Припустимо, що , причому інформацію, що не використовується в момент t і впливає на ціни (дохідності) активів, можна відобразити за допомогою певних величин . Для перевірки умови незалежності помилок прогнозу з (2) від даної інформації може використовуватися така модель регресійного типу: t a t JJ? a t1? ? it z
0,))((
1
11 ?????? ? ? ?? ? tzJRER t m i iti a ttt , (3) де — дохідність активу, яка очікується у відповідності до інформації, що використовується ; ))((
1
1 a tt JRE ? a t J i ? — параметри моделі (коефіцієнти регресії); — величини, що можуть впливати на ціну (дохідність) активу. it z
Помилка прогнозу на основі всієї можливої інформації відповідно до моделі (3) дорівнює: t J .0,))((
111 ?????? ? ? ??? tzJRER m i iti a tttt (4)
1
Якщо ринок є ефективним відносно всієї інформації , то випадкова величина не залежить від інформації , її математичне сподівання має дорівнювати нулю. t J
1? ? tt J
Тестування гіпотези ефективного ринку відносно інформації на основі моделі (3) формулюється як задача перевірки статистичних гіпотез про значущість коефіцієнтів регресії: a t J mH ...,,2,1:
ii ,0???i,0???
0 , mH i ...,,2,1:
1 .
Якщо гіпотеза приймається для всіх
0 Hmi...,,2,1?, то це означає, що ринок є ефективним відносно інформації , і «наднормальна» доa t Jхідність не передбачувана на основі інформації . Якщо гіпотеза відхиляється, то не вся доречна інформація використовується для оцінювання очікуваної дохідності. У даному разі при використанні не лише інформації , а взагалі всієї можливої інформації, дохідність активу піддається прогнозуванню за допомогою моделі (3). Із (3) маємо модель для прогнозування «наднормальної» дохідності у вигляді: a t J ,
0 H a t J H
0(
1 ??????? ? ? ? ? ?? zJRER m i iti a t t t a t , (5) тобто залежить від інформації , а це означає, що в даному разі ринок не можна вважати ефективним. a t1? ? t J
1? t t ??
11 ))(
1
Залежно від того, що використовується як величини , отримуємо конкретний вид моделі (3), а отже, і конкретний вид тестів для перевірки гіпотез і . it z
01
Нехай у перевірці слабкої форми ефективності ринку покладається: H
1) — значення дохідності певного активу за минулі періоди; it z
2) — значення похибок прогнозу дохідності певного активу за попередні періоди; it z
3) — відповідно, значення дохідності і похибок прогнозу дохідності певного активу. it z
Якщо припустити, що очікувана у відповідності з інформацією дохідність є постійною, то значенням величин відповідно до 1), 2), 3) відповідають такі моделі доходності: it z
1) модель авторегресії;
2) модель ковзного середнього;
24 .
3) модель авторегресії-ковзного середнього
У наведеному дослідженні як величини нами взяті значення приростів індексу ПФТС із лагами до 10-го рівня. Тому пропонується модель виду (3) розглядати у вигляді авторегресії. it z
Побудовані авторегресійні моделі залежності приростів індексу ПФТС для кожного досліджуваного періоду (2001—2005 рр.) у вигляді , ttttt eae???122110
eaeaa????? ...
10 де — щоденні прирости значень індексу ПФТС. t e t ? — випадкова складова моделі.
24
Малюгин В.И. Рынок ценных бумаг: Количественные методы анализа: Учеб. пособие. — М.: Дело, 2003. — С. 185-187. Для даних 2001 року залежність має вигляд: ,005,008,0006,008,001,0
02,007,002,013,014,005,0
54321 tttttt tttttt eeeee eeeeee ??????? ???????? ????? ?????причому значення F-статистики менше критичного )54,219,1( кр ???FF , отже, приймається гіпотеза про неадекватність моделі.
