasadnienie tych reakcji jest takie samo jak w przypadku
swapu dwuletniego. Zidentyfikowano też istotną statystycznie reakcję stóp zwrotu obliczonych na podstawie
cen kupna w dniu wypowiedzi, spowodowaną przez wypowiedzi „gołębie”. Średnie ponadnormalne stopy zwrotu związane z tą reakcją są, zgodnie z oczekiwaniami,
ujemne. Reakcję tę potwierdzają jednak tylko trzy testy
statystyczne, co ogranicza jej wpływ na bardziej ogólne wnioski.
Można zauważyć, że obydwa analizowane swapy
zachowują się bardzo podobnie, choć występują niewielkie różnice. W analizie uwzględniającej oceny zidentyfikowano nieliczne istotne reakcje, które nie wy-
stępowały w analizie bez uwzględnienia przypisanych
ocen. Reakcje te potwierdza jednak mała liczba testów
(jedynym wyjątkiem jest reakcja stóp zwrotu opartych na
cenach sprzedaży IRS 5Y na wypowiedzi „jastrzębie”).
Z tego względu ich wpływ na końcowe wnioski jest ograniczony.
Odnosząc przedstawione powyżej wyniki badania
do postawionych pytań badawczych, można stwierdzić,
że wystąpiły przesłanki by odrzucić hipotezę o półsilnej
efektywności analizowanych swapów procentowych.
Potwierdza je jednak mała liczba testów. W związku
z tym hipoteza ta nie zostaje odrzucona. Wyjątkiem jest
opisana wyżej reakcja stóp zwrotu opartych na cenach
sprzedaży swapu pięcioletniego na wypowiedzi „jastrzębie”. Porównanie z rynkami FRA 1X4 i 2X5 pokazuje
jednak, że w przypadku tych rynków istniały o wiele
poważniejsze powody odrzucenia hipotezy. Co więcej,
analiza bez uwzględniania podziału komentarzy nie dała podstaw do odrzucenia badanej hipotezy. W świetle
powyższych argumentów autor postanowił nie odrzucać
hipotezy o półsilnej efektywności informacyjnej rynku
pięcioletnich swapów procentowych. W związku z tym
można wyciągnąć niemal identyczne wnioski jak te zaprezentowane w części 3.1.259.
Analiza wpływu komentarzy i wypowiedzi członków RPP dotyczących przyszłych decyzji w sprawie
wysokości stóp procentowych z uwzględnieniem klasyfikacji komentarzy potwierdza wyniki analizy bez
uwzględnienia klasyfikacji. Wnioski co do efektywności
instrumentów reprezentujących krótki koniec krzywej
dochodowości są analogiczne do tych sformułowanych
w analizie bez uwzględniania ocen przypisanych wypowiedziom. Dla długiego odcinka pojawiły się nieliczne
reakcje, lecz ich bardziej szczegółowa i poszerzona analiza spowodowała, że nie uznano ich za wystarczające
powody do odrzucenia hipotezy o efektywności rynków
badanych instrumentów. W toku analizy wykazano, że
jedynie stopy zwrotu obliczone na podstawie cen kupna
pięcioletniego swapu procentowego reagują istotnie na
komentarze „gołębie”, lecz fakt ten potwierdza mała liczba testów. Ceny niektórych instrumentów wykazywały
natomiast reakcje dla komentarzy „jastrzębich” i neutralnych; w obu przypadkach potwierdzają to dodatnie średnie ponadnormalne stopy zwrotów.
Można również stwierdzić, że wnioski co do wypowiedzi i komentarzy oraz ich skuteczności i efektywności jako instrumentu polityki monetarnej pokrywają się
z wnioskami analizy bez uwzględniania przypisanych
ocen (część 3.1).
59 Z tego powodu te same wnioski nie są przytaczane po raz kolejny – zostały
one szczegółowo opisane w części 3.1.2. Podobnie jest w przypadku porównania
wyników niniejszego badania z wynikami omawianych badań.
4. Podsumowanie
Zaprezentowane badanie objęło komentarze i wypowiedzi dotyczące przyszłych decyzji w sprawie wysokości
stóp procentowych. Sformułowano również dodatkowe
