Ověřování hypotézy efektivnosti kapitálových trhů ve střední Evropě

Mendelova univerzita v Brně Provozně ekonomická fakulta

Ověřování hypotézy efektivnosti kapitálových trhů ve střední Evropě Diplomová práce

Vedoucí práce: Ing. Luboš Střelec, Ph.D.

Bc. Petra Konečná

Brno 2011

Na tomto místě bych ráda poděkovala Ing. Luboši Střelcovi Ph.D. za vstřícný přístup, cenné připomínky a odborné rady, kterými přispěl k vypracování předložené diplomové práce.

Prohlašuji, že jsem předloženou diplomovou práci vypracovala samostatně pod vedením Ing. Luboše Střelce Ph.D. a v seznamu literatury jsem uvedla všechny použité literární a odborné zdroje. V Brně dne 2. ledna 2011

__________________

Abstract KONEČNÁ, P., Verification of efficiency hypothesis of capital markets in Central Europe. Diploma thesis. Brno: Mendel University in Brno, 2011. The presented diploma thesis is focused on Theory of efficient markets. The aim of this thesis is to verify hypothesis of efficiency in capital markets in the Czech Republic, Slovakia, Hungary and Germany during the years 2002–2010 namely in the short, medium and long term. The validity of this hypothesis was tested on time series of daily revenues of stock index PX, SAX, BUX and DAX by ACF test, the Ljung-Box test, the Sign test, the Turning Point test and ARCH test. Finally, the results of the applied tests were discussed and conclusion and recommendations for particular capital markets were expressed. Key words Capital market, weak form of efficiency, verifying hypothesis of efficiency, stock index, Czech Republic, Slovakia, Hungary, Germany.

Abstrakt KONEČNÁ, P., Ověřování hypotézy efektivnosti kapitálových trhů ve střední Evropě. Diplomová práce. Brno: Mendelova univerzita v Brně, 2011. Předložená diplomová práce je zaměřena na problematiku teorie efektivních trhů. Cílem této práce je ověřit hypotézu o efektivním trhu na kapitálových trzích České republiky, Slovenské republiky, Maďarska a Německa během období let 2002–2010, a to v rozlišení na krátké, středně dlouhé a dlouhé období. Platnost této hypotézy byla testována na časových řadách denních výnosů burzovních indexů PX, SAX, BUX a DAX prostřednictvím ACF testu, Ljungova-Boxova testu, znaménkového testu, testu bodů zvratu a ARCH testu. V závěru jsou diskutovány výsledky provedených testů a vysloveny závěry pro jednotlivé zkoumané kapitálové trhy. Klíčová slova Kapitálový trh, slabá forma efektivnosti, ověřování hypotézy o efektivním trhu, burzovní index, Česká republika, Slovensko, Maďarsko, Německo.

Obsah

6

Obsah 1

Úvod

12

2

Cíl práce

14

3

Teoretický základ teorie efektivních trhů

15

3.1

Pojem a definice efektivního trhu ...........................................................15

3.2

Stručná historie teorie efektivních trhů ..................................................15

3.3

Formy efektivnosti trhu ........................................................................... 17

3.3.1

Slabá forma efektivnosti ..................................................................18

3.3.2

Středně silná forma efektivnosti......................................................18

3.3.3

Silná forma efektivnosti ...................................................................18

3.4

3.4.1

Ziskový motiv investorů...................................................................19

3.4.2

Tržní prostředí a postavení účastníků na trhu ............................... 20

3.4.3

Informace a informační systémy .................................................... 20

3.4.4

Vytvoření kvalitní infrastruktury.................................................... 20

3.4.5

Likvidní trh ..................................................................................... 20

3.4.6

Kvalita právního prostředí...............................................................21

3.5

5

Charakteristiky efektivního trhu .............................................................21

3.5.1

Okamžitá reakce akciových kurzů na novou informaci...................21

3.5.2

Změny tržních cen jsou náhodné.................................................... 22

3.5.3

Selhávání obchodních i investičních strategií ................................ 22

3.6 4

Předpoklady teorie efektivních trhů........................................................19

Model hypotézy o efektivním trhu.......................................................... 22

Přehled výsledků testování hypotézy o efektivním trhu ve střední Evropě

25

Metody testování slabé formy efektivnosti

30

5.1

Testování efektivnosti lineárními metodami ..........................................31

5.1.1

Autokorelační testy ..........................................................................31

5.1.2

ACF test ............................................................................................31

Obsah

7

5.1.3

Ljungův-Boxův test ......................................................................... 32

5.1.4

Testy náhodnosti............................................................................. 32

5.1.5

Znaménkový test............................................................................. 33

5.1.6

Test založený na bodech zvratu ...................................................... 33

5.2

Testování efektivnosti nelineárními metodami ..................................... 33

5.2.1 6

7

8

ARCH model ................................................................................... 34

Vývoj zkoumaných kapitálových trhů

35

6.1

Vývoj českého kapitálového trhu............................................................ 36

6.2

Vývoj slovenského kapitálového trhu......................................................37

6.3

Vývoj maďarského kapitálového trhu .................................................... 40

6.4

Vývoj německého kapitálového trhu ...................................................... 42

Analýza předpokladů zkoumaných kapitálových trhů

44

7.1

Likvidita trhu .......................................................................................... 44

7.2

Právní prostředí ...................................................................................... 49

7.3

Informace a informační systémy ............................................................ 49

7.4

Dílčí závěr................................................................................................ 49

Vlastní výsledky testování hypotézy o efektivním trhu

51

8.1

Analyzovaný materiál a metodika ...........................................................51

8.2

Vlastní výsledky testování hypotézy o efektivním trhu.......................... 52

8.2.1

Výsledky testování hypotézy o efektivním trhu na českém kapitálovém trhu ........................................................... 52

8.2.2

Výsledky testování hypotézy o efektivním trhu na slovenském kapitálovém trhu .................................................... 58

8.2.3

Výsledky testování hypotézy o efektivním trhu na maďarském kapitálovém trhu.................................................... 62

8.2.4

Výsledky testování hypotézy o efektivním trhu na německém kapitálovém trhu ..................................................... 67

9

Diskuse

73

10 Závěr

79

11

82

Literatura

Seznam použitých zkratek

8

Seznam použitých zkratek ACF

autocorrelation function, autokorelční funkce

ADF test

Augmented Dickey-Fuller test, rozšířený Dickeův-Fullerův test

ARCH test

Autoregresive Conditional Heteroscedasticity

BCPP

Burza cenných papírů Praha

BCBP

Burza cenných papírů Bratislava

BSE

Budapest stock exchange, budapešťská burza cenných papírů

BUX

burzovní index budapešťské burzy

CEESEG

CEE Stock Exchange Group

DAX

burzovní index franktfurtské burzy

ETCs

Exchange Traded Commodities

FESE

Federation of European evropských burz

L-B

Ljungův-Boxův test

XETRA®

Exchange electronic trading, elektronický obchodní systém

IBIS

obchodní a informační systém

PX

burzovní index pražské burzy

REITs

Real Estate Investment Trusts

SAX

burzovní index bratislavské burzy

S-W

Shapirův-Wilkův W test

USA

United States of America, Spojené státy americké

WFE

World Federation of Exchanges, světová federace burz

Securities

Exchanges,

Federace

Seznam obrázků

9

Seznam obrázků Obr. 1

Rozdělení dostupných informací na trhu do množin............................17

Obr. 2

Vývoj indexu PX .................................................................................... 37

Obr. 3

Vývoj objemu obchodů s akciemi na českém kapitálovém trhu .......... 37

Obr. 4

Vývoj indexu SAX.................................................................................. 39

Obr. 5

Vývoj objemu obchodů s akciemi na slovenském kapitálovém trhu ... 39

Obr. 6

Vývoj logaritmických hodnot výnosů indexu SAX ...............................40

Obr. 7

Vývoj indexu BUX ..................................................................................41

Obr. 8

Vývoj objemu obchodů s akciemi na maďarském kapitálovém trhu ... 42

Obr. 9

Vývoj indexu DAX ................................................................................. 43

Obr. 10 Vývoj objemu obchodů s akciemi na německém kapitálovém trhu..... 43 Obr. 11 Vývoj objemu obchodů s akciemi ......................................................... 45 Obr. 12 Vývoj objemu obchodů s akciemi ......................................................... 45 Obr. 13 Struktura objemu obchodů na pražské burze....................................... 46 Obr. 14 Struktura objemu obchodů na bratislavské burze................................ 47 Obr. 15 Struktura objemu obchodů na budapešťské burze............................... 48 Obr. 16 Struktura objemu obchodů na frankfurtské burze............................... 48

Seznam tabulek

10

Seznam tabulek Tab. 1

Výsledky ADF testu ............................................................................... 52

Tab. 2

Výsledky Shapirova-Wilkova W testu................................................... 53

Tab. 3

Výsledky ACF testu pro řád zpoždění 1 až 10 ....................................... 54

Tab. 4

Výsledky Ljungova-Boxova testu pro řád zpoždění 1 až 10.................. 55

Tab. 5

Výsledky znaménkového testu a testu založeného na bodech zvratu .. 56

Tab. 6

Výsledky ARCH testu ............................................................................ 56

Tab. 7

Výsledky ADF testu ............................................................................... 58

Tab. 8

Výsledky Shapirova-Wilkova W testu................................................... 58

Tab. 9

Výsledky ACF testu pro řád zpoždění 1 až 10 ....................................... 59

Tab. 10 Výsledky Ljungova-Boxova testu pro řád zpoždění 1 až 10..................60 Tab. 11 Výsledky znaménkového testu a testu založeném na bodech zvratu ....61 Tab. 12 Výsledky ARCH testu .............................................................................61 Tab. 13 Výsledky ADF test ................................................................................. 62 Tab. 14 Výsledky Shapirova-Wilkova W testu................................................... 63 Tab. 15 Výsledky ACF testu pro řád zpoždění 1 až 10 ....................................... 64 Tab. 16 Výsledky Ljungova-Boxova testu pro řád zpoždění 1 až 10.................. 65 Tab. 17 Výsledky znaménkového testu a testu založeném na bodech zvratu ... 66 Tab. 18 Výsledky ARCH testu ............................................................................ 66 Tab. 19 Výsledky ADF test ................................................................................. 67 Tab. 20 Výsledky Shapirova-Wilkova W testu................................................... 68 Tab. 21 Výsledky ACF testu pro řád zpoždění 1 až 10 ....................................... 69 Tab. 22 Výsledky Ljungova-Boxova testu pro řád zpoždění 1 až 10.................. 70

Seznam tabulek

11

Tab. 23 Výsledky znaménkového testu a testu založeného na bodech zvratu ...71 Tab. 24 Výsledky ARCH testu .............................................................................71 Tab. 25 Komparace výsledků testů pro český kapitálový trh ............................ 74 Tab. 26 Komparace výsledků testů pro slovenský kapitálový trh ..................... 75 Tab. 27 Komparace výsledků testů pro maďarský kapitálový trh..................... 76 Tab. 28 Komparace výsledků testů pro německý kapitálový trh........................77 Příloha 1 Objem realizovaných obchodů s akciemi a dluhopisy ....................... 89 Příloha 2 Popisné statistiky logaritmických hodnot indexu PX........................ 89 Příloha 3 Popisné statistiky logaritmických hodnot indexu SAX .....................90 Příloha 4 Popisné statistiky logaritmických hodnot indexu BUX.....................90 Příloha 5 Popisné statistiky logaritmických hodnot indexu DAX ......................91

Úvod

12

1 Úvod Teorie efektivního trhu vznikla před více než 40 lety na základě výsledků empirických studií, přičemž v současné době představuje důležitou součást moderní finanční teorie. Koncept teorie efektivních trhů se zabývá chováním cen cenných papírů či burzovních indexů, přičemž její základní myšlenka byla zformulována ve formě hypotézy o efektivním trhu, neboť její validita nebyla dosud jednoznačně prokázána nebo vyvrácena. Proto je otázka efektivity trhu stále aktuální, a to především pro investory, kteří se snaží odhalit investiční strategii, na základě které by bylo možné dosáhnout nadprůměrných výnosů, a také pro ekonomy, kteří se snaží pochopit a vysvětlit chování cen finančních instrumentů na kapitálových trzích na základě obecně platného modelu. Vzhledem ke skutečnosti, že bylo publikováno jen několik studií, které se zabývaly ověřováním platnosti hypotézy o efektivním trhu na středoevropských kapitálových trzích v posledních deseti letech, proto bude předmětem předkládané práce ověřování existence slabé formy efektivnosti na českém, slovenském, maďarském a německém kapitálovém trhu. Protože německý kapitálový trh je obecně považován za trh velmi vyspělý, byl zvolen jako trh referenční, se kterým budou srovnávány ostatní zkoumané kapitálové trhy. Nevezmeme-li v úvahu seznam literatury a přílohovou část, pak předložená práce je rozdělena do desíti hlavních částí. Obsahem první části je uvedení problematiky teorie efektivních trhů do širších souvislostí a vyslovení podnětu ke zkoumání uvedené oblasti. Ve druhé části jsou formulovány cíle a pracovní hypotézy. Ve třetí části je uvedena podstata a stručná historie teorie efektivních trhů. Dále jsou rozlišeny tři formy efektivnosti trhu, vymezeny předpoklady a charakteristiky efektivního chování trhu. Na konci této části je prezentována koncepce modelu hypotézy o efektivním trhu. Čtvrtá část je věnována výsledkům publikovaných studií, jež se zabývaly ověřováním slabé formy efektivnosti kapitálových trhů ve střední Evropě. Následující část obsahuje deskripci zvolených lineárních a nelineárních metod, jež jsou nejčastěji využívány k ověřování slabé formy efektivnosti trhu. V šesté části je nastíněn novodobý vývoj a současný stav jednotlivých sledovaných kapitálových trhů. Obsahem sedmé části práce je analýza předpokladů efektivnosti zkoumaných kapitálových trhů, jež bude posuzována na základě dosažené likvidity, důvěryhodnosti a transparentnosti daného kapitálového trhu, ale také na základě dostupnosti a kvality získaných informací. V osmé části jsou uvedeny výsledky vlastního testování slabé formy efektivnosti v krátkém (jednoleté), ve středně dlouhém (tříleté) a v dlouhém období (devítileté), a to pro jednotlivé zkoumané kapitálové trhy zvlášť. V deváté části jsou shrnuty a diskutovány získané výsledky, které jsou komparovány s výsledky studií na podobné téma. V této části je také pojednáno o síle provedených testů, o omezujících předpokladech provedených testů a využitelnosti zvolených testů efektivnosti.

Úvod

13

V poslední části je zhodnocena míra splnění předpokladů efektivnosti trhů, a také jsou vysloveny závěry o neefektivnosti či slabé formě efektivnosti zkoumaných kapitálových trhů v jednotlivých obdobích. Také je provedena jejich komparace z hlediska efektivnosti trhu. Dále je zhodnocen přínos předložené diplomové práce a naznačeny náměty pro další zkoumání.

Cíl práce

14

2 Cíl práce Ve většině publikovaných studií, jež se zabývají ověřováním platnosti hypotézy o efektivním trhu na středoevropských kapitálových trzích, lze nalézt výsledky testování hypotézy o efektivním trhu převážně do roku 2005. Na základě výše uvedené skutečnosti byl stanoven cíl této diplomové práce. Primárním cílem předložené diplomové práce je ověřit platnost hypotézy o efektivním trhu na českém, slovenském, maďarském a německém kapitálovém trhu v období let 2002 až 2010. Dílčí cíle předložené práce jsou následující: • Provést syntézu nejnovějších výsledků testování hypotézy o efektivním trhu na sledovaných kapitálových trzích. • Provést analýzu předpokladů efektivnosti zkoumaných kapitálových trhů. • Ověřit platnost hypotézy o efektivním trhu na zkoumaných kapitálových trzích, a to v rozlišení na krátké, středně dlouhé a dlouhé období. • Na základě získaných výsledků testů efektivnosti provést komparaci výsledků testů efektivnosti německého akciového trhu s výsledky testů ostatních zkoumaných trhů. Na základě výše vymezených cílů lze stanovit hypotézy, které budou v předložené práci ověřovány: • Na českém, maďarském a německém kapitálovém trhu nelze zamítnout nulovou hypotézu o efektivním trhu. • Na slovenském kapitálovém trhu bude prokázána neefektivnost kapitálového trhu, a to z důvodu velmi nízké likvidity sledovaného kapitálového trhu.


15

3 Teoretický základ teorie efektivních trhů 3.1 Pojem a definice efektivního trhu Teorie efektivních trhů je již po několik desetiletí podstatnou součástí finanční teorie. Předmětem teorie efektivních trhů je zkoumání změny ceny cenných papírů v závislosti na nově příchozí informace. Vznik teorie efektivních trhů je spojován s E. F. Famou, který jako první zformuloval ucelenou teorii na přelomu 60. a 70. let 20. století. Teorie efektivních trhů se odlišuje od většiny jiných teorií skutečností, že nejprve byly známy empirické výsledky, a až následně vznikala teoretická koncepce, která dosažené výsledky vysvětlila. Základní myšlenku efektivního trhu definuje Haugen (1990) následovně: „Na efektivním trhu akciové kurzy odrážejí všechny informace, které je možno znát a které jsou významné. Neexistují podhodnocené nebo nadhodnocené cenné papíry.“ Z definice Haugena vyplývá, že na efektivním trhu nelze nalézt nesprávně ohodnocené cenné papíry, a proto ztrácí smysl provádění jakékoliv akciové analýzy. Později Malkiel (1992) shrnul veškeré poznatky vztahující se k efektivnímu trhu v definici: „Trh je považován za efektivní tehdy, když plně a správně reflektuje všechny důležité informace, které ovlivňují kurzy akcií. Formálně, trh je považován za efektivní vzhledem k určité množině informací Ω , pokud zveřejnění těchto informací všem účastníkům trhu neovlivní kurzy akcií. Navíc, efektivnost trhu vzhledem k množině informací Ω implikujte, že není možné dosáhnout ekonomických zisků obchodováním na základě těchto informací.“ Z poslední věty výše uvedené definice je zřejmé, že tržní efektivnost lze změřit ziskem dosaženým vzhledem k dané informaci. Teorie efektivních trhů chápe pojem efektivnost ve vztahu k reakci kurzu cenného papíru na novou neočekávanou informaci, neboli zda a v jaké míře ceny cenných papírů odrážejí dostupné informace. Proto je označována efektivnost ve smyslu teorie efektivních trhů zejména jako efektivnost informační. Je tedy zřejmé, že informace má zásadní význam pro teorii efektivních trhů, neboť podle druhu informací, kterou nesou ceny cenných papírů, lze rozlišit stupeň efektivnosti trhu. Dále je v odborné literatuře často rozlišována alokační efektivnost, operační efektivnost a dokonalá efektivnost. Podrobněji výše uvedené typy efektivnosti popisuje například Blake (1995).

3.2 Stručná historie teorie efektivních trhů První zmínka o efektivním chování trhů se objevila již na konci 19. století. V první polovině 20. století vzniklo několik významných studií, které se zabývaly chováním cen akciových titulů. Během 60. a 70. let se stala koncepce efektivního trhu předmětem zkoumání mnoha ekonomů, což přispělo k vytvoření ucelené


16

teorie efektivních trhů. V 80. letech 20. století vznikl psychologický přístup, zvaný behaviorismus, který zpochybnil závěry teorie efektivních trhů. V současnosti teorie efektivních trhů představuje důležitou součást finanční ekonomie, jež se neustále vyvíjí v závislosti na nových poznatcích z finanční vědy. Níže budou uvedeny osobnosti, které významněji ovlivnily vývoj teorie efektivních trhů. Louis Bachelier (1990) byl první, který se zabýval chováním cen finančních instrumentů. V roce 1990 ve své disertační práci na téma Teorie spekulace (Théorie de la Spéculation) matematicky popsal pohyby cen finančních instrumentů a dospěl k myšlence, že chování cen je náhodné. Ačkoli Bachelierova práce byla zcela originální a nadčasová, nezaujala akademické profesory ani odbornou veřejnost, a tak jeho práce upadla v zapomnění. Až v roce 1955 byla jeho disertační práce znovu objevena L. J. Savagem. Alfred Cowles (1933, 1944) zkoumal, zda je možné předpovědět budoucí pohyby cen akcií. Cowles sledoval úspěšnost odhadu budoucího vývoje cen akcií na americkém trhu nejprve ve čtyřletém období a následně v patnáctiletém období. Na základě výsledků jeho zkoumání dospěl k závěru, že nelze úspěšně předpovídat budoucí kurzy akcií. Maurice G. Kendall (1953) analyzoval chování časových řad týdenních cen britských akcií a cen bavlny a pšenice na amerických komoditních trzích, přičemž očekával, že lze separovat trendovou složku v časových řadách. Naopak zjistil, že chování časových řad cen je neuspořádané neboli náhodné, a že je téměř nemožné odlišit trendovou složku od náhodné. Na základě výše zmíněných skutečností Kendall uvedl, že „... časové řady vypadají jako by se pohybovaly bez cíle, tak jako by je jednou týdně nějaký „démon“ nebo „náhoda“ vytáhl z osudí náhodné číslo a přidali ho k současné ceně a stanovili tak cenu na příští týden.“ Proto označil pohyb cen jako „náhodnou procházku“ (Random Walk). M. F. M. Osborne (1959) studoval chování cen akcií na americkém trhu. Musílek (2002) uvádí, že Osborne porovnával změny cen akcií s náhodnými pohyby velmi malých částic pohybujících se v kapalině či plynu (tzv. Brownův pohyb). Harry Roberts (1967) uvedl ve své práci „Statistical versus Clinical Prediction of the Stock Market” uvedl pojem “hypotéza efektivního trhu” a vymezil členění míry efektivnosti podle informačních množin na slabou, středně silnou a silnou efektivnost, přičemž tohle členění později převzal a uvedl ve své práci E. F. Fama. Eugene F. Fama (1965, 1970) je považován za zakladatele teorie efektivních trhů, neboť jako první zformuloval ucelenou teorii efektivních trhů. V roce 1965 byla zveřejněna jeho disertační práce na téma „The Behavior of Stock Market Prices“, ve které se zabýval empirickým ověřováním platnosti modelu náhodné procházky. Testoval, zda akciové kurzy vybraných amerických společností se chovají náhodně. Na základě provedených testů dospěl k závěru, že akciové kurzy konají náhodnou procházku. Právě v téhle práci zavedl E. F. Fama pojem „efektivní trh“. Ve své další práci „Efficient Capital Markets: A Rewiew


17

of Theory and Empirical Work“ z roku 1970 shrnul veškeré známé teoretické a empirické poznatky, čímž položil základy pro další formování teorie efektivních trhů. Do této doby se běžně používalo označení hypotéza efektivních trhů, přičemž práce E. F. Famy představovala zlom, od kterého se většina autorů přiklání k označení teorie efektivních trhů. V následujících letech navázalo na práci E. F. Famy mnoho ekonomů, kteří ve svých studiích ověřovali platnost hypotézy efektivních trhů. Od poloviny 70. let začaly vznikat studie, ve kterých byly předloženy empirické výsledky, které zpochybňují platnost teorie efektivního trhu. Jedná se především o studie zkoumající existenci nějaké anomálie trhu (forma neefektivnosti) či spekulativní bubliny. V 80. letech 20. století vzniklo několik ekonomických směrů, které popírají platnost teorie efektivních trhů, například Behavioral Finance Theory. V současné době vznikají studie zkoumající změnu úrovně efektivity trhů v důsledku existence současné finanční krize.

3.3 Formy efektivnosti trhu Všechny dostupné informace, které lze získat o kapitálovém trhu, rozlišuje Veselá (1995) do tří informačních množin. Nejobsáhlejší (první) informační množina je tvořena veškerými dostupnými informacemi, tedy informacemi veřejnými i neveřejnými. Součástí této množiny je menší podmnožina, jež obsahuje všechny veřejné informace. V podmnožině veřejných informací je začleněna další informační podmnožina, která zahrnuje pouze část veřejných informací o historickém vývoji cen cenných papírů. Vztah mezi informacemi dostupných na trhu a jejich zařazení do množiny znázorňuje obr. 1.