109876
Для даних 2002 року залежність має вигляд: ,02,006,009,007,001,0
12,007,02,0005,023,006,0
54321 tttttt tttttt eeeee eeeeee ??????? ??????? ????? ?????оскільки 54,235,2 кр ???FF, також приймається гіпотеза про неадекватність моделі. Тобто, зміна щоденних значень приростів фондового індексу не має лінійної залежності від зміни своїх попередніх значень, а відбувається під впливом різних випадкових чинників.
109876
Для даних 2003 року залежність має вигляд: ,01,005,01,007,002,0
03,003,002,013,045,016,0
54321 tttttt tttttt eeeee eeeeee ??????? ??????? ????? ?????у даному разі 54,218,3 кр ???FF, отже, отримана модель є адекватною, і зміна щоденних значень приростів фондового індексу лінійно залежить саме від зміни її попередніх значень, що підтверджує попередній результат (тест Дарбіна-Ватсона).
109876
Для даних 2004 року залежність має вигляд: ,002,005,003,002,005,0
12,002,012,011,004,049,0
54321 tttttt tttttt eeeee eeeeee ??????? ??????? ????? ?????
109876
54,216,1 кр ???FF, зв’язок не є статистично значущим.
Для даних 2005 року залежність має вигляд:
25
Лук’яненко І.Г., Краснікова Л.І. Економетрика: Підручник. — К.: Товариство «Знання», КОО, 1998. — С. 483. tttttt ttttt eeeee eeeee t e ??????? ??????? ????? ?????
12,009,004,011,011,015,0 ,
54321
04,005,002,006,004,0
109876
54,238,1 кр ???FF, зв’язок не є статистично значущим.
Тож можливо зробити висновок, що, хоча протягом 2002
—2004 років, за d-статистикою, між послідовними щоденними значеннями приростів фондового індексу існує автокореляція, регресійні залежності лінійного зв’язку між ними є статистично незначущими для даних 2002 та 2004 років, а отже, зміна послідовних щоденних значень приростів фондово го індексу відбувається під впливом різних випадкових факторів. Проте для даних 2003 року такий зв’язок є не випадковим, а отже, можливе існування тренду в динаміці індексу ПФТС.
Розглянемо графічні відображення динаміки індексу ПФТС за періоди, для яких спостерігається автокореляція з найбільшою кількістю лагів, а саме для 2002, 2003 та 20
04 років. Для апроксимації динаміки індексу обрано лінійний тренд. На рис. 1 наведено: динаміку індексу ПФТС за 2002 рік, обчислену на основі відповідних даних лінійну регресію, де t
— номер дня з 01.01.2002 р. по 31.12.2002 р., y — значення індексу фондового ринку для відповідного дня; а також коефіцієнт детермінації для наведеної регресії.
y = 0,0467t + 47,566
40 фондового інде R 2 = 0,2452
40 фондового інде y = 0,0467t + 47,566 R 2 = 0,2452
0
10
20
30
40
50
60
70
050100150200250300
Номер дня
Знач ення фондового інде кс у , пунктів
Рис. 1. Динаміка індексу ПФТС у 2002 році
Графічне відображення динаміки індексу ПФТС, лінійну регресію та коефіцієнт детермінації для неї для даних 2003 року наведено на рис. 2. Рис. 2. Динаміка індексу ПФТС у 2003 році
Графічне відображення динаміки індексу ПФТС, лінійну регресію та коефіцієнт детермінації для неї для даних 2004 року наведено на рис. 3.
y = 0,3849t + 92,16 R = 0,5639
50
Значення фондовогоy = 0,3849t + 92,16 R 2 = 0,5639
0
50
100
150
200
250
300
050100150200250300
Номер дня
Значення фондового індексу , пунктів
Рис. 3. Динаміка індексу ПФТС у 2004 році
2 R отриманої лінійної регресії у 2002 та 2004 роках дорівнюють, відповідно, 0,25 і 0,56, у 2003 році — 0,81, що підтверджує попередні висновки. Можна вважати, що у 2002 та 2004 роках зміна значень фондового індексу проходить під впливом різ-
Для досліджуваних даних значення них випадкових чинників, і лише в 2003 році такі зміни є лінійно залежними в часі.
