EKONOMETRYCZNA ANALIZA WPŁYWU CZYNNIKÓW SUBIEKTYWNYCH NA DZIAŁALNOŚĆ SPÓŁEK NOTOWANYCH NA GIEŁDZIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH W WARSZAWIE

Transkrypt

1 STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 31 Marusz Doszyń Unwersytet Szczecńsk Beata Antonewcz-Nogaj Ccero SC EKONOMETRYCZNA ANALIZA WPŁYWU CZYNNIKÓW SUBIEKTYWNYCH NA DZIAŁALNOŚĆ SPÓŁEK NOTOWANYCH NA GIEŁDZIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH W WARSZAWIE Streszczene Celem artykułu jest prezentacja możlwośc uwzględnana czynnków subektywnych (czynnków o charakterze psychologcznym socjologcznym) na procesy gospodarcze. Zaprezentowano ekonometryczny sposób uwzględnana tego typu wpływu. Opsywana procedura ekonometryczna opera sę na sztucznych zmennych zero-jedynkowych. W przykładze emprycznym wpływ czynnków subektywnych przeanalzowano dla spółek sektora elektromechancznego notowanych na Gełdze Paperów Wartoścowych w Warszawe. Wpływ ten okazał sę stotny w przypadku dwóch spółek (Amca Wronk SA, Kopex SA). Wykazano równeż, że uwzględnane wpływu czynnków subektywnych w proponowany sposób poprawa jakość model ekonometrycznych. Słowa kluczowe: ekonometryczna analza wpływu czynnków subektywnych, zmenne sztuczne.

2 96 METODY ILOŚCIOWE W EKONOMII Na dzałalność podmotów gospodarczych wpływają zarówno czynnk, które można określć manem obektywnych, jak czynnk subektywne. Podzał ten jest ntucyjne zrozumały, aczkolwek ne w każdym przypadku mus być jednoznaczny. Przez czynnk subektywne należy rozumeć zjawska procesy o charakterze psychologcznym lub socjologcznym. Czynnk te mają wpływ na stopeń realzacj wyznaczonych celów determnują gospodarność przedsęborstw [3]. Takm samym nakładom produkcyjnym mogą odpowadać różne wynk w zależnośc od efektywnośc wykorzystana szeroko rozumanych czynnków produkcj. Efektywność ta często zależy od czynnków, które można określć manem subektywnych, które z kole składają sę na szeroko pojmowany kaptał ludzk. Wpływ czynnków subektywnych na procesy społeczno-ekonomczne jest relatywne rzadko analzowany w lteraturze ekonomcznej. Czynnk subektywne są przedmotem zanteresowana główne psychologów socjologów. Jednak ch wpływ na procesy gospodarcze jest na tyle stotny, że pomjane ch daje nekompletny obraz procesów gospodarczych. Śwadczy o tym chocażby dynamczny rozwój w ostatnch latach tak zwanej ekonom behaworalnej. Na czynnk subektywne składają sę różnego rodzaju cechy osobowośc, postawy, skłonnośc, emocje, powązana mędzyludzke ect. W welu przypadkach elementy te mają bardzo duży wpływ na przebeg procesów gospodarczych przez na przykład dyscyplnę pracy, sposób zarządzana, jakość komunkacj w przedsęborstwe, motywację pracownków, relacje nterpersonalne. W artykule zaproponowano sposób ustalana wpływu tak rozumanych czynnków subektywnych na dzałalność przedsęborstw, który polega na dodawanu sztucznych zmennych zero-jedynkowych do modelu ekonometrycznego (dla danych przekrojowych), z założenem, że w modelu uwzględnono wszystke stotne zmenne o charakterze obektywnym. W przykładze emprycznym podjęto próbę określena wpływu czynnków subektywnych (memów) na wartość przychodów netto spółek przemysłu elektromaszynowego w 2004 roku notowanych na Gełdze Paperów Wartoścowych w Warszawe. Dane zaczerpnęto z serwsu Notora. Po pomnęcu obserwacj z brakującym danym otrzymano dane dla 18 spółek. Zmenne wyrażono w cenach z 2008 roku. Do uwzględnena wpływu zman cen wykorzystano ndeks HICP. Przyjęte do oblczeń dane wraz z wykazem spółek przedstawono w załącznku 1.