Všechny minulé informace

Obr. 1

Všechny veřejné informace

Všechny veřejné i neveřejné informace

Rozdělení dostupných informací na trhu do množin Zdroj: vlastní zpracování, převzato od Veselé (1995)

Výše uvedené rozdělení informací je podstatné pro rozlišení stupně efektivnosti trhu. V závislosti na druhu informace (minulá, veřejná, neveřejná), která je absorbována cenou cenného papíru, rozlišil Roberts ve své práci „Statistical versus Clinical Prediction of the Stock Market” z roku 1967


18

tři formy efektivnosti trhu, později toto členění převzal a začal používat E. F. Fama (1970). 3.3.1

Slabá forma efektivnosti

Slabá forma efektivnosti (weak form efficiency) říká, že aktuální ceny cenných papírů neustále a zcela absorbují veškeré dostupné informace z historických cen cenných papírů (viz. obrázek 1). Proto nelze prostřednictvím akciových analýz časových řad historických cen cenných papírů predikovat budoucí ceny cenných papírů, a tak dosahovat mimořádných zisků (větších než při pasivní strategii „kup a drž“). Neboli Clarke, Jandík a Mandelker (2001) připomínají: „těžko někdo vydělá na něčem, co všichni vědí“. Protože změna ceny cenného papíru je náhodná a mění se pouze v závislosti na nové či neočekávané (veřejné či neveřejné) informaci, pak provádění technické analýzy, jež zkoumá pouze minulé data, ztrácí smysl. V případě platnosti slabé formy efektivnosti, a tudíž nevyužitelnosti technické analýzy, lze použít fundamentální analýzu (pracuje se současnými cenami cenného papíru) či psychologickou analýzu (zabývá se predikcí chování účastníků trhu) pro predikci budoucího vývoje ceny cenného papíru. 3.3.2

Středně silná forma efektivnosti

Střední forma efektivnosti (semi strong form efficiency) znamená, že současná cena cenného papíru nepřetržitě a plně zahrnuje nejen historické data, ale i současné veřejně dostupné informace. Jedná se například o informace z finančních výkazů firem, informace o celkovém stavu ekonomiky, informace o přírodních katastrofách a další dosažitelné informace. Jakákoliv nová zveřejněná informace bude velmi rychle zahrnuta do ceny, a než účastníci trhu zareagují na novou příchozí informaci, je již utvořena nová cena, což znemožňuje účastníkům trhu dosahovat nadprůměrných zisků na základě současných informací. Proto lze dosahovat mimořádných zisků jen obchodováním na základě znalosti neveřejných informací, což je nelegální na celém světě. Při naplnění středně silné formy efektivního trhu se stává neúčinnou jak technická, tak i fundamentální či psychologická analýza. Šalamon (2006) uvádí, že existence střední formy efektivnosti trhu je možné ověřovat prostřednictvím minulých dat, přičemž jsou sledovány okamžiky zveřejnění informací, u nichž je předpokládáno, že vedou k významným změnám v chování kurzu cenného papíru (např. nečekané oznámení ve finančních výkazech, oznámení o fúzích a akvizicích apod.) a jsou zkoumány ceny cenných papírů před a zveřejněním informace. 3.3.3

Silná forma efektivnosti

Silná forma efektivnosti (strong form efficiency) nastává, pokud všechny dostupné informace, tedy nejen minulé a veřejné, ale i soukromé informace jsou


19

okamžitě vstřebány cenou cenných papírů. Veškerá analytická činnost nemá smysl, neboť vývoj cen cenných papírů je zcela náhodný, proto není schopen dosahovat mimořádných zisků ani účastník trhu, který zná neveřejnou informaci. Šalamon (2006) uvádí dva přístupy, jak lze testovat existenci silné formy efektivnosti trhu. První přístup vychází z předpokladu, že jestliže není prokázána středně silná forma efektivnosti trhu, pak nemůže platit ani silná forma efektivnosti. Druhý přístup je založen na vyhledání účastníka trhu, který by mohl disponovat s neveřejnou informací, a následně je zkoumána výnosnost jeho portfolia. Jestliže je prokázáno, že pomocí portfolia dosahuje nadprůměrných zisků, pak není shledána existence silné formy efektivnosti trhu. Ačkoliv výše uvedené označení forem efektivnosti trhu je běžně používáno jak v odborných publikacích, tak i vědeckých článcích, je již zastaralé vzhledem k současnému vymezení hypotézy efektivního trhu. Proto E. F. Fama reformuloval členění forem efektivnosti trhu. V případě slabé formy efektivnosti E. F. Fama ponechal její původní označení, avšak navrhl zahrnout predikci výnosností z dividend nebo z úrokových měr, zkoumání volatility cen cenných papírů a platnosti modelů oceňování, a také studium anomálií trhu. Co se týká ostatních forem efektivnosti, navrhl E. F. Fama přejmenování středně silné formy efektivnosti na testování přizpůsobování cen akcií veřejným informacím (tzv. event studies) a silné formy efektivnosti na testování soukromých informací.

3.4 Předpoklady teorie efektivních trhů Podle teorie efektivních trhů musí být splněny určité předpoklady, aby chování trhu bylo efektivní. V případě, že některý z předpokladů není splněn, či je splněn jen částečně, pak to neznamená, že teorie efektivních trhů je neplatná, nýbrž dochází k oslabení efektivnosti trhu. Z důvodu, že počet a vymezení předpokladů se v odborné literatuře liší, budou popsány předpoklady teorie efektivních trhů, jak je uvádí Veselá (1995). 3.4.1

Ziskový motiv investorů

Ziskový motiv investorů je nejdůležitějším předpokladem efektivnosti kapitálových trhů, neboť zde přicházejí, aby realizovali zisk. Skupina investorů, která nevěří ve správné ohodnocení cenných papírů (tedy v efektivnost trhů), usiluje o dosažení zisku prostřednictvím vyhledávání nadhodnocených nebo podhodnocených cenných papírů. Jestliže shledají, že cenné papíry jsou podhodnocené, okamžitě realizují jejich nákup, čímž se zvýší poptávka po tentýž cenných papírech, přičemž následkem bude růst ceny, která se přiblíží svému správnému ocenění. Právě tato skupina investorů svou činností zajišťuje naplnění efektivnosti trhu. V případě podhodnocených cenných papírů bude fungovat výše popsaný mechanismus analogicky.


3.4.2

20

Tržní prostředí a postavení účastníků na trhu

Dalším nutným předpokladem pro existenci efektivního trhu je vysoce konkurenční trh, který se vyznačuje velkým počtem účastníků na trhu, neexistencí bariér pro vstup na trh, volným a neomezeným přístupem k informacím a technologiím a ziskovým motivem všech účastníků trhu. Aby bylo dosaženo totožného trhu, je nezbytné zamezit existenci či vzniku výsadního postavení účastníků trhu, čímž by bylo zajištěno rovné postavení účastníků trhu. 3.4.3

Informace a informační systémy

Rychlost, dostupnost, úplnost a správnost informací je nezbytnou podmínkou pro fungování efektivního trhu, neboť na základě informací se účastníci trhu rozhodují o jejich investiční činnosti. Volný tok informací zajišťuje transparentnost trhu, která je jedním z atributů existence efektivního trhu. Informační systémy představují jeden ze způsobů, jak může investor získat informace. Je zřejmé, že úroveň informačních systémů zpravidla vypovídá o dosaženém stupni efektivnosti trhu. 3.4.4

Vytvoření kvalitní infrastruktury

Kvalitní infrastrukturou se rozumí zajištění systému obchodování na burzovním trhu, který by rychle, bezchybně a transparentně zpracoval příchozí příkazy a informace. Výše zmíněnému systému obchodování odpovídá elektronické burza, na které jsou všechny funkce (jako například zadávání, shromažďování a plnění příkazů, vypořádání obchodů apod.) provedeny prostřednictvím počítačového systému. 3.4.5

Likvidní trh

Trh je likvidní tehdy, pokud je možné ve velmi krátké době a s nízkými transakčními náklady přeměnit méně likvidní finanční tituly na více likvidní finanční tituly (nejčastěji na peněžní prostředky). Níže je stručně popsáno pět faktorů, jež výrazně ovlivňují likviditu trhu. 1.

Rozvětvenost trhu Je-li trh tvořen mnoha segmenty, pak méně účastníků bude obchodovat v jednotlivých segmentech trhu. V důsledku této skutečnosti bude nižší počet účastníků obchodovat s menším množstvím finančních titulů, což způsobí pokles objemu obchodů i likvidity v daném segmentu.

2.

Stupeň informovanosti účastníků trhu Jestliže účastník trhu není schopen získat dostatek informací v požadovaném časovém úseku, pak jeho investiční činnost bude realizována na trhu s rychlejšími a dostupnějšími informacemi. Důsledkem bude odchod účastníků na jiný trh, čímž dojde ke snížení likvidity trhu.


3.

21

Výše transakčních nákladů Transakčními náklady se rozumí brokerské poplatky, provize a daňové náklady. Transakční náklady výrazně snižují výnosnost investice. V případě, že jsou transakční náklady příliš vysoké v porovnání s jinými trhy, pak se s vysokou pravděpodobností investor rozhodne investovat peněžní prostředky na trhu, na kterém budou transakční náklady nižší. Proto vysoké transakční náklady přispívají k odlivu investic z trhu, tedy ke snížení likvidity.

4.

Stupeň regulovanosti ekonomik

5.

Na jednu stranu je nezbytné, aby byly zákonem vymezené podmínky pro činnost účastníků trhu, jež by zabránily nezákonnému či neetickému chování subjektů na trhu. Na druhou stranu přílišná regulovanost trhu by mohla přispět ke vzniku oligopolního postavení některých účastníků trhu, což by vedlo k nesplnění základního předpokladu efektivnosti trhu, a to rovnosti postavení účastníků na trhu. Následkem by byl odchod znevýhodněných investorů na konkurenční trhy, tedy ke snížení uskutečněných objemu obchodů a ke snížení likvidity trhu. Ekonomická a politická stabilita dané země Celková stabilita země přispívá ke zvýšení důvěryhodnosti daného trhu, tedy ke zvýšení objemu realizovaných investic neboli ke zvýšení likvidity trhu. 3.4.6

Kvalita právního prostředí

Posledním předpokladem je kvalitní právní legislativa, která zajišťuje vhodné podmínky pro investiční činnost. Proto je nutné vytvořit nejen soustavu zákonů, která se vztahuje k finančnímu trhu, ale také právní prostředí, jež je transparentní a kvalitní. Právní rámec by měl zabezpečit především rovnost mezi účastníky trhu, ochranu jejich práv, ale také vymezit jejich povinnosti apod.

3.5 Charakteristiky efektivního trhu Charakteristiky efektivního trhu vlastně představují důsledky platnosti efektivních trhů. Základní charakteristiky efektivních trhů formuluje Haugen (1990) následovně: 3.5.1

Okamžitá reakce akciových kurzů na novou, neočekávanou informaci

Na efektivních trzích je velmi rychle, téměř okamžitě obsažena nová kurzotvorná informace v ceně cenných papírů. Na základě jedné z vědeckých studií, Samuelson a Nordhaus (1989) uvádějí, že již po 30 sekundách


22

od zveřejnění nové informace dochází ke změně ceny cenného papíru. Jestliže ceny cenných papírů reagují opožděně či nadměrně na nově zveřejněnou informaci, pak je trh považován za trh neefektivní. Opožděnou i nadměrnou reakci podrobněji popisuje Veselá (1995). 3.5.2

Změny tržních cen jsou náhodné

Jak již bylo řečeno, v ceně aktiv jsou okamžitě absorbovány veškeré minulé informace neboli informace známé a očekáváné. V případě, že na efektivní trh je uvedena neočekávaná informace, pak se okamžitě změní cena cenného papíru. Další změna ceny je již spojena s jinou neočekávanou informací. Neboť obě zmíněné informace byly neočekávané, pak je zřejmé, že spolu nesouvisely neboli byly navzájem nezávislé. Jestliže byly změny ceny aktiv vyvolány nezávislými informacemi, pak jsou nezávislé neboli náhodné i změny cen cenných papírů, jež byly vyvolány těmito změnami. Náhodnost je tedy chápána jako nezávislost změn, které jsou vyvolány neočekávanými informacemi. 3.5.3

Selhávání obchodních i investičních strategií

Vzhledem ke skutečnosti, že neočekávaná informace je náhodná a okamžitě reflektována v ceně cenných papírů, pak účastník trhu nemá žádný časový prostor, aby provedl jakoukoli obchodní či investiční strategii. Další skutečností je, že na efektivním trhu neexistují nadhodnocené či podhodnocené cenné papíry, tedy jakákoli strategie, jež je založena na detekci špatně ohodnocených cenných papírů, musí selhat.

3.6 Model hypotézy o efektivním trhu Hypotéza efektivního trhu (EHM, efficient market hypothesis) představuje základní hypotézu o chování kapitálového trhu. Hypotéza efektivního trhu je založena na tvrzení, že ceny akcií neustále a zcela zahrnují všechny relevantní a dostupné informace, tudíž nelze jejich změnu předpovědět. Platnost hypotézy efektivního trhu, především její slabé formy, je empiricky ověřována prostřednictvím testů efektivnosti, jež vycházejí ze dvou základních modelů teorie efektivních trhů – Fair Game modelu a Random Walk modelu. Podle Blake (1995), nejlépe vysvětluje hypotézu efektivního trhu Fair Game Model (model spravedlivé hry). Dále uvádí, že kapitálový trh funguje jako spravedlivá hra tehdy, pokud není rozdíl mezi skutečným a očekávaným výnosem. Tenhle stav matematicky vyjadřuje ve formě

ri ,t +1 = E (ri ,t +1 Ωt ) + ε i ,t +1

(1)

kde ri ,t +1 je skutečný výnos z cenného papíru i v čase t + 1 , Ωt je soubor

dostupných informací v čase t , dále E (ri ,t +1 Ωt ) je očekávaný výnos z cenného


23

papíru i v čase t + 1 , závislý na Ωt , a ε i ,t +1 je náhodná (predikční) chyba výnosu z i -tého cenného papíru. Predikční chyba je tzv. nesystematickou chybou, která splňuje podmínky Fair Game modelu, pak musí vyhovovat následujícím třem vlastnostem: • Je nekorelovaná s očekávaným výnosem, • je nestranná ve vztahu k očekávanému výnosu, • Je efektivní, tj. současně i sériově nekorelovaná s náhodnou (predikční) chybou j-tého cenného papíru. Jestliže jsou splněny výše uvedené podmínky, pak na trhu, kde kurzy plně odrážejí všechny dostupné informace, pak mezi očekávanou cenou v čase t + 1 a skutečnou cenou v čase t + 1 platí vztah dle Veselé (1995)

xi ,t +1 = Pi ,t +1 − E (Pi ,t +1 Ωt )

(2)

kde Pi ,t +1 je cena cenného papíru i v čase t + 1 , E (Pi ,t +1 Ωt ) je očekávaná cena cenného papíru v čase t + 1 vzhledem k souboru dostupných informací v čase t , xi ,t +1 je rozdíl mezi skutečnou a očekávanou cenou cenného papíru v čase t + 1 . Jsou-li všechny informace ze souboru Ωt okamžitě promítnuty v ceně, pak rozdíl mezi skutečnou a očekávanou cenou cenného papíru bude roven nule. Vzhledem k této skutečnosti nelze dosáhnout výnosu z rozdílu mezi skutečnou a očekávanou cenou na základě souboru informací Ωt . Nové informace nelze předpovědět, proto se cena cenného papíru bude vyvíjet v závislosti na nových informacích tak, že směr či výše změny ceny cenného papíru nelze také předpovědět. Blake (1995) uvádí: „ačkoliv se bude zítřejší výnos zcela jistě lišit od výnosu dnešního, bude se lišit způsobem, který je zcela nepředvídatelný, a tudíž zůstává nejlepším odhadem dnešní výnos.“ V případě platnosti hypotézy efektivnosti trhů platí vztah (Blake, 1995)

E (ri ,t +1 Ω t ) = rit

(3)

Po substituci do vztahu ri ,t +1 = E (ri ,t +1 Ωt ) + ε i ,t +1 dostaneme ri ,t +1 = rit + ε i ,t +1

(4)

Rovnice 4 je matematickým vyjádřením modelu Random Walk (model náhodné procházky). Veselá (1995) uvádí: „Model Random Walk říká, že kurzy konají náhodnou procházku, pokud výnos cenného papíru i v období t + 1 , tedy zítra, je roven výnosu cenného papíru v období t , tedy dnes, plus částka, která závisí na nové informaci oznámené mezi obdobím t a t + 1 , která je neočekávaná a nepředvídatelná, daná informačním souborem Ωt “


24

Model Random Walk je vhodný pro testování efektivnosti trhu pro krátké (jednoleté), tak i pro středně dlouhé (pětileté) období.


25

4 Přehled výsledků testování hypotézy o efektivním trhu ve střední Evropě Od přelomu 60. a 70. let minulého století vzniklo mnoho empirických studií, které se zabývaly testováním slabé formy efektivnosti na nejvyspělejších kapitálových trzích (USA, Kanada, Velká Británie, Japonsko). Řada autorů zkoumající výše uvedené trhy se shodla nejen na slabé formě efektivnosti trhu, ale také částečně na středně silné formě efektivnosti. Vzhledem ke specifické historii zkoumaných kapitálových trhů (kromě Německa) nebylo možné testovat hypotézu o efektivním trhu až do druhé poloviny 90. let minulého století. Za uplynulých 20 let existence českého, slovenského a maďarského kapitálového trhu výrazně vzrostl počet studií, ve kterých byla zkoumána slabá forma efektivnosti, avšak dosud nebylo dosaženo komplexnosti zkoumaní jako v případě nejvyspělejších kapitálových trhů. Během 90. let 20. století se testováním efektivních trhů ve střední Evropě částečně zabývali Trešl a Blatná (2008), Sawicky a Hric (2001), Dockery a Vergary (1997), Gilmore (2001), Smith a Ryoo (2003) atd. Efektivnost českého kapitálového trhu zkoumal Šalamon (2006), Nezdara (2003), Horný (2010), Krištoufek (2007), Horská (2003), Filáček, Kaplička a Vošvrda (1998), Filer a Hanousek (1996), Štegerová (2008), Chytlík (2008) apod. Níže je uveden přehled autorů a shrnuty závěry jejich studií, ve kterých se zabývali ověřováním hypotézy o efektivním trhu ve zkoumaném regionu během posledních deseti let. Chun (2000) ověřoval hypotézu náhodné procházky pomocí testu poměru rozptylů. Testoval denní výnosnosti maďarského, rakouského, německého, českého a slovenského burzovního indexu v období od 1. 3. 1993 do 31. 12. 1997. Hypotéza o náhodné procházce nebyla zamítnuta pro maďarský, rakouský a německý akciový trh. Naopak u českého, slovenského a polského akciového trhu byla hypotéza o náhodné procházce zamítnuta Platev (2003) ověřoval existenci týdenního efektu v denních výnosnostech hlavního burzovního indexu České republiky, Maďarska, Slovenska1 od září 1997 do března 2002. Autor zjistil, že výnosnost českého burzovního indexu je v pondělí negativní, naopak týdenní efekt nebyl zaznamenán na slovenském kapitálovém trhu. Nejnižší sezónní volatilita maďarského burzovního indexu byla shledána v pátek. Worhington a Higgs (2003) ověřovali platnost hypotézy o efektivním trhu na 16 vyspělých kapitálových trzích2 a 4 rozvíjejících se středoevropských kapitálových trzích3, a to prostřednictvím korelačního koeficientu, runs testu, Dále Bulharska, Litvy, Ruska, Slovinska a Polska Rakouska, Belgie, Dánska, Finska, Francie, Německa, Řecka, Irska, Itálie, Nizozemí, Norska, Portugalska, Švédska a Velké Británie 3 České republikay, Maďarska, Ruska aPolska 1

2


26

ADF testu a dalších testů4. V případě českého a maďarského kapitálového trhu bylo analyzováno období let 1994 až 2003, v případě německého kapitálového trhu v období let 1987 až 2003. Na základě provedených testů autoři konstatovali, že z rozvojových kapitálových trhů bylo možné uvažovat o slabé formě efektivnosti pouze v případě maďarského kapitálového trhu, přičemž v případě německého kapitálového trhu5 byly splněny striktní kritéria modelu náhodné procházky. Diviš a Teplý (2004) testovali platnost slabé formy hypotézy efektivního trhu na časových řadách České republiky, Slovenska, Maďarska, Polska a USA v období od roku 1993 do srpna roku 2004. Aby bylo možné posoudit efektivnost daných trhů z pohledu zahraničních investorů, přepočetli závěrečné měsíční hodnoty na dolarovou bázi podle platných kurzů jednotlivých měn. Zjistili, že z pohledu zahraničních investorů dosahují testové statistiky v případě runs testů a testu bodů zvratu lepších hodnot než z pohledu domácích investorů. Výsledky provedených testů vedly autory k závěru, že i přes omezující předpoklady u některých testů, nelze slabou formu efektivnosti jednoznačně zamítnout pro žádný ze zkoumaných trhů, přičemž americký trh vykazuje minimálně slabou formu efektivnosti. Dále autoři konstatovali, že došlo ke zlepšení hodnot testových statistik, což znamená, že na zkoumaných trzích docházelo ke zlepšení informační efektivnosti. Vošvrda a Žikeš (2004) ověřovali hypotézu náhodné procházky a volatilitu výnosů v průběhu sledovaného období pomocí GARCH-t modelu na týdenních datech polského, maďarského, českého a německého kapitálového trhu v období od ledna roku 1996 do prosince roku 2002. Podle autorů český a maďarský burzovní index je možno předpovědět z historických časových řad výnosů, a to na rozdíl od polského burzovního indexu. Červenka (2004) si ve své práci stanovil za cíl testovat a porovnat efektivnost kapitálových trhů v Rakousku, Německu a České republice. Ověřování slabé formy efektivnosti rakouského a německého kapitálového trhu bylo provedeno na denních hodnotách v letech 2000–2003, v případě českého kapitálového trhu bylo zahrnuto taktéž období let 1993–1997 a 1997–2000. Nástrojem testování byly autokorelační testy a test založený na poměru rozptylů. Výsledky autokorelačních testů vedly autora k nezamítnutí nulové hypotézy o lineární nezávislosti výnosů sledovaných akciových indexů v letech 2000–2003, což svědčí o platnosti slabé formy efektivnosti trhu. Tržní neefektivnost byla naopak prokázána u hodnot českého indexu v období let 1993–1997 a 1997–2000. Prostřednictvím výsledků testu poměrem rozptylů byla prokázána náhodnost změn testovaných indexů, čímž byla potvrzena slabá forma efektivnosti trhu. Přestože nebyl autorem zjištěn zásadní rozdíl v informační efektivitě výše zmíněných kapitálových trhů, nelze prohlásit český kapitálový trh za srovnatelný s rakouským či německým kapitálovým trhem vzhledem k jeho alokační neefektivnosti. 4 5

Phillipsův-Perronův test, KPPS testy jednotkového kořene, multiple variance testy Dále v případě irského, portugalského, švédského s anglického kapitálového trhu.