wnioski dotyczące analizowanego rodzaju informacji
i treści przekazywanych przez RPP. Jednocześnie zbadano hipotezę o półsilnej efektywności informacyjnej
rynków analizowanych instrumentów.
W badaniu wykorzystano analizę zdarzeń opartą na
analizie statystycznej istotności ponadnormalnych stóp
zwrotu. Wykorzystano w niej specjalnie skonstruowaną
bazę wypowiedzi i komentarzy członków RPP. W badaniu uwzględniono cztery kontrakty FRA (1X2, 2X3, 1X4
i 2X5) oraz dwa swapy procentowe (dwu- i pięcioletni
– IRS 2Y i IRS 5Y). Posłużono się modelem stałej średniej stopy zwrotu. Następnie zastosowano dziesięć różnorodnych statystycznych testów istotności. Były to testy parametryczne: oparte na rozkładzie t-Studenta, obliczane na podstawie standaryzowanych (bądź nie) ponadnormalnych stóp zwrotu oraz jeden test uodporniony
na wzrost wariancji ponadnormalnych stóp zwrotu. Zastosowano też testy nieparametryczne: testy znaków
i test rang, a także ich formy uodpornione na wzrost wariancji ponadnormalnych zwrotów.
Zarówno podejście uwzględniające klasyfikację komentarzy, jak również niebiorące jej pod uwagę prowadzą do podobnych wniosków. W przypadku najkrótszego
odcinka krzywej dochodowości (FRA 1X2 i 2X3) odnotowano brak istotnych, zdecydowanie potwierdzonych
reakcji. W związku z tym możliwe jest sformułowanie
wniosku o braku podstaw do odrzucenia hipotezy o półsilnej efektywności rynków instrumentów należących do
tego odcinka, a także o braku możliwości wpływu RPP
za pomocą komentarzy i wypowiedzi na ich ceny. Jak
wspominano, na ceny tych instrumentów mogą głównie
oddziaływać tradycyjne instrumenty polityki monetarnej. Co więcej, na powyższe wnioski może nieznacznie
wpływać wskazywana w części opinii nieznacznie niższa płynność powyższych instrumentów.
W odniesieniu do instrumentów reprezentujących
krótki odcinek krzywej i mających dłuższy horyzont
czasowy (FRA 1X4 i 2X5) zidentyfikowano istotne statystycznie reakcje. Są one przesłankami by stwierdzić,
że badane wypowiedzi i komentarze członków RPP mogą wpływać na ceny niektórych instrumentów finansowych, a także dają możliwość kształtowania oczekiwań
uczestników, choć nie we wszystkich horyzontach czasowych. Z powodu powyższych reakcji należy odrzucić
hipotezę o półsilnej efektywności informacyjnej wymienionych instrumentów. Dla najdłuższego odcinka krzywej dochodowości wykryto nieliczne reakcje. Pozostałe
były na tyle niewielkie, że testy statystyczne nie zidentyfikowały ich jako istotnych. W świetle powyższego uznano, że nie ma istotnych podstaw do odrzucenia hipotezy
o półsilnej efektywności rynku badanych swapów pro-
centowych. Niewielkie reakcje tego odcinka, zgodnie
z argumentacją Ziarko-Siwek (2004), można uzasadnić
tym, że instrumenty reprezentujące długi koniec krzywej
dochodowości o wiele wcześniej dyskontują informacje
i zmianę oczekiwań. Reakcja długiego końca świadczy
też o wiarygodności polityki monetarnej.
Analiza uwzględniająca klasyfikację komentarzy
i wypowiedzi pokazała, że najwięcej istotnych statystycznie reakcji wykryto dla komentarzy „jastrzębich”.
W ich przypadku pojawiły się reakcje: w dniu poprzedzającym wypowiedź bądź dwa dni po wypowiedzi.
Liczne reakcje odnotowano dla komentarzy neutralnych.
Zarówno dla reakcji na komentarze „jastrzębie”, jak
i neutralne wystąpiły dodatnie średnie ponadnormalne
stopy zwrotu. Tylko w jednym przypadku wykryto istotną statystycznie reakcję na komentarze „gołębie”, lecz
potwierdziła ją mała liczba testów.
Na podstawie uzyskanych rezultatów widać, że