3 MARIUSZ DOSZYŃ, BEATA ANTONIEWICZ-NOGAJ EKONOMETRYCZNA ANALIZA WPŁYWU CZYNNIKÓW SUBIEKTYWNYCH NA DZIAŁALNOŚĆ SPÓŁEK 97 Wpływ czynnków subektywnych ustalano na podstawe model o następującej postac: β1 β2 β3d u p β0a z e e = (1) gdze: p przychody netto ze sprzedaży produktów, towarów materałów (zł) w -tej spółce, a aktywa trwałe (zł) w -tej spółce, z lczba zatrudnonych osób w -tej spółce, d zmenna zero-jedynkowa przyjmująca wartość 1 w -tej spółce oraz 0 w pozostałych spółkach, u składnk losowy, β, β, β, β parametry modelu Model (1) jest modyfkacją często stosowanej w badanach emprycznych funkcj Cobba-Douglasa z przychodam netto zamast welkośc produkcj. Efekt wpływu czynnków subektywnych można określć na podstawe welkośc β. Po zlogarytmowanu model (1) ma następującą postać: e 3 d ln p β d + u (2) = ln 0 + β1 ln a + β2 ln z + β3 W perwszym etape badana oszacowano modele o postac (2), a węc modele dla zmennych zlogarytmowanych, wprowadzając dla każdej spółk zmenną zero-jedynkową, której wartość wynos 1 dla danej spółk oraz 0 dla pozostałych spółek. Wynk oblczeń zostały przedstawone w załącznku 2. Model bez zmennych zero-jedynkowych po oszacowanu przedstawa sę następująco: p ˆ = 20,553a (3) 0,395 0,684 z Po przyjęcu pozomu stotnośc α = 0, 1 zmenne zero-jedynkowe okazały sę stotne w przypadku spółk Amca Wronk SA oraz Kopex SA. Modele te po oszacowanu mają następującą postać: Amca Wronk SA: 1, 047 ˆ 121,913z d p = 3, 300 (4)

4 98 METODY ILOŚCIOWE W EKONOMII Kopex SA: 0,482 0, 522 ˆ 21,514a z p = 2, 307 (5) Oceny parametrów przy zmennych a oraz z to elastycznośc punktowe przychodów netto względem aktywów trwałych oraz lczby zatrudnonych osób. Na podstawe modelu bez zmennych zero-jedynkowych (3) można stwerdzć, że wzrost aktywów trwałych o 1% powodował wzrost przychodów netto średno o 0,395%, ceters parbus. Wzrost zatrudnena o 1% przyczynał sę do wzrostu przychodów netto przecętne o 0,684%, ceters parbus. W modelu (4), w którym stotna była zmenna d dla spółk Amca Wronk SA, wzrost zatrudnena o 1% współstnał ze wzrostem przychodów netto średno o 1,047%, natomast wpływ aktywów trwałych ne był stotny statystyczne. Jeżel w modelu uwzględnono wszystke stotne czynnk o charakterze obektywnym, to w przypadku spółk Amca Wronk SA wpływ czynnków subektywnych przyczynał sę do wzrostu przychodów średno o 230%. Zakładając poprawność specyfkacj modelu, wpływ ten był bardzo duży. W modelu (5) wzrost aktywów trwałych powodował wzrost przychodów netto średno o 0,482% (ceters parbus), natomast wzrost zatrudnena przecętne o 0,522% (ceters parbus). W przypadku spółk Kopex SA wpływ czynnków subektywnych powodował wzrost przychodów netto średno o 130,7%. Uwzględnene zmennych mających obrazować wpływ czynnków subektywnych poprawa własnośc otrzymywanych model ekonometrycznych. Wybrane krytera opsujące omawane modele przedstawono w tabel 1. Pod uwagę wzęto następujące krytera: sumę kwadratów reszt, błąd standardowy reszt S e, współczynnk determnacj R 2, skorygowany współczynnk determnacj R 2, logarytm warygodnośc, kryterum nformacyjne Akake a, kryterum bayesowske Schwarza oraz kryterum Hannana-Qunna. Przedstawono równeż wynk testu Doornka-Hansena na normalność rozkładu reszt oraz wynk testu Whte a na heteroskedastyczność reszt. d