27

Zezula (2004) testoval hypotézu o efektivnosti českého, slovenského, rakouského a německého kapitálového trhu prostřednictvím korelačních testů a runs testů. Dále zkoumal, zda český a slovenský kapitálový trh splňuje předpoklady efektivního trhu. Testy byly realizovány na denních uzavíracích hodnotách hlavních burzovních indexů v období let 1999–2003, a to v krátkém (jednoletém), tak i ve středně dlouhém období. Výsledky provedených testů efektivnosti vedly autora k zamítnutí hypotézy o neefektivnosti českého kapitálového trhu ve středně dlouhém období, v krátkém období hypotézu potvrdil, přičemž upozornil na tendenci k slabé efektivnosti trhu v krátkém období. Německý kapitálový trh splňoval předpoklady efektivního trhu a navíc na základě výsledků testů efektivnosti bylo možné uvažovat o slabé formě efektivnosti německého kapitálového trhu v krátkém i středně dlouhém období. Hypotéza o neefektivnosti slovenského kapitálového trhu byla zamítnuta v krátkém a středně dlouhém období. Autor výsledky testů neočekával vzhledem k nesplnění předpokladů efektivního trhu. Kanderová a Barochovský (2006) analyzovali chovaní řady denních výnosů indexu slovenského akciového trhu SAX od ledna 1995 do června roku 2005 prostřednictvím ADF testu a autokorelačních testů. Hypotéza o nestacionaritě výnosů byla zamítnuta vzhledem k výsledkům ADF testu. Statistická významnost autokorelací výnosností nebyla prokázána. Výsledky provedených testů vedly autory k zamítnutí hypotézy o neefektivnosti slovenského kapitálového trhu. Autoři zdůrazňují, že ve sledovaném období slovenský kapitálový trh nesplňoval předpoklady efektivního kapitálového trhu, tedy že ve zkoumaném období se vyznačoval nízkou likviditou, transparentností a informační asymetrií mezi jednotlivými investory. Výše zmíněné skutečnosti nesplňují předpoklad efektivnosti kapitálového trhu, a tudíž jsou v rozporu s výsledky statistických testů. Šíbl (2005) ověřoval platnost slabé formy efektivnosti na časových řadách denních výnosů v období let 1999–2004. Předmětem zkoumání byly hlavní indexy kapitálových trhů Polska, České republiky a Maďarska. Hlavními testovacími metodami byly autokorelační testy, runs testy a distribuční modely. Autor uvedl, že s 5% rizikem mohou být výnosy považovány za nekorelované. Na základě výsledků provedených testů náhodnosti autor označil polský a maďarský kapitálový trh za slabě efektivní, přičemž z hlediska runs testů bylo možné uvažovat o slabé formě efektivnosti u všech zkoumaných kapitálových trhů. Čámský (2005) studoval závislost výnosů denních uzavíracích hodnot burzovních indexů PX, DAX a ATX pomocí autokorelačních testů a runs testů, a to v období roku 1999 až 2003. Závěry realizovaných testů vedly k prokázání hypotézy o neefektivnosti českého trhu v krátkém období (jednoleté časové řady), nicméně bylo zaznamenáno zlepšení testových statistik ve sledovaném období, což svědčí o skutečnosti, že efektivnost českého kapitálového trhu se stále zvyšovala. Hypotéza o neefektivnosti českého kapitálového trhu ve středně dlouhém období (pětileté) byla zamítnuta. V případě německého


28

kapitálového trhu bylo možné uvažovat o slabé formě efektivnosti trhu v krátkém i dlouhém období. Rothová (2007) testovala hypotézu o slabé formě efektivnosti hlavních burzovních indexů České republiky, Slovenska, Maďarska a Polska v období 2000–2005. Testy byly uskutečněny na denních uzavíracích kurzových řadách v krátkém období (roční časové řady) i v dlouhém období (šestileté časové řady) pomocí autokorelačních testů, runs testů, testů náhodnosti a testu normality. Na základě výsledků testování v krátkém i dlouhém období byla potvrzena slabá efektivnost na maďarském trhu. Na ostatních trzích nebyla prokázána ani zamítnuta hypotéza o efektivnosti trhu, protože se autorce nepodařilo potvrdit stejné pravděpodobnostní rozdělení na sledovaných trzích. Quang (2007) ve své disertační práci testoval slabou formu hypotézy efektivního trhu na českém akciovém trhu lineárními metodami (Boxův-Piercův test, test poměru rozptylů, test sekvencí a zvratů, Hurstův exponent), tak i nelineárními metodami (Whiteův test, Englův test, Hinichův test a BDS test). Testovány byly časové řady denních a hodinových výnosností indexu PX v období let 1996–2006. V celém sledovaném období byla prokázána lineární závislost u denních výnosů indexu PX, ale v případě hodinových výnosů byla prokázána silná lineární i nelineární nezávislost. Dále autor ověřoval přítomnost lineární nezávislosti i v dlouhém období (pětileté časové řady). Pro období let 1996 až 2001 byla zamítnuta nulová hypotéza o lineární nezávislosti denních výnosů, ale v období let 2001–2006 se nepodařilo autorovi nulovou hypotézu zamítnout, a to téměř ve všech zkoumaných případech. Hájek (2007) zkoumal, zda kapitálový trh v České republice, Polsku a Maďarsku je efektivní. Dále se autor snažil odpovědět na otázku, zda sledované kapitálové trhy vykazovaly obdobnou míru efektivnosti ve srovnání s vyspělými kapitálovými trhy. Prostřednictvím testu poměrů a testu relativní efektivnosti byly analyzovány denní, týdenní a měsíční výnosy sledovaných hlavních indexů zemí v období let 1995–2005. Výsledky provedených testů vedly autora k závěru, že maďarský kapitálový trh vykazuje znaky efektivního trhu a dosahuje efektivnosti, jež je charakteristická pro vyspělé kapitálové trhy. Naopak chování výnosů indexu PX je v rozporu se slabou formou efektivnosti trhu a velmi se vzdaluje efektivnosti typické pro vyspělé trhy. Lazar a Ureche (2007) testovali slabou formu efektivnosti na rozvíjejících se kapitálových trzích Maďarska, České republiky, Slovenska, a to v období let 1995 až 2007. Vzhledem k výsledkům Ljungova-Boxova testu a runs testu se autoři přiklonili k závěru, že sledované kapitálové trhy nelze považovat ani za slabě efektivní. Střelec (2010) se ve své disertační práci věnoval testování platnosti hypotézy o efektivním trhu na českém, slovenském, maďarském a rakouském kapitálovém trhu, přičemž pro srovnání ověřoval i německý, americký a japonský kapitálový trh, jež jsou vnímány jako trhy vyspělé a efektivní. Pro testování slabé formy efektivnosti sledovaných trhů využil vybrané testy normality a Ljungův-Boxův test. Autor analyzoval období let 2000–2009, a to z hlediska krátkodobého i dlouhodobého. V případě krátkého období byla


29

autorem zamítnuta hypotéza o efektivním trhu pro jednotlivé roky období let 2000–2009, přičemž v dílčím období let 2000–2003 (pro některé kapitálové trhy i období let 2004 až 2005) bylo podle autora možné uvažovat o slabé formě efektivnosti sledovaných kapitálových trhů. V dílčím období let 2006 až 2009 byla na základě získaných výsledků testů zamítnuta hypotéza o efektivnosti sledovaných kapitálových trhů. V případě dlouhého období autor konstatoval, že není možné uvažovat o slabé formě efektivnosti sledovaných kapitálových trhů.


30

5 Metody testování slabé formy efektivnosti Hypotéza efektivních trhů vzbudila pozornost mnoha ekonomů, což vedlo ke vzniku velkého počtu studií a testů efektivnosti. Efektivnosti trhu lze ověřovat pomocí různých testů, které jsou aplikovány obvykle na uzavírací kurzy akcií. Významným omezením testů efektivnosti je skutečnost, že je lze použít pouze na minulé informace, proto mohou testovat pouze slabou formu efektivnosti. Níže jsou uvedeny a popsány testy, které byly použity k vlastnímu testování slabé formy efektivnosti trhu. Dále se běžně aplikují i jiné testy, například Hurstův exponent, BDS test, Hinichův test, Whiteův test apod. Vzhledem ke skutečnosti, že finanční časové řady se velmi často vyznačují nestacionaritou, proto je nutné časové řady stacionarizovat, a to provedením jednoduché diference. Rozšířený Dickeův-Fullerův (Augmented Dickey-Fuller, ADF) test je nejpoužívanější statistický test pro ověřování existence tzv. “jednotkového kořenu“. Předpokládejme proces X t = φ1 X t −1 + α t

(5)

kde X t je hodnota časové řady v čase t, φ je regresní koeficient a α t je náhodná složka. Je nutné ověřit, zda φ t = 1 nebo φ t f 1 . Pokud φ t ≥ 1 , pak říkáme, že časová řada je typu I(1) a má jednotkový kořen, tedy není stacionárním procesem. Testuje se hypotéza H 0 : nestacionarita, H 1 : stacionarita. Testová statistika má např. tvar (viz. Arlt, Arltová, 2003) t=

φˆt − φ1(T ) Sφˆ

(6)

1

kde S φˆ je odhad směrodatné chyby odhadu φˆ1 . 1

Dalším důležitým předpokladem běžně využívaných testových statistik je, že logaritmické hodnoty výnosů mají normální rozdělení s konstantní střední hodnotou a konstantním rozptylem. V případě, že jsou data malého až středního rozsahu (obvykle méně než 2000 pozorování), je Shapirův-Wilkův test nejvhodnějším testem pro posouzení normality dat. Test je založen na principu porovnávání empirické distribuční funkce s teoretickou distribuční funkcí. Testové hypotézy jsou formulovány následovně: H0: normalita dat a H1: data nemají charakter normálního rozdělení.


31

Testové kritérium je ve tvaru (Shapiro a Wilk, 1965)

  ∑ a i y i   W= i 2 ∑ yi

2

(7)

i

kde yi jsou pořádkové statistiky a a i jsou koeficienty určené z variační matice. Nulová hypotéza je potvrzena, jestliže se hodnota testové statistiky blíží jedné. Hodnoty testové statistiky blížící se jedné svědčí o platnosti nulové hypotézy, tj. data pochází z normálního rozdělení.

5.1

Testování efektivnosti lineárními metodami

Charakteristickým rysem lineárních metod je skutečnost, že předpokládají pouze korelační závislost. Konstrukce lineárních metod vychází z lineární kombinace řady stejně rozdělených nekorelovaných náhodných veličin. Níže jsou popsány nejznámější a nejpoužívanější testy efektivnosti, které byly v průběhu vývoje efektivních trhů používány. Pro testování slabé formy efektivnosti jsou vybrány autokorelační testy a testy náhodnosti. 5.1.1

Autokorelační testy

Testy autokorelace vycházejí z modelu náhodné procházky, který je založen na předpokladu nezávislosti jednotlivých výnosů aktiva, v našem případě burzovního indexu. Již v roce 1965 E. F. Fama použil koeficient sériové autokorelace ve své studii, ve které se zabýval chováním cen akcií na kapitálovém trhu. Pomocí autokorelačních testů je zkoumáno, zda mezi kurzovými změnami existuje vzájemná závislost v obdobích t a t − 1, t a t − 2 , t a t − 3 apod. Je-li zjištěna nekorelovanost kurzových změn, je potvrzena platnost nulové hypotézy, kterou je existence slabé formy efektivnosti. V případě odhalení korelace by byla nulová hypotéza zamítnuta. 5.1.2

ACF test

Nejčastěji používaným nástrojem pro ověření autokorelovanosti hodnot časových řad je autokorelační funkce, která se běžně v softwarech označuje anglickou zkratkou ACF. Autokorelační funkce nabývá hodnoty − 1;1 . Pozitivně autokorelovaný výnos v čase t se bude blížit hodnotě + 1 , u negativně autokorelovaných výnosů se bude hodnota blížit − 1 . V případě, že hodnoty autokorelační funkce budou nabývat hodnot blízkých nule, pak výnosy jsou nekorelované. Grafické znázornění ρ k pro jednotlivá k se nazývá korelogram.


32

Testuje se hypotéza H0: ρ k = 0 , proti H1: ρ k ≠ 0 . Autokorelační funkci mezi veličinami yt a yt −1 pro zpoždění k se uvádí např. ve formě (viz. Cipra, 2008)

ρk =

cov( yt , yt − k ) γk = γ0 var ( yt ) var ( yt − k )

(8)

kde cov( yt ) je kovariance mezi veličinami yt a yt − k , var( yt ) je rozptyl časové řady. Autokorelační funkce je symetrická kolem k = 0 , proto je vyjadřována pouze pro k ≥ 0 . Je-li t n f t α (n + 1) , kde t α (n + 1) je kvantil studentova 1−

1−

2

rozdělení s n + 1 stupni volnosti, H0 se nezamítá. 5.1.3

2

Ljungův-Boxův test

Další možností, jak lze testovat autokorelovanost nesystematické složky, je použití například tzv. portmanteau testu (také znám jako Boxův-Pierceův test) nebo Ljungova-Boxova testu. Vzhledem ke skutečnosti, že Ljung a Box (1978) navrhli test, který je vhodnější pro větší rozsahy výběrů, bude dále tento test popsán a aplikován. Testuje se hypotéza H0: ρ1 = ρ 2 = ... = pk = 0 proti hypotéze H1: nulová hypotéza neplatí. Testová statistika má např. tvar (viz. Arlt, Arltová, 2003) K

~

Q ' = T (T + 2 )∑ (T − k ) ρ k2 −1

(9)

k =1

kde T je délka časové řady, ρ k , k = 1,..., K , jsou autokorelace nesystematické složky modelu pro zpoždění k . Výše uvedená statistika má χ 2 rozdělení s m stupni volnosti. Nulovou hypotézu zamítáme pro Q ' f χ12−α , K . 5.1.4

Testy náhodnosti

Dalším velmi často používaným typem testů efektivnosti jsou testy náhodnosti, které jsou většinou neparametrické. Prostřednictvím testů náhodnosti se posuzuje, jestli se ve zkoumané časové řadě nevyskytuje systematická složka (náznak trendu či sezónnosti) neboli se daná časová řada chová náhodně okolo nějaké hodnoty (Cipra, 2008). Hlavní předností neparametrických testů je nezávislost na tvaru rozdělení, naopak nedostatkem je menší schopnost zamítnout nesprávnou nulovou hypotézu. Existuje několik testů náhodnosti, prostřednictvím kterých lze ověřovat slabou formu efektivnosti trhu, avšak zde budou zavedeny jen nejznámější testy, a to znaménkový test a test založený na bodech zvratu. Mezi publikace, které se podrobněji zabývají testy náhodnosti, patří Anděl (1978) a Cipra (2008).


5.1.5

33

Znaménkový test

Budiž X 1 ,..., X n je náhodný výběr, kde ~ x je medián daného rozdělení. Testuje ~ se hypotéza H 0 : x = x0 , kde x0 je dané číslo. Test je založen na principu, že se nejprve utvoří rozdíly X 1 − x0 ,..., X n − x0 . Označme symbolem Y počet rozdílů, které mají kladné znaménko. Platí-li H 0 , má veličina Y binomické rozdělení s parametry n a 1 2 . Pro n ≥ 20 je testová statistika uváděna např. ve formě (viz. Anděl, 1978) U=

Bude-li

(10)

U ≥ u (α 2) , pak zamítáme nulovou hypotézu na dané hladině

významnosti. Statistika normované rozdělení. 5.1.6

2Y − n n

U má za platnosti

H0

asymptoticky normální

Test založený na bodech zvratu

Test se používá v situacích, kdy dochází ke změnám, které mají spíše periodický charakter. Test bodů zvratu je zcela ekvivalentní runs testu, přičemž se oba testy liší jen definicí testové statistiky (Diviš a Teplý, 2004). Nechť je dána posloupnost různých čísel x1 ,..., xn , kde číslo xi ∈ 2, n − 1 je bodem zvratu Z , pokud platí xi −1 p xi f xi +1 nebo xi −1 f xi p xi +1 . Je testována hypotéza H 0 : náhodné veličiny jsou nezávislé a stejně rozdělené, oproti hypotéze

H 1 : neplatí H 0 . Příliš velký nebo příliš malý počet bodů zvratu svědčí proti nulové hypotéze. Testová statistika má např. tvar (viz. Anděl, 1978) 2n − 4 3 U= 16n − 29 90 Z−

(11)

v případě, že n → ∞ má asymptoticky normální normované rozdělení. Hypotézu zamítáme pokud U ≥ u (α 2) .

5.2 Testování efektivnosti nelineárními metodami Nelineární modely vycházejí z nelineární funkce řady stejně rozdělených nezávislých náhodných veličin, a tak umožňují odhalit případné nelineární vztahy, které mnohdy charakterizují chování finančních řad lépe než lineární modely. Lineární metody totiž nedokážou správně vystihnout chování


34

finančních časových řad, například strukturální zlomy, změny průběhu a variability. Dále bude popsán ARCH model, který byl vyvinut Robertem Englem v roce 1982. 5.2.1

ARCH model

Na ARCH model (Autoregresive Conditional Heteroscedasticity) je možno pohlížet jako na model s nelineární strukturou. ARCH model představuje model, který je aplikován především při analýze finančních časových řad, které jsou charakteristické tím, že se podmíněný rozptyl mění v čase. Model ARCH (1) má základní formu (Engle, 1982) ht = ω + α1ε t2−1

(12)

kde ε je reziduální složka v čase t a ω , α jsou parametry rovnice. Podmíněný rozptyl signalizuje statisticky významný parametr α1 . Aby byl zaručen kladný podmíněný rozptyl ht , musí platit ω f 0 a α1 ≥ 0 pro i = 1,2,...q . Autoregresní tvar modelu ARCH lze získat přičtením ε t2−1 k oběma stranám rovnice 12 a odečtením ht

ε t2 = ω + α1ε t2−1 + vt

(13)

kde vt = ε t2 − ht . Podmíněná a nepodmíněná střední hodnota procesu {vt } je nulová, tzn. že proces není autokorelovaný.


35

6 Vývoj zkoumaných kapitálových trhů V následující části předložené práce bude stručně popsán novodobý vývoj a současný stav českého, slovenského, maďarského a německého kapitálového trhu a následně bude provedena analýza předpokladů slabé formy efektivnosti výše uvedených kapitálových trhů. Nejprve je vhodné vymezit, co je v této práci chápáno pod pojmem kapitálový trh. Kapitálový trh je místo, na kterém se obchoduje s různými druhy investičních instrumentů se splatností delší než jeden rok. Je zřejmé, že vymezení kapitálového trhu je příliš široké, proto je nutné vzhledem k předmětu zkoumání předložené práce z kapitálového trhu vyčlenit trh cenných papírů. Proto bude-li dále pojednáváno o kapitálovém trhu, bude ve skutečnosti rozuměn trh cenných papírů, který je představován hlavní burzou cenných papírů v jednotlivých zkoumaných zemích. V následující práci bude český kapitálový trh zastoupen pražskou burzou cenných papírů, slovenský kapitálový trh bude reprezentovat bratislavská burza, maďarský kapitálový trh bude představován budapešťskou burzou. Německý kapitálový trh bude zastoupen největší burzou cenných papírů, a to frankfurtskou burzou. Vývoj jednotlivých zkoumaných kapitálových trhů je specifický, je ovlivněn především jejich historií, přístupem k tvorbě institucí a legislativy, podmínkami jejich vzniku a hospodářskou úrovní země. Pražská, bratislavská a budapešťská burza jsou považovány za burzy méně vyspělé, rozvíjející se, s krátkou burzovní historií, které vznikly za specifických podmínek transformace ekonomiky z centrálně plánované na tržní. Vývoj českého, slovenského a maďarského kapitálového trhu byl zásadně ovlivněn způsobem provedení privatizace státního majetku. Frankfurtská burza je vnímána jako burza velmi vyspělá, dokonce je řazena mezi nejvýznamnější světová finanční centra. Z výše popsaného důvodu byla frankfurtská burza zvolena jako benchmark, se kterou budou srovnávány ostatní zkoumané trhy. V průběhu roku 2007 byly kapitálové trhy zasaženy globální finanční krizí, přičemž její dopady se projevily propadem objemu obchodů, slábnoucí likviditou trhů a zvýšenou volatilitou pohybů kurzů. V závěru každé části je zobrazen vývoj denních kurzů burzovního indexu a vývoj objemu obchodů s akciemi, aby bylo možné provést komparaci jejich vývojových trendů. Vzhledem k obdobnému vývojovému trendu obou sledovaných ukazatelů českého, maďarského a německého kapitálového trhu, nebyl jejich vývoj dále analyzován. V případě slovenského kapitálového trhu byl vývoj hlavního burzovního indexu a vývoj objemu obchodů podrobněji popsán a zhodnocen.


36

6.1 Vývoj českého kapitálového trhu Burza cenných papírů Praha (BCPP) byla založena 24.11.1992, obchodování na burze bylo zahájeno v dubnu následujícího roku. Hlavní ukazatel českého akciového trhu je burzovní index PX, který byl poprvé stanoven 5. 4. 1994. V souvislosti s přechodem ekonomiky z centrálně plánované na tržní, byla v první polovině 90. let uskutečněna privatizace státního majetku. Český kapitálový trh vznikl nestandardním způsobem, tedy na základě privatizačního procesu, nikoliv v důsledku potřeb účastníků trhu získávat zde finanční prostředky. Vzhledem ke skutečnosti, že privatizace se uskutečnila v podmínkách téměř neexistující regulace a špatném institucionálním rámci, byl český kapitálový trh charakteristický velkým počtem nelikvidních akcií, nízkým objemem obchodovaných instrumentů, informační asymetrií mezi účastníky trhu. Rok 1998 je spojen se vznikem Komise pro cenné papíry, jež je regulatorním orgánem, přičemž předmětem činnosti je zajišťování transparentnosti a likvidity kapitálového trhu. Před vlastním vstupem České republiky do Evropské unie bylo nutné vytvořit český právní řád (také zákony v oblasti kapitálového trhu) v souladu s právem Evropské unie. V návaznosti na vstup České republiky do Evropské unie v roce 2004 se burza stala řádným členem Federace evropských burz (FESE), a také byla zařazena do prestižního seznamu neamerických burz, které jsou bezpečné pro investory. Od roku 2006 vykonává dohled nad finančním trhem Česká národní banka. V roce 2007 byla založena Exchange Central Europe, a.s. (dříve Energetická burza Praha), která umožňuje obchodovat s elektrickou energií s místem dodání v České republice, na Slovensku a Maďarsku. V roce 2008 se stala Wiener Börse AG majoritním akcionářem BCPP, která v následujícím roce založila skupinu CEE Stock Exchange Group (CEESEG), jež je tvořena ze čtyř burz cenných papírů, a to ve Vídni, Budapešti, Lublani a Praze. V současné době je pražská burza řazena mezi vyspělejší burzy ve střední Evropě. Pražská burza se vyznačuje vysokými standardy regulace, širokou nabídkou finančních produktů, členstvím v mnoha významných organizacích, dostatečnou likviditou akcií a především zvyšujícím se zájmem domácích i zahraničních investorů. Na budoucí vývoj pražské burzy bude mít nepochybně vliv členství ve skupině CEE Stock Exchange Group. Na obrázku 2 je zobrazen vývoj indexu PX od roku 2002 do roku 2009, a dále obrázek 3 znázorňuje vývoj objemu obchodů s akciemi v jednotlivých letech.


37

Hodnota indexu

2,000 1,800 1,600 1,400 1,200 1,000 800 600 400 200 2010

2009

2008

2007

2006

2005

2004

2003

2002

0

Rok

Obr. 2

Vývoj indexu PX Zdroj: Vlastní zpracování na základě údajů z www.pse.cz

40,000 35,000

Mil. EUR

30,000 25,000 20,000 15,000 10,000 5,000 2009

2008

2007

2006

2005

2004

2003

2002

0

Rok

Obr. 3

Vývoj objemu obchodů s akciemi na českém kapitálovém trhu Zdroj: Vlastní zpracování na základě údajů z www.pse.cz

6.2 Vývoj slovenského kapitálového trhu Vývoj slovenského kapitálového trhu je velmi podobný jako v České republice, jelikož tyto dvě země tvořily jeden stát až do roku 1993, kdy došlo k rozdělení Československé republiky na dva samostatné státy. Od roku 1993 se kapitálové trhy těchto zemí vyvíjely nezávisle na sobě. Burza cenných papírů Bratislava (BCPB) oficiálně vznikla 15. 3. 1991, kdy byla obnovena její činnost po více než šedesáti letech. V roce 1993 bylo zahájeno


38

obchodování na bratislavské burze, o rok později byl zaveden slovenský akciový index SAX. V průběhu 90. let 20. století proběhl proces privatizace státního majetku, který významně ovlivnil formování a následný vývoj slovenského kapitálového trhu. Průběh privatizačního procesu byl obdobný jako v České republice, stejně jako následky privatizace na vývoj slovenského kapitálového trhu. V roce 2001 vznikl Úřad pro finanční trh, jež vykonával dozor v oblasti kapitálového trhu a pojišťovnictví. V souvislosti s příslibem vstupu Slovenské republiky do Evropské unie, byla postupně slovenská legislativa harmonizována s právem Evropské unie, což přispělo ke zvýšení transparentnosti a důvěryhodnosti slovenského kapitálového trhu. Od roku 2004 se bratislavská burza cenných papírů stala řádným členem Federace evropských burz (FESE). V roce 2006 přešla působnost Úřadu pro finanční trh na Národní banku Slovenska, čímž bylo dosaženo vyšší míry komplexnosti v oblasti dohledu nad finančním trhem. V současnosti slovenský kapitálový trh neplní v dostatečné míře svou základní funkci, tedy nepředstavuje místo, na kterém mohou subjekty získávat finanční zdroje, které jsou levnější ve srovnání s bankovními úvěry. Přestože byl vytvořen legislativní a regulační rámec v souladu se standardy Evropské unie, vyznačuje se slovenský kapitálový trh nedostatečnou likviditou a výkonností trhu, nedostatkem kvalitních emisí akcií, ale také nezájmem domácích i zahraničních investorů. Jak uvádí Bajus (2006), pro oživení kapitálového trhu je nutné zjednodušit proces vydávání nových emisí, snížení nákladovosti systému a poplatků na burze cenných papírů, zajistit dostatečně rychlý přísun informací od emitenta k investorovi a především budování důvěryhodnosti slovenského kapitálového trhu. Vzhledem ke specifickému vývoji objemu uskutečněných obchodů s akciemi z hlediska vývoje burzovního indexu SAX, bude vývoj indexu SAX a vývoj objemu akciových obchodů analyzován. Z obr. 4 je zřejmé, že index SAX výrazně posilnil v poslední třetině roku 2004 a v první třetině roku 2005, což bylo vyvoláno zhodnocením všech bazických titulů indexu, přičemž nejvýrazněji rostly právě tituly, které představovaly v indexu nejvyšší váhové zastoupení. K pozitivnímu vývoji přispěly především akcie Slovnaftu a.s., jež ve sledovaném období posilnily o 141,4 %.