Відповідно до теорії ефективного ринку (EMH) та враховуючи результати проведеного дослідження, можемо зробити припущення, що з 01.01.2001 р. по 31.12.2005 р. фондовий ринок України в цілому має слабку форму ефективності. Одначе протягом 2003 року вітчизняний фондовий ринок мав ознак и неефективного ринку. Можна припустити, що в цей період на українському фондовому ринку могли спостерігатися прагнення окремих учасників «перемогти» ринок, що відбувається за умови наявності спроб порушити правила справедливої гри; або на ринку відбулося порушення умови однакового ступеня доступу всіх його учасників до інформації; або ціни активів не цілком або некоректно відобра жали всю доступну та доречну ринкову інформацію. Такі якісні зміни вітчизняного фондового ринку могли бути спровоковані певними політичними подіями, наприклад, очікуванням на зміни влади в країні, тоді як у стабільнішому політичному стані подібних явищ на фондовому ринку України не спостерігалося.
Результати дослідження ступеня ефекти вності фондового ринку можуть дати відповіді на багато запитань, зокрема: чи є на ринку можливість проводити масові спекулятивні операції; яку саме стратегію варто обрати інвестору для формування портфеля цінних паперів; чи можна довіряти результатам розрахунків доходності цінних паперів, що проведені на базі моделі оцінки вартості активу (Capital Asset Pricing Model, CAPM). Якщо фондовий ринок кр аїни ефективний, то й оцінка вартості активів, розрахованих за допомогою моделі CAPM, будуть точними. Якщо ж фондовий ринок країни неефективний, то використання даної моделі є неможливим.
Якщо стан ринку відповідає слабкій формі EMH, то аналіз історичної інформації втрачає сенс, оскільки вона вже дістала відображення в ціні активу. Історична інформація — це переду сім дані, що аналізується в рамках технічного аналізу. Тому за слабкої форми ефективності ринку витрачати час і гроші на технічний аналіз немає сенсу.
Технічний аналіз (technical analysis)
— це спроба виявити моделі зміни ціни акцій, які періодично повторюються і є передбачуваними. Незважаючи на те, що спеціалісти з технічного аналізу визнають цінність інформац ії, що стосується економічних перспектив, вони вважають, що для успішної стратегії торгівлі цінними паперами така інформація є зовсім не обов’язковою.
Дані про ціни та обсяги купівлі-продажу за минулий період є загальнодоступними та практично безкоштовними. Тому будь-яка інформація, яку можна було будь-коли отримати з аналізу м инулих котирувань, вже дістала відображення в ціні акції. Коли інвестори конкурують між собою за успішніше використання цих загальнодоступних знань, вони обов’язково приводять ціни акцій до рівнів, за яких очікувані ставки дохідності повністю відповідають ризику. На цих рівнях неможливо гово-рити про те, чи є купівля акцій успішною, чи невдалою угодою. У даному разі їх ціна «справедлива» (чи об’єктивна), а це означає, що очікувати отримання надлишкової дохідності на варто. Не зважаючи на всі ці теоретичні маркування, деякі технічно-орієнтовані стратегії купівліпродажу акцій свого часу забезпечили своїм прихильникам отримання надпр ибутків.
Як і у випадку технічного аналізу, з гіпотези ефективного ринку випливає, що фундаментальний аналіз із практичного погляду є цілковито недоцільним зокрема за умов середньої ефективності ринку. Фундаментальний аналіз (fundamental analysis) для визначення адекватних цін акцій використовує перспективи фірми, пов’язані з отриманням прибутку та виплатою дивідендів; очікувані значення ма йбутніх процентних ставок, а також оцінку ризику цієї фірми. Такий аналіз являє собою спробу визначити приведену дисконтовану вартість усіх виплат, які отримає акціонер на кожну акцію, яку він має. Якщо ця вартість перевищує ціну акції, спеціаліст із фундаментального аналізу рекомендує купувати такі акції.