5 MARIUSZ DOSZYŃ, BEATA ANTONIEWICZ-NOGAJ EKONOMETRYCZNA ANALIZA WPŁYWU CZYNNIKÓW SUBIEKTYWNYCH NA DZIAŁALNOŚĆ SPÓŁEK 99 Tabela 1. Porównane model z stotnym zmennym zero-jedynkowym (modele (4) (5)) z modelem bez zmennych zero-jedynkowych (3) Kryterum Model bez zmennych zero-jedynkowych sztucznych (3) Model (4) Model (5) Suma kwadratów reszt 2,847 2,432 2,267 S 0,436 0,403 0,402 e 2 R 0,884 0,901 0,908 2 R 0,868 0,888 0,888 Logarytm warygodnośc 8,943 7,525 6,895 Kryterum nformacyjne Akake a 23,885 21,049 21,791 Kryterum bayerowske Schwarza 26,557 23,720 25,352 Kryterum Hannana-Qunna 24,254 21,418 22,282 Test Doornka-Hansena (p emp ) 0,753 0,901 0,971 Test Whte a (p emp ) 0,881 0,696 0,414 Źródło: opracowane własne. Na podstawe wynków przedstawonych w tabel 1 można stwerdzć, że uwzględnene zmennych zero-jedynkowych przyczyna sę do poprawy własnośc model. Hpotezę tę potwerdzają wartośc przedstawonych kryterów. W modelu ze zmennym zero-jedynkowym nższa jest suma kwadratów reszt błąd standardowy reszt. Modele (4) (5) cechują sę ponadto wększym stopnem dopasowana, o czym śwadczą wyższe wartośc współczynnka determnacj oraz skorygowanego współczynnka determnacj. O lepszych własnoścach model uwzględnających wpływ czynnków subektywnych śwadczy równeż wartość logarytmu funkcj warygodnośc oraz oparte na tej wartośc krytera nformacyjne Akake a, Schwarza Hannana- -Qunna. Wartość funkcj warygodnośc była wększa w modelach ze zmennym sztucznym d. Kryterum nformacyjne Akake a wyznacza sę z zależnośc l( ˆ ) k AIC = 2 θ + 2 gdze: l ( θˆ ) logarytm funkcj warygodnośc, k lczba parametrów modelu. (6)

6 100 METODY ILOŚCIOWE W EKONOMII Wartość kryterum bayesowskego Schwarza oblczana jest następująco: BIC = 2 l θ + ( ˆ) k log n gdze n lczba obserwacj. W przypadku tego kryterum dodawane kolejnych parametrów do modelu wywołuje wększą zmanę wartośc kryterum dla wększej lczebnośc próby losowej. Do oblczena kryterum Hannana-Qunna korzysta sę ze wzoru: HQC = 2 l θ + ( ˆ) k log log n Lepszy jest model, który ma nższą wartość powyższych kryterów. W modelach (4) (5) wartośc kryterów nformacyjnych kształtują sę na nższym pozome nż w modelu (3). Na podstawe wynków testu Doornka-Hansena można stwerdzć, że ne ma podstaw do odrzucena hpotezy o normalnośc rozkładu reszt zarówno w modelu (3), jak w modelach (4) (5). Empryczne pozomy stotnośc są wyższe w modelach (4) (5), co wskazuje na to, że rozkłady reszt są bardzej zblżone do rozkładu normalnego. Wynk testu Whte a wskazują na to, że w modelach (3) (5) ne można odrzucć hpotezy, ż reszty są homoskedastyczne (cechują sę stałą warancją). Empryczny pozom stotnośc jest wyższy w modelu (3), a węc bez zmennych sztucznych 1. Do określana, czy uwzględnane zmennych zero-jedynkowych obrazujących wpływ czynnków subektywnych poprawa własnośc modelu, zastosowano równeż test oparty na rozkładze F: ( ess ess ) (7) (8) d / j F = (9) ess /( n k) gdze: ess suma kwadratów reszt w modelu bez zmennych zero-jedynkowych, ess d suma kwadratów reszt w modelu ze zmennym zero-jedynkowym, J lczba restrykcj, n k lczba stopn swobody. d 1 Wynka to prawdopodobne po częśc z tego, ż w modelu tym jest mnej zmennych objaśnających.