39

600

Hodnota indexu

500 400 300 200 100

2010

2009

2008

2007

2006

2005

2004

2003

2002

0

Rok

Obr. 4

Vývoj indexu SAX Zdroj: Vlastní zpracování na základě údajů z www.bsse.sk

I přes velmi příznivý vývoj hlavního akciového indikátoru slovenského kapitálového trhu v roce 2004 se vývoj objemu obchodů, který je zobrazen na obr. 5, vyznačoval opačnou vývojovou tendencí, což představovalo neobvyklý jev na kapitálových trzích. Prudký propad objemu obchodů byl zapříčiněn především problémy v oblasti zúčtování a vyrovnání obchodů, což způsobilo, že po několik týdnů přestali členové burzy obchodovat. 900 800 700 Mil. EUR

600 500 400 300 200 100 2009

2008

2007

2006

2005

2004

2003

2002

0

Rok

Obr. 5

Vývoj objemu obchodů s akciemi na slovenském kapitálovém trhu Zdroj: Vlastní zpracování na základě údajů z www.bsse.sk


40

Pro doplnění výše uvedených skutečností, je vhodné analyzovat průběh logaritmických hodnot výnosů burzovního indexu SAX, který je zobrazen na obrázku č. 6. Během celého sledovaného období bylo dosaženo různé velikosti volatility výnosů, přičemž dále bude věnována pozornost výnosům, které přesáhly hranici hodnoty ±0,05. Vyšší volatilita výnosů byla zaznamenána v posledních dvou měsících roku 2002, což bylo vyvoláno především zvěřejněním informace o podstatném zvýšení podílu investora na jmění společnosti Slovanaft, a.s. Poslední tři roky zkoumaného období byly charakteristické volatilním průběhem výnosů indexu SAX. Fluktuace byla důsledkem nízkých objemů kurzotvorných obchodů a vysoké volatility závěrečných cen akcií v něm obsažených. Dále si všimněme, že v souvislosti s výraznější změnou objemu obchodů docházelo ke zvýšení volatility výnosů indexu SAX.

0.1 0.05

2010

2009

2008

2007

2006

2005

2004

-0.05

2003

0 2002

Logaritmické hodoty výnosů indexu

0.15

-0.1 -0.15 Rok

Obr. 6

Vývoj logaritmických hodnot výnosů indexu SAX Zdroj: Vlastní zpracování na základě údajů z www.bsse.sk

6.3 Vývoj maďarského kapitálového trhu V Maďarsku se začal kapitálový trh utvářet mnohem dříve než v ostatních postkomunistických zemích, neboť od roku 1982 bylo v Maďarsku povoleno emitovat a obchodovat s dluhopisy. V roce 1987 se banky a pojišťovny zavázaly ke koordinaci obchodování s cennými papíry a zajištění podmínek pro vznik organizovaného trhu cenných papírů. V návaznosti na splnění požadavku vytvoření dostatečné právní úpravy kapitálového trhu došlo dne 19. 6. 1990 k založení budapešťské burzy (BSE). V Maďarsku byla zahájena privatizace v roce 1900 a byla ukončena o osm let později. Vzhledem k vysoké míře zadlužení Maďarska byla zvolena jiná metoda privatizace než v České


41

a Slovenské republice. Větší část státního majetku byla prodána zahraničním strategickým investorům, přičemž zbývající část byla umístěna ve formě akcií nejen na budapešťské burze, ale i na významných zahraničních burzách. Od roku 1995 je pravidelně zveřejňován maďarský burzovní index BUX. V roce 2001 se budapešťská burza stala řádným členem Světové federace burz (WFE). V roce 2003 se podařilo budapešťské burze vyjednat přístup do burzovního obchodního systému Xetra® pro obchodování s akciemi uvedenými na frankfurtské burze. V souvislosti se vstupem Maďarska do Evropské unie byla budapešťská burza přijata jako řádný člen Federace evropských burz. V roce 2005 získala budapešťská burza členství v Asociaci pro termínové trhy. V roce 2010 se stala členem skupiny CEE Stock Exchange Group, která vstoupila na mezinárodní trh cenných papírů s cílem posílit mezinárodní pozici členských kapitálových trhů. Maďarský kapitálový trh se vyznačuje kvalitním legislativním rámcem, likvidním trhem, členstvím v mnoha významných mezinárodních uskupeních a rostoucí poptávkou ze strany zahraničních investorů. V posledních letech vzrostl počet drobných investorů, kteří svou činností pozitivně působí na likviditu trhu. Maďarská burza rok od roku lépe plní svou primární funkci, neboť umožňuje společnostem získat finanční zdroje jiným způsobem než prostřednictvím bankovních úvěrů. 35000

Hodota indexu

30000 25000 20000 15000 10000 5000

2010

2009

2008

2007

2006

2005

2004

2003

2002

0

Rok

Obr. 7

Vývoj indexu BUX Zdroj: Vlastní zpracování na základě údajů z www.bse.hu


42

40000 35000

Mil. EUR

30000 25000 20000 15000 10000 5000 2009

2008

2007

2006

2005

2004

2003

2002

0

Rok

Obr. 8

Vývoj objemu obchodů s akciemi na maďarském kapitálovém trhu Zdroj: Vlastní zpracování na základě údajů z www.bse.hu

6.4 Vývoj německého kapitálového trhu Na německém kapitálovém trhu působí sedm burz cenných papírů, přičemž největší a nejvýznamnější z nich je burza ve Frankfurtu nad Mohanem. Frankfurtská burza byla založena již v roce 1589 a během svého dlouhého vývoje se stala významným mezinárodním finančním centrem. V roce 1988 byl poprvé zveřejněn index DAX, který je řazen mezi nejznámější a nejspolehlivější indexy. V roce 1991 byl zaveden obchodní a informační systém (IBIS). Od roku 1993 je frankfurtská burza součástí skupiny Deutsche Börse AG, ve které jsou sdruženy především evropské burzy. V roce 1997 byl systém IBIS nahrazen elektronickým obchodním systémem Xetra® (Exchange electronic trading), což představovalo zásadní změnu ve způsobu obchodování s cennými papíry. Systém Xetra® umožnil účastníkům burzy uzavírat obchody prostřednictvím internetu a obchodovat nejen s německými cennými papíry. V roce 1997 také došlo k založení „Neuer Markt“, který měl pomoci začínajícím inovativním firmám zvýšit jejich majetek prostřednictvím burzy, přičemž byl o pět let později uzavřen. Od ledna 2003 se mohou emitenti rozhodnout, zda budou jejich emise uvedeny jako typ Prime Standard nebo General Standard. Od roku 2006 je možné obchodovat s akciemi ETCs (Exchange Traded Commodities), které investují získané peněžní prostředky výlučně do komodit denominovaných v eurech. O rok později byl vytvořen segment REITs (Real Estate Investment Trusts), jež umožňuje investorům obchodovat s akciemi nemovitostních investičních trustů. V současnosti frankfurtská burza představuje největší burzu v Německu, neboť na jejím trhu proběhne více než 90 % objemu obchodů s akciemi. Většina účastníků trhu působí na elektronické burze Xetra®. Frankfurtská burza


43

je charakteristická vysokou likviditou trhu, velmi přísnými nároky na transparentnost, nízkými transakčními náklady a vysokým podílem zahraničních účastníků trhu.

Hodnota indexu

9000 8000 7000 6000 5000 4000 3000 2000

2010

2009

2008

2007

2006

2005

2004

2003

2002

1000 0

Rok

Obr. 9

Vývoj indexu DAX Zdroj: Vlastní zpracování na základě údajů z de.finance.yahoo.com

900000 800000 700000 Mil. EUR

600000 500000 400000 300000 200000 100000 2009

2008

2007

2006

2005

2004

2003

2002

0

Rok

Obr. 10

Vývoj objemu obchodů s akciemi na německém kapitálovém trhu Zdroj: Vlastní zpracování na základě údajů z deutsche-boerse.com


44

7 Analýza předpokladů zkoumaných kapitálových trhů V následující části budou analyzovány jen některé předpoklady teorie efektivních trhů, a to likvidita trhu, která bude představována objemem a strukturou objemu obchodů, dále informace a informační systémy a kvalita právního prostředí. Ostatní předpoklady teorie efektivních trhů nebudou dále zkoumány, neboť předpoklad tržního prostředí a postavení účastníků trhu bezprostředně souvisí s předpokladem kvalitního právního prostředí a předpoklad kvalitní infrastruktury se vztahuje k předpokladu informací a informačních systémů. Předpoklad ziskového motivu investorů nelze analyzovat, neboť zisk motivuje každého účastníka trhu, aby obchodoval na kapitálovém trhu.

7.1

Likvidita trhu

Mezi základní ukazatele popisující výkonnost a vyspělost kapitálového trhu patří objem a struktura obchodů, jež napovídají o stupni likvidity a vyspělosti kapitálového trhu. Vysoké objemy uskutečněných obchodů svědčí o vysoké likviditě trhu, neboli účastníci trhu mohou nakupovat či prodávat zamýšlené objemy obchodů, aniž by se současná cena cenného papíru příliš lišila od jeho aktuální ceny. Vyšší podíl obchodů s akciemi na celkovém objemu obchodů vypovídá o vyspělosti kapitálového trhu. Vzhledem ke skutečnosti, že poslední zkoumané období končí dnem 31. 8. 2010 a současně byly předpoklady kapitálových trhů analyzovány na ročních hodnotách, nebudou v této části práce zahrnuty hodnoty pro rok 2010. Pro lepší srovnatelnost kapitálových trhů jsou všechny hodnoty objemů obchodů vyjádřeny v eurech. Vývoj objemu obchodů s akciemi na jednotlivých zkoumaných trzích je zobrazen na obr. 11. Je zřejmé, že objemy obchodů uskutečněné na frankfurtské burze jsou mnohonásobně vyšší než na ostatních sledovaných burzách, což potvrzuje vyspělost a mezinárodní postavení burzy ve Frankfurtu. V roce 2003 došlo k poklesu objemu obchodů o 29,26 %, což bylo důsledkem trvající recese německého hospodářství (splasknutí technologické bubliny). Od roku 2004 bylo již zaznamenáno zvýšení objemu obchodů, které pokračovalo až do roku 2007. Globální finanční krize způsobila, že objem obchodů v roce 2008 poklesl o 38,08 % ve srovnání s minulým rokem, přičemž bylo dosaženo úrovně objemu obchodů z roku 2005. V následujícím roce se objem obchodů snížil o 48,04 %.


45

mil. EUR

900000 800000 700000 600000 500000 400000 300000 200000 100000 0 2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

rok

Obr. 11

bratislavská brza

pražská burza

budapešťská burza

frankfurtská brza

Vývoj objemu obchodů s akciemi Zdroj: Vlastní zpracování na základě vyhledání

Pro srovnání vývoje obchodů na pražské, bratislavské a budapešťské burze je vhodnější obr. 12, neboť lépe znázorňuje směr a velikost změny objemu obchodů během sledovaného období. Z obr. 12 je patrné, že vývoj objemu obchodů na pražské i bratislavské burze je podobný, a to vzhledem k velikosti i směru změny objemu obchodů s akciemi. 40000 35000 mil. EUR

30000 25000 20000 15000 10000 5000 0 2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

rok bratislavská burza

Obr. 12

pražská burza

maďarská burza

Vývoj objemu obchodů s akciemi Zdroj: Vlastní zpracování na základě vyhledání

Od roku 2002 se neustále zvyšoval objem uskutečněných obchodů na pražské i bratislavské burze, a to až do roku 2007 s výjimkou roku 2006, kdy došlo


46

k poklesu objemu obchodů na pražské burze. Příprava a samotný vstup zemí do Evropské unie přispělo ke zvýšení transparentnosti a důvěryhodnosti kapitálových trhů, což se projevilo výrazným zvýšením zájmu domácích i zahraničních investorů. Výše uvedenou skutečnost dokumentuje pozvolný růst objemu obchodů od roku 2002 do roku 2004, přičemž v roce 2005 se objem obchodů podstatně zvýšil. Na budapešťské burze došlo ke zvýšení o 85,93 % v porovnání s předchozím rokem, v případě pražské burzy byl dokonce zaznamenán nárůst objemu obchodů o 132,46 %. V důsledku světové finanční krize došlo k propadu objemu obchodů na budapešťské burze v roce 2008, na pražské burze až v roce 2009. Z obr. 12 je zřejmé, že na bratislavské burze byl objem obchodů řádově nižší než na ostatních sledovaných burzách. V období let 2002 až 2008 objem obchodů uskutečněný na bratislavské burze neustále klesal. V souvislosti se zavedením eura v roce 2009 došlo k osminásobnému zvýšení objemu obchodů, a to z 15,13 mil. EUR na 121,749 mil. EUR. Také struktura objemu obchodů vypovídá o výkonnosti a vyspělosti kapitálových trhů. Vysoký podíl objemu uskutečněných obchodů s akciemi svědčí o vyspělosti daného kapitálového trhu, neboť současně dochází ke zvýšení likvidity na trhu, což je jedním z předpokladů efektivních trhů. Na obr. 13 je znázorněn vývoj podílu obchodů s akciemi a dluhopisy na celkovém objemu obchodů na pražské burze. 100% 80% 60% 40% 20% 0% 2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

rok dluhopisový trh

Obr. 13

akciový trh

Struktura objemu obchodů na pražské burze Zdroj: Vlastní zpracování na základě údajů z www. pse.cz

V letech 2002 až 2004 zaujímaly výrazně vyšší podíl na celkovém objemu obchodů obchody s dluhopisy. V následujících letech byl uskutečněn větší objem obchodů s akciovými tituly s výjimkou roku 2009, kdy v souvislosti s finanční krizí investoři upřednostňovali obchodování s dluhopisy.


47

Z obr. 14 vyplývá, že burza v Bratislavě byla především trhem dluhových cenných papírů. V letech 2002 až 2004 představovaly obchody s dluhopisy více než 94 % celkového objemu realizovaných obchodů. V následujících letech došlo dokonce ke zvýšení podílu objemu obchodů s dluhopisy, a to na průměrnou hodnotu 99,6 % z celkového objemu obchodů, což svědčí o skutečnosti, že se s akciovými tituly téměř neobchodovalo. Vzhledem k velmi nízkému objemu uskutečněných obchodů s akciemi a zcela převažujícím obchodům s dluhopisy se bratislavská burza vyznačuje nízkou likviditou akciového trhu. 100% 99% 98% 97% 96% 95% 94% 93% 92% 2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009


Obr. 14

akciový trh

Struktura objemu obchodů na bratislavské burze Zdroj: Vlastní zpracování na základě údajů z www.bsse.sk

Na budapešťské burze zcela dominovalo obchodování s akciovými tituly, což je zřetelné z obr. 15. V průměru představovaly obchody s akciemi více než 91 % z celkového objemu uskutečněných obchodů, přičemž v letech 2002 až 2004 tvořil podíl obchodů s akciemi v průměru 86 % veškerých realizovaných obchodů. V následujících letech podíl zobchodovaných akcií průměrně zaujímal již 94,5 % z celkového objemu obchodů. Vývoj i výše objemu obchodů s akciovými tituly na budapešťské a pražské burze byl téměř shodný, ale z hlediska struktury objemu obchodů na budapešťské burze převládalo obchodování s akciemi, což svědčí o vyšší likviditě.


48

100% 80% 60% 40% 20% 0% 2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009


Obr. 15

akciový trh

Struktura objemu obchodů na budapešťské burze Zdroj: Vlastní zpracování na základě údajů z www.bse.hu

Z obr. 16 je zřejmé, že kromě roku 2003 převládalo na frankfurtské burze obchodování s cennými papíry v celém sledovaném období, přičemž ve srovnání s budapešťskou burzou zaujímaly obchody s akciemi nižší podíl na celkovém objemu obchodů. I přesto, že obchody s dluhopisy představovaly významný podíl na všech uskutečněných obchodech na frankfurtské burze, byl akciový trh charakteristický extrémně vysokou likviditou a existencí velmi kvalitních akcií. 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009


Obr. 16

akciový trh

Struktura objemu obchodů na frankfurtské burze Zdroj: Vlastní zpracování podle deutsche-boerse.com


49

7.2 Právní prostředí Úroveň kvality právního prostředí významně determinuje míru vyspělosti, transparentnosti a důvěryhodnosti daného kapitálového trhu. Německý kapitálový trh je charakteristický velmi kvalitním právním prostředím, které bylo vytvořeno již před mnoha lety. V případě českého, slovenského a maďarského kapitálového trhu se právní úprava formovala teprve od počátku 90. let. Přestože již byla právní úprava kapitálových trhů zcela harmonizována s právem Evropské unie, nelze ji v žádném případě srovnávat s vysokou kvalitou právní úpravy, jež byla vytvořena na německém kapitálovém trhu.

7.3 Informace a informační systémy Dostupnost a kvalita informací představují důležité faktory, na základě kterých se investor rozhoduje o tom, zda uskuteční investici či nikoliv. Pokud investor nebude mít k dispozici korektní, kompletní a především rychle dostupné informace, pak spíše upřednostní investiční příležitost na kapitálovém trhu, kde získá požadované informace. Vzhledem ke skutečnosti, že byla zákonem upravená informační povinnost emitentů cenných papírů k regulatorním orgánům, burze cenných atd., došlo nepochybně ke zlepšení dostupnosti a kvality informací. Německý kapitálový trh se vyznačuje vysokou úrovní v poskytování informací. V případě českého, slovenského a maďarského kapitálového trhu lze konstatovat, že dostupnost a kvalita informací je dostatečná, což potvrzuje zvyšující se zájem zahraničních investorů. Nutno poznamenat, že v průběhu 90. let 20. století se výše zmíněné postkomunistické kapitálové trhy vyznačovaly nízkou kvalitou poskytovaných informací, přičemž se tento stav neustále zlepšuje.

7.4 Dílčí závěr Z výše uvedených údajů je zřejmé, že frankfurtská burza byla charakteristická velmi vysokou likviditou akciového trhu, přísnými nároky na transparentnost a úroveň informačních systémů. Objem uskutečněných obchodů s akciemi mnohonásobně převyšoval objemy obchodů s akciemi na ostatních sledovaných burzách, ale vzhledem k mezinárodnímu postavení frankfurtské burzy byl očekáván vyšší podíl obchodů s akciemi na celkovém objemu obchodů. Český a maďarský kapitálový trh se vyznačoval obdobnou výší i vývojem objemu obchodů s akciemi, přičemž se podstatně lišily strukturou kapitálového trhu. V případě českého kapitálového trhu byl zaznamenán výrazně nižší podíl obchodů s akciemi na celkovém objemu obchodů, přičemž na maďarském kapitálovém trhu zcela dominovaly obchody s akciemi. Slovenský kapitálový trh byl charakteristický mnohonásobně nižšími objemy provedených obchodů s akciemi ve srovnání s ostatními analyzovanými kapitálovými trhy. Z hlediska struktury uskutečněných obchodů zcela převa-


50

žovaly obchody s obligacemi, což společně s velmi nízkými objemy realizovaných obchodů s akciemi signalizovaly nelikviditu slovenského kapitálového trhu. V případě českého, slovenského a maďarského kapitálového trhu byl vytvořen legislativní rámec na úrovni standardů Evropské unie. Z hlediska kvality informačních systémů a poskytovaných informací, bylo dosaženo dostatečné úrovně.


51

8 Vlastní výsledky testování hypotézy o efektivním trhu 8.1 Analyzovaný materiál a metodika Na základě výsledků empirických studií, které se zabývaly testováním hypotézy o efektivním trhu ve střední Evropě, byly vybrány nejpoužívanější statistické metody, které byly uvedeny a popsány v části Metody testování slabé formy efektivnosti. Připomeňme, že stacionarita bude ověřována pomocí ADF testu, normalita rozdělení prostřednictvím Shapirova-Wilkova W testu, nezávislost bude testována pomocí ACF testu a Ljungova-Boxova testu, náhodnost na základě znaménkového testu a testu založeném na bodech zvratu a nezávislost ve čtvercích bude posuzována podle ARCH testu. Výsledné hodnoty testů náhodnosti byly vypočteny v programu Testrand6, ostatní testy byly provedeny v ekonometrickém programu Gretl7. Do samostatných tabulek byly zaneseny získané hodnoty testových statistik. V případě, že testová statistika byla vyhodnocena na základě provedeného testu jako statisticky významná, byla v tabulce označena příslušným počtem “hvězdiček”. Neboli “***” vyjadřovaly statistickou významnost na 1% hladině významnosti, “**” vypovídaly o statistické významnosti na 5% hladině významnosti a “*” signalizovala statistickou významnost na 10% hladině významnosti. Pro účely vlastního testování byla zvolena standardní 5% hladina významnosti, na které již bylo nutné zamítnout nulovou hypotézu. Obecně platí, že čím nižší je zvolena hladina významnosti, tím je test statisticky významnější. Platnost nulové hypotézy lze posuzovat také podle p-hodnoty, která podává informaci o nejnižší hladině významnosti, na které lze zamítnout nulovou hypotézu. Vzhledem k charakteru finančních časových řad, bylo nejprve nutné časové řady diferencovat, a následně provést logaritmickou transformaci časových řad výnosů, čímž byla dosaženo relativně stejného rozdělení a bezproblémové úrovně stacionarity. Zdrojové data představovaly denní uzavírací hodnoty hlavních akciových indexů, jež zastupovaly jednotlivé zkoumané akciové trhy. V případě českého, maďarského a německého akciového trhu, byly k dispozici časové řady hodnot burzovních indexů od 2. 1. 2002 do 31. 8. 2010, v případě slovenského akciového trhu začínala časová řada až od 7. 1. 2002. Veškeré data, které byly použity pro účely testování hypotézy o efektivnosti trhu, byly získány z webových sídel hlavních burz cenných papírů České republiky, Sotware navržený pro testování náhodnosti, dostupný na webové stránce: http://www.instaluj.cz/testy-nahodnosti 7 Gnu Regression, Econometrics and Time-Series Library, dostupný na webovém sídle: http://gretl.sourceforge.net/ 6


52

Slovenské republiky a Maďarska, v případě Německa na webovém sídlu http://de.finance.yahoo.com. Aby bylo možné ověřovat hypotézu o efektivnosti trhu pro celé období, tak i pro dílčí období, bude dlouhé období představováno celou časovou řadou, středně dlouhé období bude prezentováno obdobím 2002–2004, 2005–2007, 2008–2010 a krátkým obdobím bude myšleno jednoroční období.