Якщо всі аналітики покладаються на заг альнодоступну інформацію про прибутки фірми і її становище в галузі, то важко очікувати, що оцінка перспектив фірми, отримана кимось одним з аналітиків, є набагато точнішою за оцінки інших аналітиків. Такі дослідження ринку виконуються багатьма фірмами, що є добре проінформованими та щедро фінансуються. Враховуючи цю жорстку конкуренцію, важко від шукати дані, яких ще не мають інші аналітики. Значний успіх може прийти лише до спеціалістів, які володіють якось унікальною далекоглядністю.
Прихильники гіпотези ефективного ринку припускають, що активне управління інвестиційним портфелем пов’язане зі значними зусиллями, більша частина яких витрачається марно. Це змушує їх зробити висновок про доцільність застосування пасивної інвестиційної стратегії, як а передбачає відмову від спроб «перемогти» ринок. Метою пасивної стратегії є формування добре диверсифікованого портфеля цінних паперів без спроб виявити недооцінені чи переоцінені фінансові активи. Пасивне управління зазвичай характеризується стратегією «купив та володій». Оскільки теорія ефективного ринку виходить із того, що ціни акцій встановлені на «справедливому» рівні (за ная вності всієї доступної інформації), часті купівля та продаж акцій зовсім позбавлені сенсу, оскільки транзакції призводять до значних торговельних витрат, не збільшуючи при цьому очікуваної ефективності.
Проте надмірна ідеалізована віра в ефективні ринки може паралізувати інвестора та посіяти ілюзію беззмістовності будь-якої дослідницької діяльності. Ця кра йня позиція видається цілковито невиправданою. Реальні факти говорять про наявність достатньої кількості аномалій, які виправдовують пошук цінних паперів із заниженими цінами, і можна не сумніватися, що такий пошук триває. Раціональне управління портфелем все ж відіграє певну роль, навіть якщо ми маємо справу з абсолютно ефективними ринками. Базовий принцип вибору портфеля — диверсифікація. Навіть якщо ціни всіх акцій встановлені «справедливо», кожній з них притаманний ризик, специфічний для конкретної фірми, і цей ризик можна усунути шляхом диверсифікації. Отже, раціональний вибір цінн их паперів, навіть якщо ми маємо справу з ефективним ринком, передбачає формування ретельно диверсифікованого портфеля. Більше того, такий портфель повинен забезпечувати рівень систематичного ризику, заданий інвестором. Навіть в умовах ефективного ринку інвестори повинні вибирати профілі «ризик-дохідність», які здаються їм найкращими .
На захист гіпотези ефективного ринку можна сказати, що пошук активів, хибно оцінених ринком, потребує фінансових витрат. Якщо цей процес виявляється витратним, то виявлені відхилення ціни активу від його рівноважного значення не суперечать гіпотезі. До того ж, більш високу дохідність таких операцій не слід розглядати як отримання надприбутку, оскільки до датковий дохід є просто компенсацією зусиль інвестора зі збирання та обробки додаткової інформації.
Характеризуючи інформаційну ефективність ринку, необхідно згадати і про поняття операційної ефективності ринку. Вона свідчить про те, наскільки швидко прийняті рішення про купівлю чи продаж цінних паперів досягають ринку. Якщо ринок не є ефективним з о пераційного погляду, то на ньому завжди присутні інвестори, котрі мають краще становище порівняно з іншими учасниками торгів. Тобто якщо ринок не є операційно ефективним, він не буде й інформаційно ефективним.
Розвиток нових технологій та використання Інтернету зробили світові фінансові ринки доступнішими для інвесторів. Водночас така мобільність полегшує несумлінним інвесторам можливість ухиля тися від відповідальності за правопорушення, що здійснюються ними на фінансовому ринку. Діяльність, пов’язана з використанням інсайдерської інформації, не є винятком. Враховуючи той факт, що на даний момент Україна повністю не використовує свого потенціалу із залучення інвестицій, можна констатувати, що відсутність правового регулювання діяльності на фондовому рин ку з використанням інсайдерської інформації негативно впливає на інвестиційну привабливість країни. Прийняття закону про інсайдерську інформацію, звісно, не розв’яже всіх проблем, з якими стикається інвестор на вітчизняному ринку цінних паперів, проте вирішення цього питання має підвищити статус країни на світовому фінансовому ринку.