7 MARIUSZ DOSZYŃ, BEATA ANTONIEWICZ-NOGAJ EKONOMETRYCZNA ANALIZA WPŁYWU CZYNNIKÓW SUBIEKTYWNYCH NA DZIAŁALNOŚĆ SPÓŁEK 101 Statystyka testowa (9) pozwala na porównywane model z restrykcjam z modelam bez restrykcj. W przypadku analzowanych model hpotezy można przedstawć następująco: H = β ln z + u (10) 0 : ln p ln 0 + β1 ln a + β 2 H 1 : ln p = ln β 0 + β1 ln a + β 2 ln z + β 3d + u (11) W hpoteze zerowej zakłada sę, że β =0, 3 a węc jeżel ne ma podstaw do jej odrzucena, lepszy jest model bez zmennej zero-jedynkowej. Model (10) jest zatem modelem z restrykcjam, a model (11) bez restrykcj (model ze zmennym zero-jedynkowym). Lczba restrykcj jest równa jeden ( j = 1). Modele (4) (5) porównano z modelem (3). Modele (4) (5) są bez restrykcj, a model (3) z restrykcją, oznaczającą, że ne jest stotna zmenna zero- -jedynkowa. Empryczne pozomy stotnośc po zastosowanu testu (9) są równe odpowedno 0,130 oraz 0,079. Przy pozome stotnośc α = 0, 1 ne ma zatem podstaw do odrzucena hpotezy zerowej, w której zakłada sę nestotność wpływu zmennej zero-jedynkowej w modelu (4), poneważ p = 0,130 > α. Hpotezę zerową należy natomast odrzucć w przypadku modelu (5), w którym p = 0,079 < α, a węc lepszy okazał sę model ze zmenną zero-jedynkową. emp Reasumując, zjawska gospodarcze są wypadkową oddzaływana ne tylko czynnków obektywnych. Duże znaczene mają równeż czynnk subektywne, zwązane z oddzaływanem przyczyn o charakterze psychologcznym socjologcznym. Jednym ze sposobów określana wpływu czynnków subektywnych jest wprowadzane do modelu ekonometrycznego (uwzględnającego wszystke stotne zmenne o charakterze obektywnym) zmennych zero-jedynkowych. Taką też procedurę zaproponowano w nnejszym artykule. W przykładze emprycznym podjęto próbę określena wpływu czynnków subektywnych na wartość przychodów netto spółek przemysłu elektromaszynowego notowanych na GPW w Warszawe w 2004 roku. Po zastosowanu omawanego podejśca okazało sę, że wpływ tak był stotny statystyczne w spółkach Amca Wronk SA oraz Kopex SA. Wprowadzene sztucznych zmennych przyczynło sę równeż do poprawy własnośc otrzymanych model. emp

8 102 METODY ILOŚCIOWE W EKONOMII Załącznk 1 Tabela Z.1. Wartość przychodów netto, aktywów trwałych (w cenach z 2008 roku) oraz lczba osób zatrudnonych w spółkach przemysłu elektromaszynowego notowanych na GPW w Warszawe w 2004 roku Lp. Spółk p a z 1. Amca Wronk SA , Hydrotor SA , Ponar Wadowce SA , ZEG SA , ZPUE SA , Rafako SA , Kopex SA , Relpol SA , Polna SA , Zelmer SA , Lena Lghtng SA , Apator SA , Remak SA , Rafamet SA , MOJ SA , Makrum SA , Zremb-Chojnce SA , Sonel SA ,9 83 Załącznk 2 Źródło: Notora Serws. Tabela Z.2. Wynk estymacj model typu (2) dla spółek przemysłu elektromaszynowego notowanych na GPW w Warszawe w 2004 roku Lp. Spółka Zmenna Ocena parametru Test t-studenta (p emp ) Amca Wronk SA 2. Hydrotor SA Stała 3,023 0,004 ln a 0,395 0,074 ln z 0,684 0,026 Stała 4,803 0,000 ln z 1,047 0,000 d 1,194 0,0193 Stała 3,015 0,003 ln a 0,428 0,047 ln z 0,637 0,030 d 0,704 0,122

9 MARIUSZ DOSZYŃ, BEATA ANTONIEWICZ-NOGAJ EKONOMETRYCZNA ANALIZA WPŁYWU CZYNNIKÓW SUBIEKTYWNYCH NA DZIAŁALNOŚĆ SPÓŁEK Stała 3,190 0, Ponar Wadowce SA ln a 0,349 0,132 ln z 0,738 0,023 d 0,353 0,470 Stała 3,034 0, ZEG SA ln a 0,399 0,084 ln z 0,677 0,035 d 0,069 0,887 Źródło: opracowane własne. Tabela Z.3. Wynk estymacj model typu (2) dla spółek przemysłu elektromaszynowego notowanych na GPW w Warszawe w 2004 roku Lp. Spółka Zmenna Ocena parametru Test t-studenta (p emp ) Stała 3,008 0, ZPUE SA ln a 0,406 0,075 ln z 0,665 0,035 d 0,282 0,550 Stała 2,939 0, Rafako SA ln a 0,398 0,082 ln z 0,694 0,030 d 0,163 0,746 Stała 3,069 0, Kopex SA ln a 0,482 0,027 ln z 0,522 0,073 d 0,836 0,080 Stała 3,011 0, Relpol SA ln a 0,397 0,083 ln z 0,685 0, Polna SA d 0,103 0,828 Stała 3,163 0,003 ln a 0,375 0,083 ln z 0,701 0,021 d 0,603 0,190 Źródło: opracowane własne.