8.2 Vlastní výsledky testování hypotézy o efektivním trhu Vlastní testování hypotézy o efektivnosti trhu bylo provedeno prostřednictvím zvolených statistických testů, a to samostatně pro jednotlivé zkoumané kapitálové trhy. Dále bylo na základě výsledků uskutečněných testů rozhodnuto o zamítnutí či nezamítnutí hypotézy o efektivnosti analyzovaného trhu pro jednotlivé sledované období. Následně byly získané výsledky testů shrnuty v dílčích závěrech, jež byly učiněny pro jednotlivé kapitálové trhy. 8.2.1

Výsledky testování hypotézy o efektivním trhu na českém kapitálovém trhu

Důležitým předpokladem pro provedení následujících testů efektivnosti českého kapitálového trhu je stacionarita logaritmických hodnot výnosů indexu PX. Přítomnost stacionarity v časových řadách logaritmických hodnot výnosů indexu PX byla testována ADF testem. V tab. 1 jsou uvedeny výsledné hodnoty testové statistiky ADF testu, a to bez konstanty, s konstantou, s konstantou a trendem. Nulovou hypotézu o nestarionaritě hodnot logaritmických výnosů indexu PX bylo nutné zamítnout v případě všech sledovaných obdobích, neboť všechny p-hodnoty nabývaly mnohem menších hodnot než 0,05. Tab. 1

Výsledky ADF testu 2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

Test bez konstanty

-11.0876 *** -10.3142 *** -10.7651 *** -11.0340 *** -10.0729 *** -10.8692 *** -12.8491 ***

Test s konstantou

-11.0951 *** -10.5768 *** -11.2014 *** -11.2071 *** -10.0573 *** -10.8802 *** -13.0102 ***

Test s konstantou a trendem

-11.0773 *** -10.5550 *** -11.1825 *** -11.1848 *** -10.0685 *** -10.8945 *** -13.0089 *** 2009

2010

2002–2004

2005–2007

2008–2010

18.3743

-19.9256 *** -34.3765 ***

-11.1390 ***

-9.1174 *** -19.1071 *** -18.4543

-19.9335 *** -34.4138 ***

-11.1434 ***

-9.1071 *** -19.1338 *** -18.4568

-19.9919 *** -34.4788 ***

Test bez konstanty

-11.1349 ***

-1.0312 *** -18.7775 ***

Test s konstantou Test s konstantou a trendem

2002–2010

Zdroj: Vlastní výpočty

Jak již bylo v předcházející kapitole uvedeno, normalita dat je dalším základním předpokladem, ze kterého se vychází při ověřování hypotézy o efektivním trhu. V případě zamítnutí hypotézy o normalitě dat nedojde pouze k zamítnutí


53

hypotézy o efektivnosti trhu, ale současně i k oslabení výsledků statistických testů efektivnosti, jež předpokládají normalitu dat. Normalitu zkoumaných dat lze ověřovat prostřednictvím histogramů nebo statistických testů. Protože vyhodnocování normality zkoumaných dat pomocí histogramu je nejednoznačné, byl zvolen jeden z mnoha vhodných testů normality, a to Shapirův-Wilkův W test (S-W test). Vzhledem k výsledkům zvoleného testu normality byla zamítnuta nulová hypotéza o normalitě dat již na 1% hladině významnosti, a to ve všech analyzovaných obdobích s výjimkou roku 2002, ve kterém se nepodařilo zamítnout nulovou hypotézu ani na 10% hladině významnosti. Výsledky Shapirového-Wilkového W testu jsou v souladu s výsledky efektivního trhu pouze v roce 2002, v ostatních obdobích dosažené výsledky svědčí v neprospěch efektivnosti českého akciového trhu. Tab. 2 2002 0.9956 2009 0.9824 ***

Výsledky Shapirova-Wilkova W testu 2003 0.9741 *** 2010 0.9481 ***

2004 0.9698 *** 2002–2004 0.9848 ***

2005 0.9178 *** 2005–2007 0.9369 ***

2006 0.9249 *** 2008–2010 0.8994 ***

2007 0.9598 *** 2002–2010 0.8774 ***

2008 0.8820 ***


Podstata testů autokorelace je testování závislosti logaritmických hodnot výnosů v čase t a t-k, kde k je řád zpoždění. V tab. 3 jsou uvedeny hodnoty koeficientů autokorelace pro jednotlivé posuzované období s řádem zpoždění 1 až 10. Pro účely autokorelační analýzy jsou významné především hodnoty autokorelačních koeficientů s řádem zpoždění 1 až 5, neboť lze stěží předpokládat, že by došlo ke změně výnosnosti akciového indexu v čase t v důsledku zveřejnění informace v čase t-8, či t-10 atd. Nejprve byly posuzovány hodnoty autokorelačních koeficientů v krátkém období. V letech 2005 a 2009 byla odhalena statisticky významná autokorelace prvního řádu, která není typická pro efektivní trh. V roce 2007 byla zaznamenána významná negativní autokorelace pátého řádu, která pravděpodobně vypovídá o existenci tzv. „pondělního efektu“, jež vypovídá o skutečnosti, že v pondělí dochází k největším změnám výnosů akciového kurzu. Na základě pondělního efektu bylo možné v roce 2007 dosahovat opakovaně nadprůměrných výnosů, což je v rozporu se základními charakteristikami efektivního trhu. Pro rok 2008 byla jednoznačně nulová hypotéza zamítnuta, neboť autokorelace druhého řádu byla prokázána již na 1% hladině významnosti. V ostatních sledovaných letech se nepodařilo zamítnout nulovou hypotézu pro prvních pět zpoždění autokorelačního koeficientu, což je v souladu s hypotézou o efektivním trhu. Nutno upozornit, že převažovaly kladné hodnoty autokorelačního koeficientu prvního řádu, což vypovídá o skutečnosti, že byly zpravidla pozitivní výnosy následovány dalšími pozitivními výnosy a naopak.


54

Ve středně dlouhém období byla na 1% hladině významnosti zamítnuta nulová hypotéza jen pro dílčí období let 2008 až 2010. V ostatních obdobích je zamítnutí nulové hypotézy diskutabilní, neboť v dílčím období let 2002–2004 byla problematická hodnota autokorelačního koeficientu třetího řádu, neboť p-hodnota (0,05) nabývala hraniční hodnoty pro zamítnutí nulové hypotézy, ale autokorelační koeficienty nižšího řádu zpoždění nabývali ideálních hodnot, které jsou charakteristické pro efektivní trh. V případě období od roku 2005 až 2007 byla zaznamenána pro autokorelační koeficient prvního řádu p-hodnota (0,1), ale jelikož byla zvolena 5% hladina významnosti, nebylo možné nulovou hypotézu zamítnout. Celé období let 2002–2010 bylo charakteristické významnou autokorelací prvního až třetího řádu, neboť p-hodnota byla menší než 0,05, což odporuje hypotéze o efektivním trhu. Na základě výše uvedených výsledků ACF testu byla zamítnuta hypotéza o efektivním trhu v roce 2005, 2007, 2008, 2009, v dílčím období let 2008–2010 a jednoznačně v dlouhém období. Tab. 3

Výsledky ACF testu pro řád zpoždění 1 až 10

Řád zpoždění

2002

t-1 t-2 t-3 t-4 t-5 t-6 t-7 t-8 t-9 t-10

0.002 -0.004 -0.091 0.020 -0.077 0.042 0.024 -0.002 0.115 * -0.014

Řád zpoždění

2009

t-1 t-2 t-3 t-4 t-5 t-6 t-7 t-8 t-9 t-10

0.141 ** -0.057 -0.007 0.059 0.002 0.014 -0.112 * 0.099 0.118 * 0.042

2003

2004

2005

0.062 0.016 -0.075 0.072 -0.029 0.079 -0.027 -0.019 -0.018 0.087

0.047 -0.029 -0.075 0.038 0.085 0.169 *** -0.016 0.025 0.031 -0.076

0.131 ** -0.058 -0.022 -0.019 0.097 -0.002 -0.137 ** -0.004 0.170 *** -0.086

2010

2002–2004

2005–2007

-0.044 0.017 -0.115 -0.070 0.061 -0.057 -0.038 -0.045 -0.072 0.122

0.032 -0.003 -0.080 ** 0.038 -0.024 0.086 ** 0.003 0.003 -0.055 0.001

0.070 0.015 -0.031 -0.019 -0.026 -0.065 -0.074 0.013 0.078 0.013

*

* ** **

2006

2007

0.098 0.052 -0.007 -0.094 -0.042 -0.116 * -0.091 0.005 0.011 0.055

-0.040 0.030 -0.074 0.087 -0.142 ** -0.053 0.012 0.035 0.053 0.032

2008–2010

2002–2010

0.063 -0.116 *** -0.058 0.042 0.086 ** -0.032 -0.025 0.012 -0.018 0.025

0.062 *** -0.071 *** -0.054 0.033 0.050 -0.014 -0.029 0.012 -0.005 0.022

2008 0.041 -0.176 *** -0.080 0.039 0.115 * -0.048 0.005 -0.024 -0.073 -0.007


Pro ověření výsledků, jež byly získány prostřednictvím ACF testu, byl proveden Ljungův-Boxův test, který patří mezi nejčastěji používané autokorelační testy. Kromě roku 2007 se výsledky Ljungova-Boxova testu shodovaly s výsledky výše aplikovaného ACF testu. Neboli na základě Ljungova-Boxova testu nebyla


55

odhalena autokorelace v roce 2007, a tak se nepodařilo zamítnout nulovou hypotézu o nekorelovanosti výnosů a současně nedošlo k zamítnutí hypotézy o efektivnosti českého kapitálového trhu. Hodnoty Ljungovy-Boxovy Q statistiky jsou zobrazeny v následující tabulce 4. Tab. 4 Řád zpoždění

t-1 t-2 t-3 t-4 t-5 t-6 t-7 t-8 t-9 t-10 Řád zpoždění

t-1 t-2 t-3 t-4 t-5 t-6 t-7 t-8 t-9 t-10

Výsledky Ljungova-Boxova testu pro řád zpoždění 1 až 10 2002

2003

2004

0.002 0.006 2.109 2.213 3.743 4.191 4.336 4.337 7.791 7.839

0.970 1.034 2.471 3.803 4.013 5.615 5.803 5.900 5.983 7.969

0.557 0.775 2.225 2.587 4.442 11.837 * 11.905 12.062 12.307 13.821

2009

2010

2002–2004

2005–2007

0.326 0.373 2.654 3.510 4.169 4.731 1.991 5.356 6.279 8.963

0.778 0.783 5.632 6.733 7.169 12.823 ** 12.830 * 12.838 15.177 * 15.178

3.714 * 3.881 4.607 4.887 5.409 8.600 12.763 ** 12.896 17.549 17.679

5.026 5.852 5.866 6.751 6.753 6.800 10.041 12.561 16.172 16.633

** *

* *

2005 4.404 5.267 5.386 5.475 7.886 7.887 12.782 12.786 20.412 22.367

** *

* ** ** **

2006

2007

2008

2.444 3.142 3.154 5.404 5.853 9.303 11.463 11.470 11.501 12.296

0.408 0.635 2.024 3.965 9.150 9.873 9.910 10.232 10.966 11.234

0.416 8.277 9.921 10.307 13.724 14.327 14.335 14.487 15.869 15.880

2008–2010 2.685 11.748 14.000 15.192 20.166 20.838 21.274 21.377 21.596 22.024

*** *** *** *** *** *** *** *** *** **

** ** ** ** ** ** * *

2002–2010 8.425 19.400 25.826 28.184 33.549 33.970 35.746 36.070 36.114 37.208

** *** *** *** *** *** *** *** *** ***


Testy náhodnosti umožňují ověřit, zda logaritmické hodnoty výnosů se chovají náhodně. Velkou výhodou testů náhodnosti je jejich nezávislost na tvaru rozdělení zkoumané časové řady, proto jsou vhodné pro testování časových řad, které se nevyznačují normalitou zkoumaných dat. V tabulce 5 jsou uvedeny výsledné hodnoty znaménkového testu a testu založeném na bodech zvratu. Kromě dlouhého období byly výsledky obou testů jednoznačné, neboť na 5% hladině významnosti se nepodařilo zamítnout nulovou hypotézu o nezávislosti hodnot logaritmických výnosů ve všech sledovaných obdobích. V dlouhém období byla nulová hypotéza zamítnuta na základě p-hodnoty (0,0121) znaménkového testu. Nutno poznamenat, že v případě dlouhého období by bylo možné uvažovat o nezamítnutí nulové hypotézy, neboť odchylka od mediánu může nabývat vyšších hodnot díky vysokému počtu zkoumaných hodnot. Tedy, na základě výsledků testů náhodnosti se nepodařilo zamítnout nulovou hypotézu o nezávislosti logaritmických hodnot výnosů


56

ve všech sledovaných obdobích, což vypovídá o efektivnosti českého kapitálového trhu. Tab. 5

Výsledky znaménkového testu a testu založeného na bodech zvratu Znaménkový test

0 -0.765 -1.746 -1.851 -0.320 0 -0.873 -1.534 -0.133 -1.452 -1.262 -1.270 -2.301 **

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2002–2004 2005–2007 2008–2010 2002–2010

Test bodů zvratu

Počet pozorování

0.251 0.100 0.000 -1.599 -0.803 0.503 0.301 -1.157 -0.491 -0.173 -1.096 -0.856 -1.322

249 250 251 252 250 249 251 249 168 752 753 670 2177


Prostřednictvím ACF testu a Ljungového-Boxového testu byla ověřována lineární závislost logaritmických hodnot výnosů. Na základě ARCH testu lze prokázat jiný typ závislosti než lineární, a to nelineární závislost. V tab. 6 jsou prezentovány výsledné hodnoty ARCH testu. Obdobně, jako tomu bylo u testů nelineární závislosti, byly pro posouzení nelineární nezávislosti či nezávislosti logaritmických hodnot výnosů důležité hodnoty autokorelačních koeficientů druhých mocnin pro první až pátý řád zpoždění. Tab. 6 Řád zpoždění

t-1 t-3 t-5 t-10

Výsledky ARCH testu 2002

0.068 0.196 *** 0.044 0.171

Řád zpoždění

2009

t-1 t-3 t-5 t-10

0.127 ** 0.105 * 0.073 -0.006

2003

2004

2005

0.017 0.009 0.041 0.013

0.116 * 0.048 0.026 -0.074

0.010 0.058 0.098 0.066

2010

2002–2004

2005–2007

0.175 ** 0.303 *** 0.009 0.044

0.108 0.155 0.078 0.110

*** *** ** ***

0.089 ** 0.096 *** 0.170 *** 0.059

2006 0.132 ** 0.124 * 0.220 *** 0.069

2007

2008

0.067 0.053 0.113 * -0.002

0.354 0.243 0.305 0.364

2008–2010

2002–2010

0.356 0.260 0.306 0.356

0.365 0.279 0.322 0.363

*** *** *** ***

*** *** *** ***

*** *** *** ***


V porovnání s výsledky testů lineární závislosti, byla navíc zjištěna významná statistická nelineární závislost výnosností v letech 2002, 2006 a 2010,


57

a to nelineárního typu. Neboli oproti výše uskutečněným autokorelačním testům, by bylo nutné zamítnout nulovou hypotézu o nezávislosti navíc i v letech 2002, 2006, 2010, a dále v dílčím období let 2002–2004 a 2005–2008, čímž došlo současně i k zamítnutí hypotézy o efektivnosti trhu ve výše uvedených obdobích. Jinými slovy, prostřednictvím ARCH testu by byla zamítnuta hypotéza o efektivnosti v letech, ve kterých by se na základě výsledků testů lineární nezávislosti nepodařilo nulovou hypotézu zamítnout. Stojí za povšimnutí, že s výjimkou roku 2009 byla nulová hypotéza zamítnuta na základě p-hodnoty nižší než 0,01, což svědčí o vysoké významnosti tohoto testu. Dokonce v případě středně dlouhého období, dlouhého období a roku 2008 se zpravidla první, třetí i pátý řád zpoždění autokorelačního koeficientu vyznačoval p-hodnotami nižšími než 0,001, což rozhodně není konzistentní s hypotézou o efektivním trhu. Dílčí závěr Z hlediska výše uvedených lineárních testů nebyla na 5% hladině významnosti zamítnuta nulová hypotéza o efektivním trhu v letech 2002, 2003, 2004, 2006, 2007, 2010 a v dílčím období let 2002–2004 a 2005–2007. Kromě roku 2002, došlo k zamítnutí hypotézy o normalitě rozdělení, jež mohlo být způsobeno existencí odlehlých hodnot logaritmických výnosů. Vzhledem k této skutečnosti nebyla na základě Shapirového-Wilkového W testu hypotéza o efektivnosti trhu zamítnuta. V případě roku 2007 a období let 2002 až 2004 se autorka přiklonila k nezamítnutí hypotézy o efektivnosti trhu, neboť statisticky významný autokorelační koeficient třetího a pátého řádu nepředstavuje podstatný problém z pohledu hypotézy o efektivním trhu, a také proto, že nulová hypotéza nebyla podle výsledků ostatních lineárních testů zamítnuta. Naopak v případě let 2008, 2009, v dílčím období let 2008 až 2010, a dále v dlouhém období bylo nutné zamítnout hypotézu o efektivnosti trhu na 5% hladině významnosti, neboť bylo prokázáno, že neplatí nulová hypotéza o nekorelovanosti výnosů. Na základě výsledků nelineárního testu bylo nutné zamítnout hypotézu o efektivnosti trhu téměř ve všech zkoumaných obdobích. Kromě roku 2003, 2004, 2005 a 2007 došlo na 1% hladině významnosti k zamítnutí nulové hypotézy o nezávislosti ve čtvercích, resp. i hypotézy o efektivnosti českého kapitálového trhu.


8.2.2

58

Výsledky testování hypotézy o efektivním trhu na slovenském kapitálovém trhu

Na základě testové statistiky, jejíž výsledné hodnoty jsou zobrazeny v tab. 7, došlo na 1% hladině významnosti k zamítnutí nulové hypotézy o nestacionaritě výnosů, a to ve všech sledovaných obdobích. Tab. 7

Výsledky ADF testu 2002

2003

2004

2005

2006

2008

2007

Test bez konstanty

-10.7975 *** -11.3591 ***

-9.0700 ***

-8.8066 *** -10.7877 *** -11.5980 *** -9.2992 ***

Test s konstantou

-10.8126 *** -11.5322 ***

-9.6570 ***

-8.8452 *** -10.7657 *** -11.6134 *** -9.3887 ***


-10.9934 *** -11.5966 *** -10.1753 ***

-9.2608 *** -10.7742 *** -11.6231 *** -9.4672 ***

2009

2010

2002–2004

2005–2007

2008–2010

2002–2010

Test bez konstanty

-10.4121 *** -11.4298 *** -18.1491 *** -16.7974 *** -17.0288 *** -30.2644 ***

Test s konstantou

-10.4713 *** -11.3659 *** -18.4912 *** -16.8267 *** -17.1330 *** -30.2838 ***


-10.4546 *** -11.2584 *** -18.6875 *** -16.8619 *** -17.1220 *** -30.4886 ***


Z tab. 8 vyplývá, že bylo nutné zamítnout nulovou hypotézu o normalitě logaritmických hodnot výnosů indexu SAX pro krátké, středně dlouhé i dlouhé období, neboť p-hodnoty nabývaly hodnot mnohem nižších než 0,001. Dosažené výsledky testu normality jasně vypovídaly proti platnosti hypotézy o efektivním trhu. Tab. 8 2002 0.8940 *** 2009 0.6214 ***

Výsledky Shapirova-Wilkova W testu 2003 0.9800 *** 2010 0.6769 ***

2004 0.9074 *** 2002-2004 0.9347 ***

2005 0.9396 *** 2005–2007 0.8906 ***

2006 0.8851 *** 2008–2010 0.6637 ***

2007 0.8545 *** 2002–2010 0.8130 ***

2008 0.7725 ***


V následující tabulce jsou shrnuty výsledné hodnoty autokorelačního koeficientu. V krátkém období se v případě let 2004, 2008, 2009 a 2010 nepodařilo na 5% hladině významnosti zamítnout nulovou hypotézu o nezávislosti neboli v těchto letech bylo možné uvažovat minimálně o slabé formě efektivnosti slovenského akciového trhu. Naopak v případě ostatních let byla indikována statistická významnost autokorelačního koeficientu pro první až páté zpoždění, což je v rozporu s hypotézou o efektivním trhu. Všimněme si, že rok 2005 se vyznačoval kladnými hodnotami autokorelačního koeficientu, a to ve všech sledovaných zpožděních.


59

Ve středně dlouhém období byla na 1% hladině významnosti zamítnuta nulová hypotéza, a to v dílčím období let 2002–2004 a 2005–2007. V dílčím období let 2008 až 2010 byla na 10% hladině významnosti zaznamenána hodnota autokorelačního koeficientu druhého řádu, což z hlediska zamítnutí hypotézy o efektivním trhu není problém. V dlouhém období byla vzhledem ke statisticky významné hodnotě autokorelačního koeficientu druhého řádu zamítnuta nulová hypotéza o nekorelovanosti na 1% hladině významnosti, tedy i hypotéza o efektivním trhu. Tab. 9 Řád zpoždění


t-1 t-2 t-3 t-4 t-5 t-6 t-7 t-8 t-9 t-10

Výsledky ACF testu pro řád zpoždění 1 až 10 2002

-0.040 0.024 0.000 -0.171 *** -0.009 -0.013 0.091 0.015 -0.030 -0.020

2003 -0.191 *** 0.068 0.026 -0.041 0.099 0.006 -0.047 0.060 -0.020 0.058

2004

2005

0.077 0.868 -0.037 0.012 -0.002 -0.106 * 0.098 0.100 0.077 0.135 **

0.148 0.143 0.091 0.070 0.173 0.116 0.119 0.044 0.074 0.092

2005–2007

2008–2010

0.040 0.101 0.019 0.052 0.093 0.068 0.028 0.033 0.022 0.069

-0.018 0.066 * -0.056 -0.050 -0.009 -0.052 0.021 0.072 * 0.015 0.008

2009

2010

2002–2004

-0.001 0.052 -0.083 -0.041 0.050 -0.049 0.057 -0.033 0.027 -0.067

-0.094 0.066 -0.012 -0.048 -0.090 -0.073 -0.012 -0.006 -0.008 0.116

-0.049 0.053 0.003 -0.097 *** 0.034 -0.024 0.052 0.050 -0.003 0.073 **

2006 ** **

*** * *

***

** *

*

-0.144 ** 0.089 -0.047 0.038 -0.030 0.035 -0.180 *** 0.053 -0.053 0.078

2007

2008

-0.031 -0.049 -0.136 ** 0.008 -0.002 -0.046 0.055 -0.030 -0.050 -0.052

0.117 * 0.107 * -0.080 -0.096 0.080 0.011 0.026 0.001 0.021 -0.033

2002–2010 -0.010 0.075 -0.014 -0.039 0.034 -0.011 0.039 0.063 0.017 0.050

*** *

* *** **


V tabulce 10 jsou uvedeny výsledné hodnoty testové statistiky Ljungova-Boxova testu. Na základě výsledků Ljungova-Boxova testu bylo dospěno k obdobným závěrům jako v případě ACF testu. Na rozdíl od ACF testu bylo nutné nulovou hypotézu o nekorelovanosti zamítnout na 5% hladině významnosti pro rok 2008. V případě let 2002 a 2007 se nepodařilo na 5% hladině významnosti zamítnout nulovou hypotézu. Neboli na základě výsledků Ljungova-Boxova testu došlo navíc k zamítnutí hypotézy o efektivním trhu pro rok 2008, a ve srovnání s ACF testem nebyla tato hypotéza zamítnuta v případě let 2002 a 2007.