przekazywanie analizowanego rodzaju informacji i treści daje Radzie Polityki Pieniężnej nieco ograniczoną
możliwość wpływania na ceny niektórych instrumentów
i kształtowania oczekiwań w określonych horyzontach
czasowych. Zidentyfikowane istotne statystycznie reakcje są przesłankami by stwierdzić, że wypowiedzi i komentarze członków RPP mogą być cennym źródłem informacji. Wcześniej przytaczana argumentacja pozwala
też stwierdzić, że wypowiedzi i komentarze zwiększają
przejrzystość polityki monetarnej, a pośrednio wpływają
na zwiększanie jej wiarygodności i przewidywalności
decyzji co do wysokości stóp procentowych. Nie jest jednocześnie bezpodstawne stwierdzenie, że wypowiedzi
członków RPP mogą być cennym uzupełnieniem instrumentarium NBP. Należy jednak podkreślić, że powyższe wnioski opierają się na zidentyfikowanych istotnych statystycznie reakcjach cen instrumentów FRA 1X4
i FRA 2X5.
Rozwój rynków finansowych może spowodować poszerzenie zakresu oddziaływania tego rodzaju informacji
i treści. Co więcej, ulepszanie przekazywania informacji i
treści przez RPP, a także udoskonalanie innych jego form
oraz opracowywanie nowych może pozytywnie wpłynąć na oddziaływanie przekazywanych informacji i treści na
oczekiwania rynku i ceny niektórych instrumentów, a także zwiększać czerpane z niego korzyści.
Bibliografia
Ahern K.R. (1998), Sample selection and event study estimation, mimeo, http://ssrn.com/abstract=970351
Bajo E. (2005), The information content of abnormal trading volume, mimeo, http://ssrn.com/abstract=313582
Barclay M.J., Litzenberger R.H. (1987), Announcements effects of new equity issues and the use of intraday price data,
“Journal of Financial Economics”, Vol. 21, No. 1, s. 71−99.
Blinder A.S. (1998), Central banking in theory and practice, MIT Press, Cambridge.
Boehmer E., Musumeci J. Poulsen A.B. (1991), Event study methodology under conditions of event−induced variance,
“Journal of Financial Economics”, Vol. 30, No. 2, s. 253−272.
Brown S.J., Warner J.B. (1980), Measuring security price performance, “Journal of Financial Economics”, Vol. 8, No.
3, s. 205−258.
Brown S.J., Warner J.B. (1985), Using daily stock returns. The case of event studies, “Journal of Financial Economics”,
Vol. 14, No. 1, s. 3−31.
Campbell J.Y., Lo A.W., Mackinlay A.C. (1996), Econometrics of financial markets, Princeton University Press,
Princeton.
Campbell C.J., Wasley C.E. (1993), Measuring security price performance using daily NASDAQ returns, “Journal of
Financial Economics”, Vol. 33, No. 1, s. 73−92.
Chan-Lau J.A. (2001), Corporate restructuring in Japan: an event−study analysis, “Working Paper”, No. 202, IMF,
Washingtion, D.C.
Corrado C.J. (1989), A nonparametric test for abnormal security – price performance in event studies, “Journal of
Financial Economics”, Vol. 23, No. 2, s. 385−395.
Corrado C.J., Zivney T.L. (1992), The specification and power of the sign test in event study hypothesis tests using daily
stock returns, “Journal of Financial and Quantitative Analysis”, Vol. 27, No. 3, s. 465−478.
Czekaj J., Woś M., Żarnowski J. (2001), Efektywność giełdowego rynku akcji w Polsce. Z perspektywy dziesięciolecia,
Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa.
Czogała A., Kot A., Sawicka A. (2005), Infation expectations of Polish entrepreneurs. Does the central bank
communication matter?, materiały z konferencji “Central Bank Transparency and Communication: Implications