10 104 METODY ILOŚCIOWE W EKONOMII Tabela Z.4. Wynk estymacj model typu (2) dla spółek przemysłu elektromaszynowego notowanych na GPW w Warszawe w 2004 roku Lp. Spółka Zmenna Ocena parametru Test t-studenta (p emp ) Stała 2,838 0, Zelmer SA ln a 0,338 0,132 ln z 0,817 0,017 d 0,560 0,294 Stała 3,034 0, Lena Lghtng SA ln a 0,296 0,196 ln z 0,845 0,014 d 0,605 0,238 Stała 2,961 0, Apator SA ln a 0,419 0,083 ln z 0,656 0,045 d 0,161 0,746 Stała 2,904 0, Remak SA ln a 0,434 0,058 ln z 0,634 0,041 d 0,447 0,345 Stała 2,923 0, Rafamet SA ln a 0,449 0,047 ln z 0,615 0,043 d 0,573 0,223 Źródło: opracowane własne. Tabela Z.5. Wynk estymacj model typu (2) dla spółek przemysłu elektromaszynowego notowanych na GPW w Warszawe w 2004 roku Lp. Spółka Zmenna Ocena parametru Test t-studenta (p emp ) Stała 2,36 0, MOJ SA ln a 0,484 0,042 ln z 0,637 0,037 d 0,611 0,2575 Stała 3,028 0, Makrum SA ln a 0,405 0,082 ln z 0,668 0,039 d 0,124 0,797 Stała 3,040 0, Zremb-Chojnce SA ln a 0,391 0,130 ln z 0,690 0,046 d 0,020 0,970 Stała 2,932 0, Sonel SA ln a 0,383 0,0967 ln z 0,718 0,032 d 0,173 0,745 Źródło: opracowane własne.

11 MARIUSZ DOSZYŃ, BEATA ANTONIEWICZ-NOGAJ EKONOMETRYCZNA ANALIZA WPŁYWU CZYNNIKÓW SUBIEKTYWNYCH NA DZIAŁALNOŚĆ SPÓŁEK 105 Lteratura 1. Ekonometra, red. J. Hozer, KES US, Szczecn Greene W., Econometrc Analyss, ffth edt., Prentce Hall, New Jersey Hozer J., Mkroekonometra. Analzy, dagnozy, prognozy, PWE, Warszawa Hozer J., Doszyń M., Ekonometra skłonnośc, PWE, Warszawa Maddala G.S., Ekonometra, Wydawnctwo Naukowe PWN, Warszawa Tarczyńsk W., Rynk kaptałowe, cz. I, Wydawnctwo Placet, Warszawa Tarczyńsk W., Rynk kaptałowe, cz. II, Wydawnctwo Placet, Warszawa ECONOMETRIC ANALYSIS OF SUBJECTIVE FACTORS IMPACT IN CHOSEN COMPANIES REGISTERED ON WARSAW STOCK EXCHANGE Summary In the artcle mpact of subjectve (psychologcal and socologcal) factors on economc phenomena was dscussed and emphaszed. Econometrc methods enablng takng such mpact nto account were presented. Proposed procedures are based mostly on the concept that presence of subjectve factors could be accounted by means of dummy varables. In emprcal example mpact of subjectve factors on economc actvtes was analyzed for companes of electromechancal ndustry recorded on Warsaw Stock Exchange. Such mpact seemed to be mportant n case of two companes (Amca Wronk S.A., Kopex S.A.). It was also showed that takng nto account mpact of subjectve factors mproves qualty of econometrc estmaton. Keywords: econometrc analyss of subjectve factor s mpact, dummy varables. Translated by Marusz Doszyń

12 106 METODY ILOŚCIOWE W EKONOMII