60

Tab. 10 Výsledky Ljungova-Boxova testu pro řád zpoždění 1 až 10 Řád zpoždění


t-1 t-2 t-3 t-4 t-5 t-6 t-7 t-8 t-9 t-10

2002

2003

0.384 0.530 0.530 7.769 7.791 7.832 9.889 9.946 10.171 10.275

8.949 10.069 10.239 10.664 13.081 13.090 13.636 14.539 14.645 15.497

2009

2010

0.000 0.673 2.419 2.853 3.469 4.094 4.936 5.224 5.418 6.580

1.488 2.239 2.265 2.668 4.083 5.013 5.038 5.044 5.058 7.481

2004 *** *** ** ** ** ** * *

2005

1.455 3.323 3.659 3.692 3.694 6.521 8.958 11.522 13.022 17.666 * 2002–2004 1.749 3.838 3.845 11.151 12.013 12.431 14.418 16.252 16.258 20.248

** ** * ** ** * **

5.321 10.360 12.386 13.589 20.979 24.320 27.864 28.349 29.719 31.859

2006 ** *** *** *** *** *** *** *** *** ***

2005–2007 1.147 8.498 8.758 10.712 16.992 20.369 20.929 21.745 22.102 25.635

** ** ** *** *** *** *** *** ***

4.967 6.892 7.435 7.791 8.005 8.309 16.347 17.053 17.816 19.358

** ** *

** ** ** **

2008–2010 0.209 3.095 5.203 6.868 6.922 8.737 9.025 12.506 12.657 12.702

2007

2008

0.230 0.827 5.389 5.404 5.405 5.943 6.692 6.912 7.554 8.252

3.373 6.204 7.785 10.114 11.743 11.772 11.941 11.941 12.054 12.337

* ** * ** ** *

2002–2010 0.222 12.144 12.571 15.868 18.287 18.555 21.821 30.118 30.704 35.938

*** *** *** *** *** *** *** *** ***


Z tab. 11 je zřejmé, že pro rok 2008, 2009, dále pro dílčí období let 2008–2010 a pro dlouhé období bylo nutné na základě výsledků znaménkového testu a testu založeném na bodech zvratu zamítnout nulovou hypotézu o náhodnému rozmístění logaritmických hodnot výnosů indexu SAX, a to vzhledem k p-hodnotám, jež dosahovaly hodnot nižších než 0,01. V případě roku 2004 nepodávaly testy náhodnosti tak jednoznačné výsledky jako v případě ostatních sledovaných obdobích, neboť podle výsledků testu bodů zvratu byla nulová hypotéza zamítnuta na 1% hladině významnosti, ale na základě výsledků znaménkového testu se nepodařilo nulovou hypotézu zamítnout ani na 10% hladině významnosti. Všimněme si, že výsledky testů náhodnosti téměř neodpovídaly autokorelačním testům, neboť došlo k zamítnutí hypotézy o efektivním trhu v letech 2004, 2009 a v dílčím období let 2008 až 2010, přičemž v případě autokorelačních testů bylo možné uvažovat o slabé formě efektivnosti trhu ve výše uvedených obdobích.


61

Tab. 11 Výsledky znaménkového testu a testu založeném na bodech zvratu Znaménkový test

Test bodů zvratu

Počet pozorování

-1.889 1.222 -1.217 -1.113 -0.112 -1.000 -3.755 -7.135 -1.069 -1.089 -1.222 -7.528 -5.570

0.918 1.836 -2.642 -0.051 0.257 -1.224 -6.236 -9.221 -0.554 0.059 -0.471 -10.023 -5.827

242 242 244 241 238 242 245 248 167 730 724 663 2117

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2002–2004 2005–2007 2008–2010 2002–2010

*** ***

*** ***

***

*** ***

*** ***


Dále byla hypotéza o efektivním trhu ověřována pomocí ARCH testu, neboť na jeho základě lze posoudit, zda se logaritmické hodnoty výnosů vyznačovaly nelineární závislostí. Z výsledných hodnot testové statistiky ARCH testu, které jsou uvedeny v tabulce 12 je patrné, že bylo nutné zamítnout nulovou hypotézu o lineární nezávislosti ve čtvercích v letech 2002, 2003, 2005 a 2007. Tab. 12 Výsledky ARCH testu Řád zpoždění

t-1 t-3 t-5 t-10 Řád zpoždění

t-1 t-3 t-5 t-10

2002 0.415 *** 0.220 *** 0.239 *** 0.095

2003 0.117 * 0.189 *** 0.115 * 0.000

2009

2010

-0.018 -0.002 -0.030 0.054

-0.016 -0.014 0.002 0.029

2004

2005

0.004 0.109 * -0.004 0.007 2002–2004 0.297 0.201 0.180 0.101

*** *** *** ***

0.066 0.273 *** 0.174 *** 0.032 2005–2007 0.090 ** 0.231 *** 0.183 *** 0.056

2006 -0.011 -0.019 0.072 -0.062 2008–2010 -0.004 -0.009 -0.007 0.035

2007 0.082 0.170 *** 0.109 * 0.009

2008 0.088 -0.016 0.058 -0.037

2002–2010 0.031 0.023 0.022 0.047 **


Ve středně dlouhém období byla zamítnuta na 1% hladině významnosti nulová hypotéza o lineární nezávislosti ve čtvercích ve dvou případech, a sice v dílčím období let 2002–2004 a 2005–2007. V dlouhém období se nulovou hypotézu nepodařilo zamítnout, protože hodnoty autokorelačních koeficientů pro 1., 3. a 5. řád zpoždění nenabývaly hodnot, které jsou charakteristické pro statisticky významnou autokorelaci. Přestože byla zaznamenána významná statistická závislost u autokorelačního


62

koeficientu desátého řádu, nedošlo k zamítnutí nulové hypotézy, neboť se jednalo o vysoký řád zpoždění, což nepředstavuje problém z pohledu efektivního trhu. Dílčí závěr Vzhledem k výše provedeným testům byly učiněny následující dílčí závěry. Z hlediska lineárních testů byla na 5% hladině významnosti zamítnuta nulová hypotéza o efektivnosti trhu v letech 2003, 2005, 2006, 2008, 2009, v dílčím období let 2005–2007, 2008–2010 a rovněž v dlouhém období. V případě roku 2002 nedošlo k zamítnutí nulové hypotézy, i přestože hodnota autokorelačního koeficientu pro čtvrté zpoždění svědčila o statisticky významné autokorelaci, neboť se nejednalo o první či druhý řád zpoždění, ale také vzhledem ke skutečnosti, že tři ze čtyř provedených lineárních testů nezamítaly hypotézu o efektivním trhu. V případě roku 2008, 2009 a dílčího období let 2008 až 2010 a v dlouhém období došlo k zamítnutí nulové hypotézy o efektivním trhu, a to na základě výsledků testů náhodnosti. Z pohledu výsledků nelineárního testu bylo nutné zamítnout nulovou hypotézu o efektivním trhu v letech 2002, 2003, 2005, 2007, a v dílčím období let 2002–2040 a 2005–2007. V ostatních obdobích nebyl dle ARCH testu indikován nelineární vztah ve vývoji logaritmických hodnot výnosů burzovního indexu SAX. 8.2.3

Výsledky testování hypotézy o efektivním trhu na maďarském kapitálovém trhu

Také akciový index BUX byl podroben ADF testu, a to pro účely ověření starionarity jeho časové řady v krátkém, středně dlouhém a dlouhém období. Získané výsledné hodnoty testové statistiky ADF testu jsou prezentovány v tab. 13. Tab. 13 Výsledky ADF test 2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

Test bez konstanty

-10.0484 *** -11.0620 *** -11.3941 *** -11.5211 ***

-9.9473 *** -10.8742 *** -12.7954 ***

Test s konstantou

-10.0306 *** -11.1076 *** -11.8315 *** -11.6374 ***

-9.4188 *** -10.8599 *** -12.9803 ***


-10.0156 *** -11.1119 *** -11.8162 *** -11.7016 ***

-9.9316 *** -10.8549 *** -12.9964 ***

2009

2010

2002–2004

2005–2007

2008–2010

2002–2010

Test bez konstanty

-11.9411 ***

-9.2746 *** -18.6851 *** -18.5751 *** -19.8725 *** -34.0156 ***

Test s konstantou

-12.0656 ***

-9.2464 *** -18.8366 *** -18.6359 *** -19.8589 *** -34.0523 ***


-12.0702 ***

-9.2135 *** -18.8946 *** -18.6643 *** -19.9362 *** -34.0584 ***



63

Ze získaných výsledků je zřejmé, že předpoklad stacionarity dat byl splněn, neboť ve všech sledovaných obdobích byla zamítnuta nulová hypotéza o nestacionaritě logaritmických hodnot výnosů akciového indexu BUX na 1% hladině významnosti. V tab. 14 jsou uvedeny výsledné hodnoty Shapirového-Wilkového W testu pro všechny analyzované období. Na základě výsledků zvoleného testu normality nebyla zamítnuta nulová hypotéza o normalitě dat v letech 2003, 2004, 2006 a 2009. V ostatních sledovaných obdobích byla nulová hypotéza jednoznačně zamítnuta, neboť p-hodnoty nabývaly hodnot menších než 0,01. Tab. 14 Výsledky Shapirova-Wilkova W testu 2002 0.9843 *** 2009 0.9951

2003 0.9962 2010 0.9380 ***

2004 0.9931 2002–2004 0.9894 ***

2005 0.9784 *** 2005–2007 0.9897 ***

2006 0.9924 2008–2010 0.9476 ***

2007 0.9836 *** 2002–2010 0.9414 ***

2008 0.8905 ***


Následně se hypotéza o efektivnosti maďarského kapitálového trhu ověřovala prostřednictvím autokorelačních testů. V následující tabulce jsou prezentovány hodnoty autokorelačních koeficientů pro první až desátý řád zpoždění. V krátkém období bylo nutné zamítnout nulovou hypotézu o nezávislosti výnosů v roce 2002, 2008, a 2009. V roce 2002 došlo k zamítnutí nulové hypotézy, a to vzhledem k významné autokorelaci druhého řádu, která jasně vypovídala o neefektivitě trhu. V roce 2008 byl autokorelační koeficient prvního, druhého a čtvrtého řádu charakteristický p-hodnotou nižší než 0,01, což naprosto odporuje výsledkům efektivních trhů. V případě roku 2009 bylo zamítnutí nulové hypotézy sporné, neboť z pohledu efektivního trhu není autokorelace pátého řádu příliš významná. Ale vzhledem ke statisticky významné autokorelaci sedmého řádu, která spolu s autokorelacemi vyšších řádů bývá vysvětlována určitými specifiky obchodování na burze, byla nulová hypotéza o nekorelovanosti výnosů, resp. hypotéza o efektivnosti trhu zamítnuta. Z pohledu středně dlouhého období byla jednoznačně nulová hypotéza zamítnuta na 1% hladině významnosti v případě dílčího období let 2005–2007 a 2008–2010. Neboli pouze v případě dílčího období let 2002–2004 bylo možné uvažovat o slabé formě efektivnosti maďarského kapitálového trhu. V dlouhém období došlo k jednoznačnému zamítnutí nulové hypotézy, neboť většina autokorelačních koeficientů nabývala vysokých hodnot, které nejsou příznačné pro efektivní trh.


64

Tab. 15 Výsledky ACF testu pro řád zpoždění 1 až 10 Řád zpoždění

2002

2003

2004

t-1 t-2 t-3 t-4 t-5 t-6 t-7 t-8 t-9 t-10

-0.050 0.128 ** -0.111 * 0.057 -0.034 0.017 -0.034 0.056 -0.080 0.151 **

-0.077 0.035 0.042 0.019 -0.046 0.132 ** -0.065 -0.063 0.077 -0.042

-0.044 -0.037 0.064 -0.056 -0.067 0.008 -0.104 * 0.017 -0.019 -0.063

Řád zpoždění

2009

2010

2002–2004

t-1 t-2 t-3 t-4 t-5 t-6 t-7 t-8 t-9 t-10

-0.041 -0.068 -0.037 0.076 0.145 ** 0.024 -0.165 *** 0.062 0.018 0.052

-0.085 0.021 0.009 -0.112 -0.010 -0.033 -0.026 -0.083 -0.040 0.042

-0.053 0.057 -0.021 0.020 -0.043 0.070 * -0.055 0.009 -0.020 0.056

2005 0.075 -0.079 -0.047 0.019 0.060 0.093 -0.003 -0.015 0.055 0.002 2005–2007 0.103 *** -0.009 -0.031 0.033 0.013 0.045 -0.054 0.016 0.040 -0.029

2006

2007

0.112 * 0.067 -0.006 0.042 -0.018 0.024 -0.117 * 0.066 0.016 -0.064

0.125 * -0.041 -0.048 0.040 -0.010 0.010 -0.020 0.004 0.045 -0.040

2008–2010

2002–2010

0.072 -0.117 -0.034 0.093 0.081 -0.103 -0.110 0.032 0.056 0.015

* *** ** ** *** ***

0.058 -0.060 -0.031 0.066 0.044 -0.037 -0.085 0.024 0.041 0.013

2008 0.179 -0.211 -0.064 0.177 0.056 -0.158 -0.124 0.008 0.086 -0.015

*** *** *** ** *

*** *** *** ** * *** *


Závěry ACF testu byly potvrzeny na základě výsledků Ljungova-Boxova testu, a to kromě roku 2007, ve kterém se závěry testů lišily. Pro rok 2007 došlo oproti ACF testu k zamítnutí nulové hypotézy o nekorelovanosti výnosů, a to vzhledem ke statisticky významné autokorelaci prvního řádu. V roce 2009 byly zaznamenány statisticky významné autokorelace vyšších řádů, které signalizovaly i výsledky ACF testů, což podpořilo rozhodnutí o zamítnutí nulové hypotézy.


65


2002

t-1 t-2 t-3 t-4 t-5 t-6 t-7 t-8 t-9 t-10

0.634 4.745 7.857 * 8.760 ** 9.048 * 9.120 9.422 10.241 11.888 17.811

Řád zpoždění

2009

2010

2002–2004

t-1 t-2 t-3 t-4 t-5 t-6 t-7 t-8 t-9 t-10

0.423 1.592 1.948 3.459 8.843 5.019 0.011 0.014 0.023 0.030

1.240 1.318 1.331 3.496 3.515 3.706 3.827 5.048 5.329 5.641

2.081 4.553 4.880 5.169 6.566 10.242 12.568 * 12.635 12.927 15.331

* ** ** ** **

2003

2004

2005

1.504 1.814 2.257 2.349 2.898 7.357 8.434 9.458 11.009 11.459

0.506 0.866 1.906 2.724 3.885 5.764 8.591 8.665 8.761 9.823

1.425 3.018 3.586 3.681 4.627 6.884 6.887 6.946 7.727 7.729

2006

2007

3.180 * 4.331 4.339 4.786 4.873 5.019 8.588 9.736 9.801 10.866

2008

3.862 ** 4.274 4.855 5.250 5.276 5.301 5.406 5.410 5.918 6.333

8.066 19.398 20.434 28.478 29.027 35.499 39.478 39.495 41.447 41.507

*** *** *** *** *** *** *** *** *** ***

2005–2007 2008–2010 2002–2010 7.912 7.976 8.678 9.523 9.654 11.158 13.328 13.530 14.771 15.391

*** ** ** ** * * * * * *

3.485 12.693 13.482 19.366 23.742 30.985 39.256 39.937 42.091 42.237

** *** *** *** *** *** *** *** *** ***

7.292 15.107 17.147 26.764 30.931 33.859 49.620 50.857 54.548 54.943

*** *** *** *** *** *** *** *** *** ***


Z tab. 17 je zřejmé, že výsledky testů náhodnosti se naprosto odlišují od výsledků autokorelačních testů, neboť se nulovou hypotézu nepodařilo zamítnout téměř v žádném sledovaném období. Výsledky znaménkového testu svědčily o náhodnosti logaritmických hodnot výnosů indexu BUX, přičemž výsledky testu založeného na bodech zvratu vykazovaly odlišné výsledky v letech 2003 a 2005. Neboli na základě výsledků testu založeném na bodech zvratu došlo na 5% hladině významnosti k zamítnutí nulové hypotézy v roce 2003 a 2005, resp. i k zamítnutí hypotézy o efektivním trhu. Výsledek testu byl neočekávaný, neboť výsledky ostatních provedených testů svědčily o efektivním chování maďarského kapitálového trhu. Vzhledem k nezamítnutí nulové hypotézy o normalitě rozdělení v roce 2003 a současně k větší statistické síle autokorelačních testů nelze na základě výsledků testů náhodnosti hypotézu o efektivnosti maďarského trhu jednoznačně zamítnout.


66

Tab. 17 Výsledky znaménkového testu a testu založeném na bodech zvratu Znaménkový test

1.647 -1.315 0.652 -11.198 -0.436 -0.332 -1.640 -0.765 0.267 0.568 -1.138 -1.205 -1.003

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2002–2004 2005–2007 2008–2010 2002–2010

Test bodů zvratu

Počet pozorování

0.302 2.313 ** -0.349 0.028 ** 0.751 1.321 -1.405 0.100 -0.185 1.212 -0.347 -0.888 0.068

248 249 253 252 251 244 250 250 167 752 749 669 2172


Z tab. 18 je patrné, že výsledky nelineárního testu nezávislosti byly charakteristické vysokou statistickou významností ARCH testu. Oproti lineárním testům nezávislosti došlo k zamítnutí nulové hypotézy o nezávislosti téměř ve všech sledovaných obdobích. V krátkém období nebyla nulová hypotéza zamítnuta v letech 2003 a 2009, v ostatních letech byla hypotéza zamítnuta ve většině případů na 1% hladině významnosti. Ve středně dlouhém a dlouhém období bylo možné nulovou hypotézu jednoznačně zamítnout, neboť autokorelační koeficienty se vyznačovaly p-hodnotou nižší než 0,01, a to téměř ve všech uvedených řádech zpoždění. Výsledky ARCH testu signalizují, že časové řady logaritmických hodnot výnosů se vyznačovaly statisticky významnou závislostí ve čtvercích logaritmů. Tab. 18 Výsledky ARCH testu Řád zpoždění


t-1 t-3 t-5 t-10

2002 0.001 0.215 *** 0.065 0.039 2009 0.044 0.018 0.057 0.057

2003

2004

-0.073 -0.037 -0.050 -0.038

0.203 *** 0.096 0.011 -0.005

2010

2002-2004

0.266 *** 0.005 -0.047 0.117

0.044 0.177 *** 0.062 * 0.041

2005

2006

0.027 0.124 ** 0.124 ** 0.052

2007

0.037 0.199 *** 0.144 ** 0.147 **

2002–2004

2005–2007

0.100 0.162 0.123 0.083

0.341 0.132 0.170 0.141

*** *** *** **

*** *** *** ***

2008

0.338 *** 0.099 -0.011 0.065

0.382 0.157 0.209 0.152

*** ** *** **

2008–2010 2002–2010 0.347 0.174 0.201 0.179

*** *** *** ***



67

Dílčí závěr Na základě výsledků zvolených lineárních testů došlo na 5% hladině významnosti k zamítnutí nulové hypotézy o efektivním trhu v letech 2002, 2007, 2008, dále v dílčím období let 2005–2007, 2008–2010 a v dlouhém období. Naopak v ostatních zkoumaných letech nebyla nulová hypotéza zamítnuta. V roce 2007 vypovídaly výsledky lineárních testů spíše ve prospěch platnosti nulové hypotézy, ale protože byla v případě Ljungova-Boxova testu zaznamenána statisticky významná autokorelace prvního řádu, bylo nutné nulovou hypotézu zamítnout. V roce 2009 se sice vyznačovala hodnota autokorelačního koeficientu pátého řádu významnou autokorelací, ale vzhledem k vyššímu řádu zpoždění a ke statistické nevýznamnosti ostatních lineárních testů, nedošlo k zamítnutí nulové hypotézy o efektivnosti trhu. Z pohledu výsledků nelineárních testů byl zřejmý nelineární vztah ve vývoji logaritmických hodnot výnosů indexu BUX, neboť kromě roku 2003 a 2009 byla hypotéza o nezávislosti ve čtvercích zamítnuta na 1% hladině významnosti, a také současně hypotéza o efektivním trhu. 8.2.4

Výsledky testování hypotézy o efektivním trhu na německém kapitálovém trhu

Na základě výsledků ADF testu, byla na 1% hladině významnosti zamítnuta nulová hypotéza o nestacionaritě logaritmických hodnot výnosů pro všechny zkoumané období. Tab. 19 Výsledky ADF test 2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

Test bez konstanty

-11.6675 *** -11.1136 *** -10.3447 *** -11.1480 *** -11.2401 *** -10.3851 *** -12.7822 ***

Test s konstantou

-11.8251 *** -11.1317 *** -10.3308 *** -11.3757 *** -11.3152 *** -10.3851 *** -12.9109 ***


-11.8101 *** -11.2274 *** -10.3597 *** -11.3927 *** -11.3171 *** -10.3714 *** -12.8846 *** 2009

2010

2002–2004

2005–2007

2008–2010

2002–2010

Test bez konstanty

-10.9126 ***

-9.7129 *** -19.9760 *** -18.9011 *** -19.7260 *** -34.4747 ***

Test s konstantou

-10.9142 ***

-9.6846 *** -19.9702 *** -19.1200 *** -19.7259 *** -34.4673 ***


-10.9821 ***

-9.6552 *** -20.0677 *** -19.1075 *** -19.7939 *** -34.4674 ***


V následující tabulce jsou zobrazeny výsledné hodnoty testové statistiky Shapirového-Wilkového W testu. V letech 2002 a 2003 se nepodařilo zamítnout nulovou hypotézu o normalitě rozdělení dat na 5% hladině významnosti, přičemž v ostatních sledovaných letech byla jednoznačně nulová hypotéza zamítnuta.


68

Tab. 20 Výsledky Shapirova-Wilkova W testu 2002 0.9895 * 2009 0.9866 **

2003 0.9892 * 2010 0.9769 ***

2004 0.9859 ** 2002–2004 0.9720 ***

2005 0.9850 *** 2005–2007 0.9835 ***

2006 0.9752 *** 2008–2010 0.9289 ***

2007 0.9883 ** 2002–2010 0.9342 ***

2008 0.8944 ***


V tabulce 21 jsou prezentovány hodnoty autokorelačních koeficientů pro první až desátý řád zpoždění. Stojí za povšimnutí, že s výjimkou dlouhého období, nebyla zaznamenána statisticky významná hodnota autokorelačního koeficientu prvního řádu. V krátkém období byla na 5% hladině významnosti zamítnuta nulová hypotéza o nekorelovanosti logaritmických hodnot výnosů pro rok 2005 a 2008, resp. i hypotéza o efektivitě trhu. Ve středně dlouhém období došlo k zamítnutí nulové hypotézy pouze pro dílčí období let 2008–2010, neboť p-hodnota nabývala hodnoty nižší než 0,05. V dlouhém období bylo nutné zamítnout nulovou hypotézu na 5% hladině významnosti, a to vzhledem ke statisticky významné hodnotě autokorelačního koeficientu pro první zpoždění, což svědčilo proti platnosti hypotézy o efektivním trhu.


69

Tab. 21 Výsledky ACF testu pro řád zpoždění 1 až 10 Řád zpoždění


t-1 t-2 t-3 t-4 t-5 t-6 t-7 t-8 t-9 t-10

2002 -0.070 -0.023 -0.071 0.027 -0.056 -0.109 * 0.138 ** 0.029 0.059 -0.114 * 2009 -0.029 0.037 -0.042 0.092 0.032 0.052 -0.048 0.066 -0.031 -0.021

2003 -0.079 0.043 0.015 0.007 -0.097 -0.062 -0.187 *** 0.173 *** 0.001 -0.043 2010 0.042 -0.084 0.050 -0.139 * -0.021 -0.044 0.001 -0.045 -0.080 0.045

2004

2005

2006

-0.045 0.104 * -0.046 -0.037 -0.015 0.060 0.026 -0.084 -0.044 -0.140 **

0.016 -0.023 -0.150 ** 0.012 -0.031 0.080 -0.022 0.088 -0.009 -0.021

-0.092 0.041 0.111 * -0.087 -0.031 -0.041 -0.064 -0.102 -0.200 -0.063

2002-2004

2005-2007

2008-2010

-0.059 0.008 -0.037 0.010 -0.062 -0.070 0.016 0.079 0.031 -0.086

* * ** **

-0.030 0.033 -0.013 -0.399 -0.048 -0.055 -0.052 -0.015 0.005 0.007

-0.038 -0.050 -0.040 0.090 ** -0.056 0.036 -0.026 0.002 -0.070 * 0.069 *

2007

2008

0.005 0.063 -0.055 -0.021 -0.071 -0.037 -0.054 0.011 0.016 0.103

-0.071 -0.108 -0.061 0.129 -0.111 0.046 -0.015 -0.019 -0.084 0.114

* ** *

*

2002-2010 -0.046 -0.013 -0.035 0.039 -0.057 -0.018 -0.006 0.038 -0.013 -0.009

**

* ***

*


Z tab. 22 je patrné, že výsledky Ljungova-Boxova testu a ACF testu se téměř shodovaly. Na rozdíl od ACF testu nebylo možné na 5% hladině významnosti zamítnout nulovou hypotézu pro rok 2005, resp. i hypotézu o efektivním trhu. V případě krátkého období došlo tedy k zamítnutí nulové hypotézy pouze v roce 2008. Z pohledu středně dlouhého a dlouhého období byly závěry testů totožné, neboli došlo na 5% hladině významnosti k zamítnutí nulové hypotézy pro dílčí období let 2008–2010, a pro celé období let 2002–2010.