Необхідність створення в Україні центрального депозитарію також відпо відає світовим тенденціям розвитку фінансових ринків. Централізація розрахунково-клірингової та депозитарної інфраструктури фондо
26
Боди З., Кейн А., Маркус А. Принципы инвестиций, 4-е издание.: Пер. с англ. — М.: Издательский дом «Вильямс», 2002.
— С. 414-418. вих ринків у визнаних світових фінансових центрах іде шляхом створення центральних депозитаріїв та спеціалізованих клірингових центрів, що здійснюють комплексне обслуговування всіх груп учасників — емітентів, інвесторів, професійних учасників, реєстраторів та кастодіальних депозитаріїв. Основною метою Центрального депозитарію є радикальне спрощення структури облікової системи на ринку цінних паперів, підвищення її прозорості та, як результат, з ниження ризиків і підвищення надійності операцій із цінними паперами.
Так, забезпечуючи концентрацію ліквідності і значно знижуючи ризики в обслуговуванні угод із цінними паперами, центральний депозитарій одночасно спрощує контроль над операціями з цінними паперами. У середньостроковій перспективі він має забезпечити інтереси всіх груп учасників внутрішнього фондового ринку Ук раїни. А для економіки в цілому центральний депозитарій має стати одним із головних механізмів концентрації фондового ринку всередині країни. І насамкінець хотілося б зазначити, що успішний розвиток фондового ринку України, а також підвищення ступеня його ефективності можна досягти лише за умови збереження високих темпів перетворень, зокрема інфраструктурного характеру.
Література
1. Боди З., Кейн А., Маркус А. Принципы инвестиций, 4-е издание.: Пер. с англ. — М.: Издательский дом «Вильямс», 2002. — 984 с.
2. Буренин А. Н. Рынок ценных бумаг и производных финансовых инструментов: Учеб. пособие. — М.: Научно-техническое общество им. академика С. И. Вавилова, 2002. — 348 с.
3. Вітлінський В. В., Наконечний С. І. Ризик у менеджменті. — К.: ТОВ «Борисфен-М», 1996. — 336 с.
4. Лук’яненко І. Г., Краснікова Л. І. Економетрика: Підручник. — К.: Товариство «Знання», КОО, 1998. — 494 с.
5. Мозговий О., Баторшина А. Світові ринки акцій: досвід для України // Ринок цінних паперів України. — № 11
—12. — 2003. — С. 47—54.
6. Малюгин В. И. Рынок ценных бумаг: Количественные методы анализа: Учеб. пособие. — М.: Дело, 2003. — 320 с.
7. Наконечний С. І., Терещенко Т.О., Романюк Т. П. Економетрія: Підручник. — Вид. 3-тє, доп. та перероб. — К.: КНЕУ, 2004. — 520 с.
8. Наливайский В., Иванченко И. Исследование степени эффективности российского фондового рынка // Рынок ценных бумаг. — № 15 (270). — 2004.
— С. 46—48.
9. Рунион Р. Справочник по непараметрической статистике: Современный подход / Пер. с англ. Е. З. Демиденко; Предисл. Ю. Н. Тюрина. — М.: Финансы и статистика, 1982. — 198 с.
10. Fabozzi F. J., Zarb F. G. Handbook of Financial Markets. — Homewood, Illinois: DOW JONES-IRWIN, 1986. — 785 p. 11. Fama E. F. «Efficient Capital Markets: A Review of Theory and Empirical Work,» The Journal of Finance, May 1970, PP. 383-417.
12. Fama E. F., Miller M.H. The Theory of Finance. — The University of Chicago: Holt, Rinehart and Winston, Inc., 1972. — 346 p.