for Monetary Policy”, 2-3 czerwca, NBP, Warszawa.
Ehrmann M. Fratzscher M. (2005a), Communication and decision−making by central bank committees: different
strategies, same effectiveness?, “Working Paper”, No. 488, ECB, Frankfurt.
Ehrmann M., Fratzscher M. (2005b), How should central banks communicate?, “Working Paper”, No. 557, ECB,
Frankfurt.
Fama E.F. (1970), Efficient capital markets: A review of theory and empirical work, “Journal of Finance”, Vol. 25, No.
2, s. 383−417.
Gurgul H. (2006), Analiza zdarzeń na rynkach akcji. Wpływ informacji na ceny papierów wartościowych, Oficyna
Ekonomiczna, Kraków.
Haldane A.G., Read V. (1999), Monetary policy and the yield curve, “Quarterly Bulletin”, May, Bank of England,
London.
Hand J. R. M., Holthausen R. W., Leftwich R. W. (1992), The effect of bond rating agency announcements on bond and
stock prices, “Journal of Finance”, Vol. 47, No 2, s. 733–752.
Issing O. (2005), Communication, transparency, accountability: monetary policy in the twenty−first century, “Federal
Reserve Bank of St. Louis Review”, Vol. 87, No.2, Part 1 (March/April), s. 65−83.
Kaketsis A., Sarantis N. (2006), The effects of monetary policy changes on market interest rates in Greece: An event
study approach, “International Review of Economics and Finance”, Vol. 15, No. 4, s. 487–504.
Kohn D., Sack B. (2003), Central bank talk: Does it matter and why?, “Working Paper”, No. 2003-55, Board of Governors
of the Federal Reserve System, Washington, D.C.
Kolari J., Pynnönen S. (2005), Event−study methodology: Correction for cross−sectional correlation in standardized
abnormal return tests, mimeo, http://lipas.uwasa.fi/julkaisu/ewp/mat9.pdf
Kotłowski J. (2006), Funkcje reakcji Rady Polityki Pieniężnej – analiza logitowa, „Bank i Kredyt”, nr 4, s. 3–18.
MacKinlay A.C. (1997), Event studies in economics and finance, “Journal of Economic Literature”, Vol. 35, No. 1, s.
13−39.
Malkiel B. (1992), Efficient market hypothesis, w: P. Newman, M. Milgate, J. Eatwell, New Palgrave dictionary of money
and finance, Macmillan, London.
Patell J.M. (1976), Corporate Forecasts of Earnings Per Share and Stock Price Behavior: Empirical Test, “Journal of
Accounting Research”, Vol. 14, No. 2, s. 246−276.
Polański Z. (1998), Wiarygodność banku centralnego a cele polityki pieniężnej, „Bank i Kredyt”, nr 6, s. 48–60.
Rozkrut M., Rybiński K., Sztaba L., Szwaja R. (2007), Quest for central bank communication: Does it pay to be
“talkative”?, “European Journal of Political Economy”, Vol. 23, No. 1, s. 176–206.
Serwa D., Smolińska-Skarżyńska A., (2004), Reakcje kursu walutowego na zmiany poziomu stóp procentowych, „Bank
i Kredyt”, nr 1, s. 80-91.
Świętoń M. (2002), Terminowa struktura dochodowości skarbowych papierów wartościowych w Polsce w latach
1998−2001, „Materiały i Studia”, nr 150, NBP, Warszawa.
Ziarko-Siwek U. (2004), Ocena efektywności informacyjnej wybranych segmentów rynku finansowego w Polsce,
„Materiały i Studia”, nr 178, NBP, Warszawa.
Ziarko-Siwek U. (2005), Efektywność informacyjna rynku finansowego w Polsce, CeDeWu, Warszawa.

Wpływ wypowiedzi i komentarzy członków Rady

Transkrypt

Podobne dokumenty

Spadek dynamiki PKB

już nie spadną - PlatinumFund24

Polska waluta umacnia się pomimo obniżenia stóp

• Na majowym posiedzeniu Rady Polityki Pieniężnej została podjęta

Prognozy gospodarcze – wypowiedzi ekspertów

Acerin Zdrowe Stopy, maska-krem, do stóp, 100 ml

Tygodniowa analiza rynku walutowego 14_10_31

stochastyczne stopy procentowe