70


2002

t-1 t-2 t-3 t-4 t-5 t-6 t-7 t-8 t-9 t-10

1.239 1.373 2.673 2.859 3.674 6.757 11.733 11.979 12.902 16.310 *

Řád zpoždění

2009

2010

2002-2004

2005-2007

t-1 t-2 t-3 t-4 t-5 t-6 t-7 t-8 t-9 t-10

0.214 0.568 1.033 3.229 3.490 4.206 4.800 5.957 6.214 6.334

0.308 1.525 1.969 5.351 5.429 5.780 5.780 6.145 7.303 7.676

2.699 2.742 3.791 3.874 6.793 10.528 10.725 15.557 ** 16.310 ** 21.988 **

0.673 1.489 1.610 2.831 4.587 4.610 6.695 6.869 6.886 6.902

2003

2004

2005

2006

2007

2008

1.604 2.076 2.137 2.148 4.584 5.585 14.754 22.637 22.638 23.120

0.520 3.355 3.910 4.259 4.315 5.263 5.442 7.332 7.838 13.114

0.063 0.198 6.051 6.086 6.339 8.009 8.139 10.189 10.212 10.329

2.182 2.619 5.796 7.773 8.030 8.466 9.547 12.283 12.389 13.441

0.007 1.005 1.769 1.884 3.167 3.515 4.277 4.311 4.377 7.164

1.283 4.294 5.257 9.613 12.830 13.382 13.442 13.539 15.398 18.882

** *** *** ***

2008-2010 0.989 2.724 3.801 9.343 11.474 12.370 12.821 12.823 16.227 19.481

* ** * * * **

** ** ** * * * **

2002-2010 4.707 5.067 7.778 11.197 18.308 19.042 19.127 22.257 22.634 22.801

** * * ** *** *** *** *** *** **


Dále byla hypotéza o efektivnosti německého kapitálového trhu testována pomocí testů náhodnosti. Výsledné hodnoty znaménkového testu a testu založeného na bodech zvratu jsou prezentovány v tab. 23. Na základě výsledků znaménkového testu byla nulová hypotéza zamítnuta pro rok 2006, pro dílčí období let 2005–2007 a také v případě dlouhého období, neboť p-hodnoty dosahovaly hodnot nižších než 0,05. Podle testové statistiky testu bodů zvratu se na 5% hladině významnosti nepodařilo zamítnout nulovou hypotézu o náhodnosti změn logaritmických hodnot výnosů, a to v žádném sledovaném období. Neboli vzhledem k výsledkům testu založeného na bodech zvratu bylo možné uvažovat o slabé formě efektivnosti ve všech zkoumaných obdobích.


71

Tab. 23 Výsledky znaménkového testu a testu založeného na bodech zvratu Znaménkový test

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2002–2004 2005–2007 2008–2010 2002–2010

0.544 -0.762 -0.324 -1.405 -2.712 *** 0.000 -1.410 -0.759 -0.662 -0.314 -2.259 ** -1.659 -2.507 **

Test bodů zvratu

Počet pozorování

0.350 1.250 -0.645 -1.983 -0.149 0.902 0.448 1.643 1.643 0.545 0.344 1.366 1.263

252 252 256 256 254 251 254 254 170 762 761 680 2207


V tab. 24 jsou shrnuty výsledné hodnoty autokorelačních koeficientů pro první, třetí, pátý a desátý řád zpoždění. Je zřejmé, že výsledky ARCH testu vykazují zcela odlišné výsledky než testy lineární závislosti, či testy náhodnosti. V krátkém období bylo nutné zamítnout nulovou hypotézu o nezávislosti ve čtvercích pro rok 2002, 2003, 2004, 2006, 2008 a rok 2009, tedy i hypotézu o efektivním trhu. V případě středně dlouhého a dlouhého období došlo k zamítnutí nulové hypotézy na 1% hladině významnosti pro všechny sledované období. Tab. 24 Výsledky ARCH testu Řád zpoždění


t-1 t-3 t-5 t-10

2002 0.130 0.198 0.231 0.215

2003 ** *** *** ***

2009 -0.040 0.228 *** -0.001 0.003

0.146 0.225 0.154 0.173

2004 ** *** ** ***

-0.074 0.044 0.198 *** 0.038

2005

2006

0.058 0.091 0.020 -0.022

0.121 0.357 0.107 0.239

2007 * *** * ***

2008

0.094 0.300 0.086 0.155 **

2010

2002–2004

2005–2007

2008–2010

2002–2010

0.129 * 0.061 0.084 -0.064

0.201 0.258 0.269 0.265

0.115 0.197 0.101 0.176

0.127 0.220 0.255 0.165

0.186 0.267 0.286 0.233

*** *** *** ***

*** ** *** ***

*** *** *** **

*** *** *** ***


0.121 0.205 0.268 0.164

* *** *** ***


72

Dílčí závěr Na základě získaných výsledků výše uvedených statistických testů byly učiněny závěry o platnosti nulové hypotézy o efektivnosti německého kapitálového trhu pro jednotlivé sledované období. V letech 2002 a 2003 se nepodařilo na 5% hladině významnosti zamítnout nulovou hypotézu, neboť výsledky všech provedených lineárních testů vypovídaly o platnosti hypotézy o efektivním trhu. Dále bylo možné uvažovat o platnosti hypotézy o efektivním trhu v letech 2004, 2005, 2006, 2007, 2009, 2010, pak také v dílčím období let 2002–2004 a 2005–2007, neboť většina lineárních testů hypotézu o efektivnosti trhu nezamítla. V případě roku 2005 byla zaznamenána statisticky významná hodnota autokorelačního koeficientu pro třetí zpoždění, ale vzhledem k vyššímu řádu zpoždění nebyla na základě ACF testu zamítnuta hypotéza o efektivním trhu pro rok 2005. V roce 2006 a také v dílčím období let 2005–2007 svědčily výsledky znaménkového testu proti platnosti hypotézy o efektivním trhu, ale vzhledem k bezproblémovým výsledkům testu založeném na bodech zvratu, a současně k vyšší síle výsledků autokorelačních testů, které vypovídaly o platnosti hypotézy o efektivním trhu, se autorka přiklonila k nezamítnutí této hypotézy. V roce 2008, v dílčím období let 2008–2010 a v dlouhém období bylo nutné zamítnout hypotézu o efektivním trhu, neboť tři z pěti lineárních testů signalizovaly neefektivní chování trhu. Z hlediska nelineárního testu, byla hypotéza o efektivnosti trhu zamítnuta téměř pro všechna sledovaná období, což naznačovalo existenci nelineárního vztahu logaritmických hodnot výnosů burzovního indexu DAX.

Diskuse

73

9 Diskuse Vzhledem ke specifickému vývoji českého, slovenského a maďarského kapitálového trhu bylo možné testovat platnost hypotézy o efektivním trhu až od 90. let 20. století. V případě německého kapitálového trhu nedošlo v poválečném období k přerušení obchodování s cennými papíry, proto frankfurtská burza mohla navázat na její předválečný vývoj, čímž neztratila postavení mezinárodní burzy cenných papírů. Odlišný vývoj sledovaných kapitálových trhů měl podstatný vliv na míru naplnění předpokladů efektivního trhu, jež napovídají o platnosti či neplatnosti hypotézy o efektivním trhu. Analýza předpokladů efektivnosti zkoumaných trhů byla provedena v letech 2002 až 2010, přičemž její výsledky představovaly pomocný aparát při rozhodování o zamítnutí či nezamítnutí hypotézy o efektivním trhu. Získané výsledky analýzy předpokladů efektivnosti trhu korespondovaly s výsledky, ke kterým dospěli např. i Zezula (2004) a Rothová (2007). Hypotéza o efektivním kapitálovém trhu byla testována prostřednictvím lineárních testů, nelineárního ARCH testu a také testu normality, který umožňuje ověřovat platnost předpokladu normality rozdělení. Na základě výsledků testů normality docházelo ve většině případů k zamítnutí nulové hypotézy o normalitě rozdělení časové řady logaritmických hodnot výnosů, i když bylo možné považovat rozdělení časové řady za normální. Tento jev byl zapříčiněn zejména existencí několika odlehlých hodnot výnosů, což dokládají popisné statistiky, jež jsou uvedeny v příloze této předložené diplomové práce. Z výše popsaného důvodu nevedlo porušení předpokladu normálního rozdělení logaritmických hodnot výnosů k zamítnutí hypotézy o efektivním trhu. Předpoklad stacionarity logaritmických hodnot výnosů nebyl zamítnut v žádném ze zkoumaných let či období, což dokumentují níže uvedené tabulky. Z hlediska síly testů byly považovány výsledky korelačních testů za důležitější než výsledky testů náhodnosti, neboť nezamítnutí hypotézy v případě existence statisticky významné autokorelace je mnohem závažnější problém z pohledu platnosti hypotézy o efektivním trhu. Slabým místem výše uvedených testů je subjektivní vyhodnocování výsledků testů efektivnosti, neboť na základě stejných výsledků testů efektivnosti by byly s velkou pravděpodobností vyvozeny odlišné závěry různými autory. Vzhledem ke skutečnosti, že dosud nebyly navrženy testy efektivnosti, na základě kterých by docházelo ke shodnému vyhodnocování získaných výsledků všemi autory, proto byly testy efektivnosti využívány pro účely ověřování platnosti hypotézy o efektivnosti trhu. V předložené práci byla platnost hypotézy o efektivním trhu ověřována pro jednotlivé zkoumané kapitálové trhy zvlášť, a to v krátkém, středně dlouhém a dlouhém období. V tabulce 25 jsou shrnuty výsledky testů efektivnosti pro český kapitálový trh. Je zřejmé, že vzhledem k výsledkům testu normality by bylo nutné zamítnout hypotézu o normalitě logaritmických hodnot výnosů, a to ve všech sledovaných obdobích (s výjimkou roku 2002). Ale jak již bylo vysvětleno

Diskuse

74

výše, porušení předpokladu normality rozdělení nevedlo k zamítnutí hypotézy o efektivnosti trhu. Na základě výsledků lineárních testů došlo k zamítnutí nulové hypotézy o efektivnosti trhu v letech 2005, 2008, 2009, a pro celé období let 2008 až 2010 a let 2002 až 2010, neboť byly zaznamenány statisticky významné hodnoty autokorelačních koeficientů. Ke stejným výsledkům dospěl např. i Střelec (2010), který ve své práci ověřoval platnost hypotézy o efektivním trhu prostřednictvím testů normality a Ljungova-Boxova testu, a to v krátkém i dlouhém období. V případě ověřování hypotézy na základě nelineární metody se nepodařilo zamítnout hypotézu o efektivnosti trhu v letech 2003, 2004, 2005 a 2007. Odlišné výsledky ARCH testu získal Quang (2007), který ve své práci zamítl hypotézu o efektivním trhu pro dílčí období let 2001 až 2006 a pro dlouhé období od roku 1996 do roku 2006. Je zřejmé, že výsledky nelineárních testů byly získány pro nestejně dlouhé sledované období, čímž lze vysvětlit odlišnost dosažených výsledků. Tab. 25 Komparace výsledků testů pro český kapitálový trh

ADF test 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2002–2004 2005–2007 2008–2010 2002–2010

Znamén- Test bodů ARCH test kový test zvratu

S-W test

ACF test

L-B test

NE

NE

NE

NE

NE

NE

ANO

NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE

ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO

NE NE ANO NE ANO ANO ANO NE ANO NE ANO ANO

NE NE ANO NE NE ANO ANO NE NE NE ANO ANO

NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE (NE)

NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE

NE NE NE ANO NE ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO

Pozn.: ANO značí zamítnutí nulové hypotézy, NE značí nezamítnutí nulové hypotézy Zdroj: Vlastní zpracování

V následující tab. 26 jsou dokumentovány výsledky testů efektivnosti, které byly provedeny na časových řadách hodnot logaritmických výnosů. V případě slovenského kapitálového trhu se autor přiklonil k zamítnutí hypotézy o efektivním trhu v letech 2003, 2005, 2006, 2008, 2009, v dílčím období let 2005–2007, 2008–2010, a také v dlouhém období, neboť na základě většiny provedených lineárních testů byla zamítnuta hypotéza o efektivním trhu. Výsledky lineárních testů pro dlouhé období byly totožné s výsledky studie

Diskuse

75

Lazary a Ureche (2007), kteří ověřovali efektivnost slovenského kapitálového trhu prostřednictví korelačních testů a testů náhodnosti, a to v celém období let 1995 až 2007. Naopak výsledky autokorelačních testů, které byly aplikovány Kanderovou a Bachorovským (2006), signalizovaly efektivnost slovenského kapitálového trhu v celém období let 1995 až 2005. Rozdílnost výsledků lze vysvětlit na základě využití jiných typů autokorelačních testů a testů náhodnosti. Vzhledem k výsledkům ARCH testu bylo nutné zamítnout hypotézu o efektivním trhu v letech 2002, 2003, 2005, 2007 a také v případě dílčích období 2002–2004 a 2005–2007. Nutno podotknout, že na základě autokorelačních testů a ARCH testu nebyly indikovány významné autokorelace hodnot logaritmických výnosů v dílčím období let 2008–2010, čímž se slovenský kapitálový trh odlišoval od ostatních zkoumaných kapitálových trhů. Výše popsanou skutečnost lze vysvětlit v souvislosti se světovou hospodářskou krizí, která se neprojevila zvýšenou volatilitou hodnot indexu SAX, jako v případě ostatních sledovaných trhů. Tab. 26 Komparace výsledků testů pro slovenský kapitálový trh

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2002–2004 2005–2007 2008–2010 2002–2010

ADF test

S-W test

ACF test

L-B test

NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE

ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO

ANO ANO NE ANO ANO ANO NE NE NE ANO ANO NE ANO

NE ANO NE ANO ANO NE ANO NE NE ANO ANO NE ANO

Znamínko- Test bodů ARCH test vý test zvratu NE NE NE NE NE NE ANO ANO NE NE NE ANO ANO

NE NE ANO NE NE NE ANO ANO NE NE NE ANO ANO

ANO ANO NE ANO NE ANO NE NE NE ANO ANO NE NE


Z tab. 27 vyplývá, že nebylo možné uvažovat ani o slabé formě efektivnosti maďarského kapitálového trhů v roce 2002, 2007, 2008, v dílčím období let 2005–2007, 2008–2010 a také v dlouhém období. V případě roku 2007 sice tři ze čtyř lineárních testů efektivnosti nezamítaly hypotézu o efektivním trhu, avšak vzhledem ke statisticky významné hodnotě testové statistiky Ljungova-Boxova testu bylo nutné tuto hypotézu zamítnout. V případě období let 2003 až 2004 bylo možné uvažovat o slabé formě efektivnosti maďarského kapitálového trhu, což dokládají výsledky lineárních testů pro jednotlivé roky

Diskuse

76

i pro dílčí období. K obdobným výsledkům dospěli např. i Rothová (2007), Střelec (2010) apod. Na základě výsledků nelineárního testu se nepodařilo zamítnout hypotézu o efektivním trhu v roce 2003 a 2009, přičemž v případě ostatních zkoumaných obdobích nebylo možné uvažovat ani o slabé formě efektivnosti maďarského kapitálového trhu, neboť logaritmické hodnoty výnosů se vyznačovaly statisticky významnou závislostí ve čtvercích logaritmů. Tab. 27 Komparace výsledků testů pro maďarský kapitálový trh

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2002–2004 2005–2007 2008–2010 2002–2010

ADF test

S-W test

ACF test

L-B test


ANO NE NE ANO NE ANO ANO NE ANO ANO ANO ANO ANO

ANO NE NE NE NE NE ANO ANO NE NE ANO ANO ANO

ANO NE NE NE NE ANO ANO NE NE NE ANO ANO ANO

Znamén- Test bodů ARCH test kový test zvratu NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE NE

NE ANO NE ANO NE NE NE NE NE NE NE NE NE

ANO NE ANO ANO ANO ANO ANO NE ANO ANO ANO ANO ANO


Výsledky testů efektivnosti pro německý kapitálový trh jsou uvedeny v tab. 28. Vzhledem k výsledkům testů efektivnosti bylo nutné zamítnout hypotézu o efektivním trhu pouze v roce 2008, v dílčím období 2008–2010 a v dlouhém období. Je zřejmé, že v porovnání s ostatními zkoumanými kapitálovými trhy byly získány výrazně lepší výsledky testů efektivnosti, což vypovídá o vyspělosti německého kapitálového trhu. Z krátkodobého hlediska bylo možné uvažovat o slabé formě efektivnosti německého kapitálového trhu ve všech sledovaných letech, kromě roku 2008, kdy byly zaznamenány statisticky významné hodnoty autokorelačních koeficientů. V případě dílčího období let 2002–2004 a 2005–2007 se nepodařilo zamítnout hypotézu o efektivním trhu, což potvrzuje výsledky testů v krátkém období. Na základě výsledků nelineárních testů došlo k zamítnutí hypotézy o efektivním trhu téměř ve všech zkoumaných případech, což signalizovalo existenci jiného typu závislosti hodnot logaritmických výnosů.

Diskuse

77

Tab. 28 Komparace výsledků testů pro německý kapitálový trh

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2002–2004 2005–2007 2008–2010 2002–2010

ADF test

S-W test

ACF test

L-B test


NE NE ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO ANO

NE NE NE ANO NE NE ANO NE NE NE NE ANO ANO

NE NE NE NE NE NE ANO NE NE NE NE ANO ANO

Znamén- Test bodů ARCH test kový test zvratu NE NE NE NE ANO NE NE NE NE NE ANO NE ANO


ANO ANO ANO NE ANO NE ANO ANO NE ANO ANO ANO ANO


Jak již bylo zmíněno, omezujícím předpokladem většiny testů efektivnosti představuje předpoklad normality rozdělení. Jestliže by platnost hypotézy o efektivním trhu byla posuzována jen na základě splnění předpokladu normality rozdělení, pak by nebylo možné uvažovat o slabé formě efektivnosti zkoumaných kapitálových trhů téměř v žádném sledovaném období. Z výše uvedených výsledků testů efektivnosti je zřejmé, že autokorelační testy a testy náhodnosti vykazovaly zcela rozdílné výsledky. Neboli pokud by byla platnost hypotézy o efektivnosti trhu posuzována na základě těchto testů zvlášť, pak by byly učiněny zcela jiné závěry o platnosti této hypotézy a jednotlivých zkoumaných trzích. Na rozdíl od ostatních publikovaných studií byla hypotéza o efektivním trhu testována také prostřednictvím nelineárního testu. Nutno zdůraznit, že nelineární testy byly provedeny především proto, aby bylo prokázáno, že časové řady hodnot logaritmických výnosů se vyznačují i jinými typy závislostí než závislostmi lineárními. Jestliže by byla platnost hypotézy o efektivním trhu ověřována prostřednictvím nelineárních testů, pak by došlo k zamítnutí této hypotézy i ve většině sledovaných období, ve kterých by se na základě lineárních testů závislosti nepodařilo vyvrátit platnost této hypotézy. V případě slovenského a maďarského kapitálového trhu došlo ke zlepšení výsledků korelačních testů v letech 2003 až 2004, což bylo pravděpodobně pozitivním důsledkem vstupu do Evropské unie v roce 2004. V souvislosti s celosvětovou hospodářskou krizí bylo zaznamenáno výrazné zhoršení výsledků testů efektivnosti u všech sledovaných kapitálových trhů, a to především

Diskuse

78

v roce 2008. V následujících letech již bylo pozorováno zlepšení výsledků provedených testů. Za přínos předložené práce lze považovat především ověřování platnosti hypotézy o efektivním trhu na českém, slovenském, maďarském a německém kapitálovém trhu v rozlišení na krátké, středně dlouhé a dlouhé období. Dále také aplikace nelineárního testu efektivnosti, neboť dosud byla ověřována efektivnost zvolených kapitálových trhů zejména prostřednictvím lineárních metod, a to v dlouhém období.

Závěr

79

10 Závěr Primárním cílem předložené práce bylo ověřit platnost hypotézy o efektivním trhu na českém, slovenském, maďarském a německém kapitálovém trhu, a to v celém období let 2002 až 2010. Dále byly stanoveny dílčí cíle, které jsou uvedeny v kapitole Cíl práce. Domnívám se, že vymezené cíle této diplomové práce byly dosaženy. Pro účely naplnění prvního dílčího cíle práce byly ve čtvrté části této práce shrnuty nejnovější výsledky empirických studií, které se zabývaly ověřováním platnosti hypotézy o efektivním trhu na českém, slovenském, maďarském a německém kapitálovém trhu. Z výše uvedeného přehledu bylo zřejmé, které statistické metody byly nejčastěji aplikovány při realizaci testů, což bylo autorem využito při volbě testů pro vlastní testování hypotézy o efektivním trhu. Konkrétně byl aplikován ACF test, Ljungův-Boxův test, znaménkový test, test založený na bodech zvratu a ARCH test. Dalším dílčím cílem bylo provést analýzu předpokladů efektivnosti zkoumaných kapitálových trhů, což umožnilo provést komparaci kapitálových trhů z hlediska dosažené likvidity, důvěryhodnosti a transparentnosti, ale také vzhledem k dostupnosti a kvalitě získaných informací a následně učinit závěry o naplnění předpokladů efektivnosti pro jednotlivé analyzované kapitálové trhy. Na základě provedené analýzy předpokladů efektivnosti bylo možné konstatovat, že v případě německého kapitálového trhu byly jednoznačně splněny předpoklady efektivního trhu. V případě českého a maďarského kapitálového trhu nebyly závěry provedené analýzy předpokladů efektivnosti trhu tak jednoznačné, jako tomu bylo v případě německého kapitálového trhu, neboť výše zmíněné trhy se vyznačovaly mnohem nižšími objemy realizovaných obchodů s akciemi. Také bylo dosaženo nižší úrovně kvality právního prostředí a transparentnosti trhů ve srovnání s německým kapitálovým trhem. I přes výše uvedené skutečnosti byl učiněn závěr, že v případě českého a maďarského kapitálového trhu došlo spíše k naplnění předpokladů efektivnosti trhu. Vzhledem k velmi nízké likviditě slovenského kapitálového trhu došlo k nesplnění nejdůležitějšího předpokladu efektivního trhu. V případě ostatních analyzovaných předpokladů bylo možné uvažovat o jejich splnění. Jedním z dílčích cílů bylo také ověřit platnost hypotézy o efektivním trhu na zkoumaných kapitálových trzích, a to v krátkém, středně dlouhém a dlouhém období. Z hlediska dlouhého období bylo nutné zamítnout hypotézu o efektivním trhu u všech sledovaných kapitálových trhů, což byl v případě českého, maďarského a německého kapitálového trhu neočekávaný závěr, neboť byly splněny předpoklady efektivnosti trhu. Důvodem zamítnutí hypotézy o efektivním trhu v dlouhém období pravděpodobně byly negativní důsledky světové hospodářské krize, které se začaly projevovat již koncem roku 2007. Z hlediska středně dlouhého období bylo možné uvažovat o slabé formě efektivnosti všech zkoumaných kapitálových trhů v dílčím období let 2002–2004, v případě českého a německého kapitálového trhu i v celém období

Závěr

80

let 2005–2007, což bylo podpořeno výsledky provedených testů pro krátké období. V roce 2008 se nejvíce projevily důsledky světové hospodářské krize, a to především v podobě zvýšené volatility a v bezprecedentních pohybech kurzů (také slábnoucí likviditou kapitálového trhu a nejistotou účastníků trhu), což bylo příčinou výrazného zhoršení výsledků provedených testů, na základě kterých došlo k zamítnutí hypotézy o efektivním trhu pro dílčí období let 2008 až 2010. Avšak v roce 2010 již výsledky aplikovaných testů hypotézu o efektivním trhu nevyvracejí. Z hlediska krátkého období bylo možné uvažovat o slabé formě efektivnosti německého kapitálového trhu, a to téměř ve většině sledovaných let, neboť kromě roku 2008, byly zaznamenány výsledky provedených testů, které signalizovaly platnost hypotézy o efektivním trhu. Naopak v případě slovenského kapitálového trhu bylo nutné zamítnout hypotézu o efektivním trhu téměř ve všech sledovaných letech, což korespondovalo se závěry analýzy předpokladů efektivnosti. V souvislosti s příslibem vstupu a samotným vstupem České republiky, Slovenské republiky a Maďarska do Evropské unie došlo ke zlepšení výsledků testů efektivnosti během jednotlivých let období 2002–2004, kdy výše uvedené kapitálové trhy vykazovaly znaky slabě efektivního trhu. Na základě splnění předpokladů efektivnosti trhu a výsledků testů efektivnosti byly učiněny závěry o efektivnosti či neefektivnosti sledovaných kapitálových trhů. V případě českého a maďarského kapitálového trhu nebylo možné jednoznačně zamítnout hypotézu o efektivním trhu, tudíž lze uvažovat o slabé formě efektivnosti výše zmíněných kapitálových trhů. Vzhledem ke skutečnosti, že pražská a budapešťská burza jsou členy skupiny CEESEG, která usiluje o implementaci systému Xetra®, proto lze předpokládat, že dojde k posílení jejich mezinárodní pozice. V případě slovenského kapitálového trhu se autorka přiklonila k závěru, že se trh chová neefektivně, neboť byl porušen nejdůležitější předpoklad efektivního trhu a současně došlo k zamítnutí hypotézy efektivním trhu téměř ve všech sledovaných obdobích. Přestože bylo vybudováno standardní legislativní prostředí, slovenský kapitálový trh stále neplní v dostatečné míře své funkce, neboť neumožňuje alternativní formu financování, a tak podnikatelské subjekty a jiní účastníci trhu jsou nuceni získávat finanční zdroje zejména prostřednictvím bankovních úvěrů. Příčinou neefektivnosti slovenského kapitálového trhu je zejména malý počet obchodovaných akciových titulů a nedostatečný zájem investorů. Příležitostí pro rozvoj slovenského kapitálového trhu se jeví reforma důchodového systému, ale jen v případě, že budou vytvořeny dostatečné investiční nástroje. Na základě výsledků realizovaných testů efektivnosti a závěrů předpokladů efektivnosti trhu byl učiněn závěr, že německý kapitálový trh, který byl představován frankfurtskou burzou, bylo možné považovat za efektivní alespoň ve slabé formě, což svědčí o jeho vyspělosti a mezinárodním postavení. Jedním z dílčích cílů bylo také provést komparaci výsledků testů efektivnosti německého kapitálového trhu s výsledky testů ostatních zkoumaných kapitálových trhů. V případě německého kapitálového trhu byly zaznamenány

Závěr

81

mnohem příznivější výsledky autokorelačních testů ve srovnání s českým, maďarským a slovenským kapitálovým trhem. Na základě výsledků ARCH testu byla indikována nelineární struktura zkoumaných dat pro český, maďarský a německý kapitálový trh, přičemž v případě slovenského kapitálového trhu takřka nebyla indikována nelineární závislost. Na základě výše uvedených závěrů lze zvolit investiční strategii založenou na technické analýze, prostřednictvím které by bylo možné dosáhnout nadprůměrných výnosů neboli vyšších výnosů než na základě pasivní investiční strategie „kup a drž“. Nutno připomenout, že využití technické analýzy je úspěšné pouze na kapitálových trzích, které vykazují znaky neefektivního trhu. Vzhledem ke slabé formě efektivnosti německého kapitálového trhu by bylo použití technické analýzy neúčinné, neboť nebylo možné predikovat budoucí hodnotu hlavního burzovního indexu. V případě ostatních sledovaných kapitálových trhů by bylo možné dosahovat mimořádných výnosů na základě provedení technické analýzy, a to ve velmi krátké periodě. Nutno zdůraznit, že testy efektivnosti byly aplikovány na hodnoty hlavních burzovních indexů, proto použití technické analýzy nemusí být úspěšné v případě jednotlivých akciových titulů, ze kterých je složen daný burzovní index, i když index vykazuje znaky efektivního chování trhu. Na předloženou diplomovou práci lze navázat další vědeckou činnost, a to například provést testování efektivnosti akciových titulů, které jsou současně obchodovány na českém i zahraničních kapitálových trzích. Dále by bylo možné pokračovat v ověřování efektivnosti zvolených kapitálových trhů především na základě nelineárních metod.

Literatura

82

11 Literatura [1]

ANDĚL, J. Matematická statistika. Vyd. 1. Praha: SNTL, 1978. Přehled nejpoužívanějších neparametrických metod, s. 226-336.

[2]

ARLT, J.; ARLTOVÁ, M. Finanční časové řady: Vlastnost, metody modelování, příklady a aplikace. Praha: Grada Publishing a.s., 2003. 220 s. ISBN 80-247-0330-0.

[3]

BACHELIER, L. Theory of Speculation. In The random character of stock prices. London: Risk Book, 2000. s. 18-91.

[4]

BAJUS, R.; BAJUSOVÁ, H.; HUDÁKOVÁ, L. Analýza najdoležitejších ukazatelov Burzy cenných papierov v Bratislavě v období od roku 2002 až po január 2006. In. Národná a regionálna ekonomika VI: Sborník příspěvků z konference Národná a regionálna ekonomika VI konané v Herlanech od 11. do 13. 10. 2006 [online]. Ekonomická fakulta TU v Košiciach : [s.n.], 2006 [cit. 2010-09-31]. Dostupné z WWW: .

[5]

BLAKE, D. Analýza finančních trhů. Vyd. 1. Praha: Grada Publishing s.r.o., 1995. 623 s. ISBN 80-7169-201-8.

[6]

Budapesti ÉRKTÖZSDE [online]. 2010 [cit. 2010-11-28]. Dostupné z WWW: .

[7]

Burza cenných papierov v Bratislavě [online]. 2010 [cit. 2010-11-28]. Dostupné z WWW: .

[8]

Burza cenných papírů Praha [online]. 1998-2010 [cit. 2010-09-03]. Dostupné z WWW: < http://www.pse.cz/ >.

[9]

CIPRA, T. Finanční ekonometrie. Praha: Ekopress, s.r.o., 2008. 538 s. ISBN 978-80-86929-43-9.

[10] CLARKE, J.; JANDIK, T.; MANDELKER, G. The Efficient Markets Hypothesis. Expert Financial Planning : Advice from Industry Leaders [online]. 2001, [not found], [cit. 2010-10-18]. Dostupný z WWW: < http://www.e-m-h.org/ClJM.pdf >. [11]

COURTAULT, J. M., ET AL. On The Centenary Of Théorie de la Spéculation. Mathematical Finance. 2000, no. 3, s. 341-353.

[12] COWLES, A. Can Stock Market Forecasters Forecast?. Econometrica [online]. July 1933, no. 3, [cit. 2010-10-29]. Dostupný z WWW: < http://www.e-m-h.org/Cowl33.pdf >.

Literatura

83

[13] COWLES, A. Stock Market Forecasting. Econometrica [online]. 1944, no. 3/4, [cit. 2010-10-29]. Dostupný z WWW: < http://www.e-m-h.org/Cowl44.pdf >. [14] ČÁMSKÝ, F. Testování hypotéz o efektivnosti. Finančné trhy: Odborný mesačník pre teóriu a prax finančních trhov [online]. Leden 2005, č. 1, [cit. 2010-09-10]. Dostupný z WWW: . ISSN 1336-5711. [15] ČERVENKA, J. Porovnání efektivnosti kapitálového trhu v ČR, NSR a Rakousku. Brno, 2004. 68 s. Diplomová práce. Masarykova univerzita. [16] Deutsche Böerse Group [online]. 2010 [cit. 2010-08-16]. Dostupné z WWW:. [17] DIVIŠ, K.; TEPLÝ, P. Informační efektivnost burzovních trhů ve střední Evropě. Working papers IES [online]. 2004, č. 52, [cit. 2010-09-10]. Dostupný z WWW: . [18] DOCKERY, E.; VERGARI, F. Testing the Random Walk Hypothesis : Evidence for the Budapest Stock Exchange. Applied Economics Letters. 1997, vol. 4, s. 627-629. [19] ENGLE, R. F. Autoregressive Conditional Heteroskedasticity With Estimates of the Variance of UK Inflation. Econometrica. July 1982, vol. 50, no. 4, s. 987-1007 . [20] Eurostat Home : Your key to European statistics [online]. 2010 [cit. 2010-11-28]. Dostupné z WWW: . [21] FAMA, E. F. Efficient Capital Markets: a Review of Theory and Empirical Work. Journal of Finance [online]. May 1970, no. 2, [cit. 2010-10-29]. Dostupný z WWW: < http://www.e-m-h.org/Fama70.pdf >. [22] FAMA, E. F. The Behavior of Stock-Market Prices. The Journal of Business [online]. January 1965, no. 1, [cit. 2010-10-29]. Dostupný z WWW: < http://www.e-m-h.org/Fama1965b.pdf >. [23] FAMA, E. F. Efficient Capital Markets: II. The Journal of Finance [online]. December 1991, No. 5, [cit. 2010-10-17]. Dostupný z WWW: . [24] FILÁČEK, J.; KAPIČKA, M.; VOŠVRDA, M. Testování hypotézy efektivního trhu na BCPP. Finance a úvěr [online]. 1998, č. 9, [cit. 2010-09-10]. Dostupný z WWW: .

Literatura

84

[25] FILER, R. K.; HANOUSEK, J. The extent of efficiency in Central European equity markets. CERGE-EI Working Paper Series [online]. November 1996, no. 104, [cit. 2010-10-24]. Dostupný z WWW: < http://www.cergeei.cz/pdf/wp/Wp104.pdf >. [26] GILMORE, C. G.; MCMANUS, G. M. Social science research network [online]. 2001 [cit. 2010-10-24]. Random Walk and Efficiency Tests of Central European Equity Markets . Dostupné z WWW: < http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=269510 >. [27] HÁJEK, J. Test slabé formy efektivnosti středoevropských akciových trhů. Politická ekonomie [online]. 2007, č. 6, [cit. 2010-09-10]. Dostupný z WWW: . [28]

HAUGEN, ROBERT A. Modern Investment theory. Vyd. 4. London: Prentice-Hall, 1996. 748 s. ISBN 0-13-261397-2.

[29]

HORNÝ, M. Efektivita českého trhu během finanční krize. Praha, 2010. 62 s. Bakalářská práce. Univerzita Karlova v Praze.

[30]

HORSKÁ, HELENA. Český akciový trh - jeho efektivnost a makroekonomické souvislosti. Finance a úvěr. 2005, č. 5-6, s. 283-301.

[31]

CHUN, R. M. Compensation vouchers and equity markets: Evidence from Hungary. Journal of Banking & Finance. 2000, no. 7, s. 1155-1178.

[32]

CHYTLÍK, L. Porovnání velikosti akciových trhů v zemích Visegrádské čtyřky a západní Evropě. In CD příspěvků IV. ročníku mezinárodní Baťovy konference pro doktorandy a mladé vědecké pracovníky [online]. Zlín: Fakulta managementu a ekonomiky, 2008 [cit. 2010-1024]. Dostupné z WWW: .

[33]

Index Funds Advisor : matching people with portfolios [online]. c19992010 [cit. 2010-10-29]. Nobel laureates. Dostupné z WWW: .

[34] KANDEROVÁ, M.; BAROCHOVSKÝ, J. Hypothesis testing of Slovak capital market efficiency. In Applications of Mathematics and Statistics in Economy: sborník příspěvků z 9. mezinárodní vědecké konference konané v Trutnově od 31.8.-01.9.2006 [online]. Banská Bystrica: Univerzita Mateja Bela, 2006 [cit. 2010-09-26]. Dostupné z WWW: . [35]

KENDALL, M. G.; HILL, A. B. The Analysis of Economic Time-SeriesPart I: Prices. Journal of the Royal Statistical Society: Series A [online]. 1953, no. 1, [cit. 2010-10-29]. Dostupný z WWW: < http://www.e-mh.org/KeHi53.pdf >.

Literatura

85

[36]

KRIŠTOUFEK, L. Testování středně silné formy efektivních kapitálových trhů. V Pečkách, 2007. 84 s. Bakalářská práce. Univerzita Karlova v Praze.

[37]

LAZAR, D.; URECHE, S. Testing efficiency of stock market in emerging economies. The Annuals of the University of Oradea, Economic Science Series. 2007, 62, s. 832-836. ISSN 1582-5450.

[38]

LJUNG, G. M.; BOX, G. E. P. On a measure of lack of fit in time series models. Biometrika [online]. August 1978, vol. 65, no. 2, [cit. 2010-10-22]. Dostupný z WWW: .

[39]

MALKIEL, B. Efficient Market Hypothesis” in Peter Newman, Murray Milgate and John Eatwell (eds.), New Palgrave Dictionary of Money and Finance, Macmillan, London 1992

[40]

MUSÍLEK, P. Trhy cenných papírů. Praha: Ekopress, s.r.o., 2002. 459 s. ISBN 80-86119-55-6.

[41]

NEZDARA, O. Market Efficiency in the Prague Stock Exchange. Praha, 2003. 90 s. Diplomová práce. Univerzita Karlova v Praze.

[42]

OSBORNE, M. F. M. Brownian Motion in the Stock Market. Operations research [online]. 1959, no. 2, [cit. 2010-10-29]. Dostupný z WWW: < http://www.e-m-h.org/Osbo59.pdf >.

[43]

PLATEV, P. G.; LYROUDI, K.; KRIKOROV , N. The Day of the Week Effect in the Central European Transition Stock Markets . Tsenov Academy of Economics Finance and Credit Working Paper [online]. 2003, No. 03-06 , [cit. 2010-09-10]. Dostupný z WWW: .

[44]

QUANG, T. V. Testování slabé formy hypotézy efektivního trhu na českém akciovém trhu lineárními a nelineárními metodami. Praha, 2007. 117 s. Dizertační práce. Vysoká škola ekonomická v Praze.

[45]

ROBERTS, H. V. Statistical Versus Clinical Predictions of the Stock Market. Unpublished Manuscript, Center for Research in Security Prices, University of Chicago. 1967.

[46]

ROTHOVÁ, G. Efektívnosť kapitálových trhov: ČR, SR, Poľska a Maďarska od roku 2000-2005 [online]. Brno, 2007. 74 s. Diplomová práce. Masarykova univerzita. Dostupné z WWW: < http://is.muni.cz/th/76484/esf_m/diplomova_praca.pdf >.

[47]

SAMUELSON, P. A.; NORDHAUS, W. D. Ekonomie. Vyd. 1. Praha: Svoboda, 1992. 1011 s. ISBN 80-205-0-192-4.

Literatura

86

[48]

SAWICKI, J.; HRIC, J. Social science research network [online]. 2001 [cit. 2010-10-24]. Arbitrage Opportunities in Parallel Markets: The Case of the Czech Republic. Dostupné z WWW: .

[49]

SHAPIRO, S. S.; WILK, M. B. An Analysis of Variance Test for Normality. Biometrika [online]. December 1965, vol. 52, no. 3/4, [cit. 2010-10-22]. Dostupný z WWW: .

[50]

SHAPIRO, S.; WILK, M. An analysis of variance Test for normality (complete samples). Biometrika [online]. December 1965, vol. 52, no. 3/4, [cit. 2010-10-03]. Dostupný z WWW: < http://sci2s.ugr.es/keel/pdf/algorithm/articulo/shapiro1965.pdf >.

[51]

SMITH, G.; RYOO , H. J. Variance ratio tests of the random walk hypothesis for European emerging stock markets. The European Journal of Finance [online]. June 2003, vol. 9, no. 3, [cit. 2010-10-24]. Dostupný z WWW: .

[52]

STŘELEC, L. Robustní testy normality a jejich využití při ověřování efektivnosti akciového trhu. Brno, 2010. 208 s. Dizertační práce. Mendelova univerzita.

[53]

ŠALAMON, T. Chování cen akcií: Testování efektivnosti českého akciového trhu. Vysoká škola ekonomická v Praze, 2006. 90 s. Diplomová práce. Vysoká škola ekonomická v Praze.

[54]

ŠÍBL, R. Efektivnost kapitálových trhů. Brno, 2005. 84 s. Diplomová práce. Masarykova univerzita.

[55]

ŠTEGEROVÁ, P. Posouzení efektivity kapitálového trhu a výběr vhodné investiční strategie. České Budějovice, 2008. 77 s. Diplomová práce. Jihočeská univerzita v Českých Budějovicích.

[56]

TEPLÝ, P; DIVIŠ, K. Informační efektivnost burzovních trhů ve střední Evropě. Finance a úvěr. 2005, 55, s. 471-482.

[57]

TREŠL, J.; BLATNÁ, D. Statistická analýza vybraných evropských akciových indexů. Statistika: ekonomicko-statistický časopis [online]. 2008, č. 1, [cit. 2010-10-24]. Dostupný z WWW: .

Literatura

87

[58]

VESELÁ, J. Analýzy trhu cenných papírů. Vyd. 1. Praha: Vysoká škola ekonomická v Praze, 1995. 392 s. ISBN 80-7079-426-7.

[59]

VOŠVRDA, M.; ŽIKEŠ, F. An application of the GARCH-T model on Central European stock returns. Prague Economics Papers [online]. 2004, č. 1, [cit. 2010-09-10]. Dostupný z WWW: .

[60]

WORTHINGTON, A. CH.; HIGGS, H. Weak-form market efficiency in European emerging and developed stock markets. School of Economics and Finance Discussion Papers and Working Papers Series [online]. 2003, No. 159, [cit. 2010-09-10]. Dostupný z WWW: .

[61]

YAHOO!FINANZEN: Böerse, Aktien & alles rund ums Thema Geld [online]. c2010 [cit. 2010-09-03]. Dostupné z WWW: < http://de.finance.yahoo.com/ >.

[62]

ZEZULA, O. Testování efektivnosti kapitálového trhu. Brno, 2004. 84 s. Diplomová práce. Masarykova univerzita.

Přílohy

Přílohy

Přílohy Příloha 1 Objem realizovaných obchodů s akciemi a dluhopisy (v mil. EUR)

Burza cenných papírů Praha Akciový trh 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009

6414 8069 15038 34958 29947 36528 34223 17572

Burza cenných papírů Bratislava

Dluhopiso- Akciový vý trh trh 51871 34910 21622 17912 21105 18388 25693 22087

820 588 529 55 70 21 15 122

Burza cenných papírů Budapešť

Dluhopiso- Akciový vý trh trh 14344 25836 10297 25751 26762 10362 24330 11673

Burza cenných papírů Frankfurt

Dluhopiso- Akciový vý trh trh

6417 7053 10439 19409 24626 34610 20964 18464

1000 1389 1345 1186 1440 899 1837 1045

607616 429886 449298 517196 673054 822908 509531 264801

Dluhopisový trh 570393 565906 429624 356774 205691 237569 260256 220245

Zdroj: Vlastní zpracování na základě vyhledání

Příloha 2 Popisné statistiky logaritmických hodnot indexu PX

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2002–2004 2005–2007 2008–2010 2002–2010

Střední hodnota

Medián

Variační rozpětí

Směrodatná odchylka

Šikmost

Špičatost

0.00069 0.00140 0.00177 0.00134 0.00027 0.00046 -0.00297 0.00100 0.00005 0.00130 0.00073 -0.00069 0.00050

0.00022 0.00107 0.00216 0.00251 0.00128 0.00109 -0.00231 0.00001 0.00164 0.00156 0.00165 -0.00036 0.00110

0.07864 0.06128 0.07574 0.09583 0.13173 0.08417 0.28549 0.13162 0.12539 0.07864 0.13173 0.28549 0.28549

0.01383 0.00963 0.00983 0.01095 0.01259 0.01072 0.03049 0.01958 0.01545 0.01124 0.01452 0.02351 0.01612

-0.03252 -0.55815 -0.27018 -1.16760 -0.16817 -0.88761 -0.28380 0.00339 -0.12116 -0.23921 -0.66755 -0.35595 -0.56143

0.1144 1.4538 2.2643 5.5599 5.9381 3.1820 6.3182 1.1924 3.3371 1.1672 5.2381 7.9961 13.4820


Přílohy Příloha 3 Popisné statistiky logaritmických hodnot indexu SAX

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2002–2004 2005–2007 2008–2010 2002–2010

Střední hodnota

Medián



Šikmost

Špičatost

0.00062 0.00112 0.00250 0.00986 0.00009 0.00029 -0.00090 -0.00120 -0.00098 0.00137 0.00043 -0.00102 0.00030

-0.00018 0.00065 0.00179 0.00023 0.00042 0 0 0 0 0.00060 0.00010 0 0

0.11181 0.06801 0.09020 0.05934 0.07197 0.05360 0.11336 0 0.17850 0.00473 0.08743 0.26680 0.26680

0.01440 0.01120 0.01080 0.01260 0.00887 0.00650 0.00977 0.01640 0.01835 0.01235 0.00900 0.14800 0.01243

0.74107 0.10918 -0.85342 -0.06380 -0.33020 -1.25560 0.08122 -0.26923 -3.94300 0.17022 -0.20452 -1.99710 -1.08970

0.741 0.844 4.7789 2.333 4.3466 5.4963 11.046 19.395 26.721 3.7701 4.4544 27.77 20.337


Příloha 4 Popisné statistiky logaritmických hodnot indexu BUX

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2002–2004 2005–2007 2008–2010 2002–2010

Střední hodnota

Medián



Šikmost

Špičatost

0.00036 0.00068 0.00172 0.00136 0.00066 0.00022 -0.00299 0.00202 0.00027 0.00096 0.00076 -0.00031 0.00053

-0.00038 0.00050 0.00165 0.00171 0.00183 0.00099 -0.00248 0.00197 -0.00010 0.00089 0.00128 -0.00057 0.00064

0.10927 0.07291 0.06624 0.09964 0.08919 0.07709 0.25827 0.71530 0.17287 0.10928 0.10468 0.25827 0.25827

0.01467 0.11230 0.01075 0.01479 0.01543 0.00118 0.02714 0.02294 0.01917 0.01335 0.01094 0.02388 0.01723

-0.21779 -0.08392 0.11590 -0.52833 -0.11990 -0.13237 -0.05513 0.06854 0.74007 -0.15107 -0.27022 0.03535 -0.09413

1.517 0.280 0.454 1.414 0.296 1.171 5.887 -0.022 5.598 1.424 1.014 4.442 6.459


Přílohy Příloha 5 Popisné statistiky logaritmických hodnot indexu DAX

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2002–2004 2005–2007 2008–2010 2002–2010

Střední hodnota

Medián



Šikmost

Špičatost

-0.00230 0.00097 0.00022 0.00090 0.00075 0.00075 -0.00197 0.00071 -0.00012 -0.00025 0.00080 -0.00043 0.00006

-0.00321 0.00061 0.00041 0.00120 0.00169 0.00120 -0.00091 0.00149 0.00124 0.00000 0.00133 0.00033 0.00079

0.13552 0.12980 0.06103 0.04920 0.06068 0.05521 0.18197 0.11118 0.08552 0.13883 0.06065 0.18231 0.18231

0.02520 0.01931 0.00990 0.00663 0.00097 0.00977 0.02372 0.01780 0.01256 0.01194 0.00910 0.01920 0.01650

0.23375 -0.07843 -0.43091 -0.28253 -0.43692 -0.31335 0.52638 -0.10966 0.01022 0.08180 -0.36791 0.26936 0.10505

0.330 0.830 0.673 0.881 0.759 0.361 5.180 0.889 1.393 1.700 0.774 5.190 4.835


Ověřování hypotézy efektivnosti kapitálových trhů ve střední Evropě

Recommend Documents