19
Badanie zależności miedzy indeksami giełdowymi...
Tabela 11. Parametry modelu GARCH(1,1) dla zwrotów z kursu walutowego CH FPLN
Wyszczególnienie |
Estymacja parametru |
Błąd standardowy |
Statystyka t |
Wartości (p-value) |
[2JGARCH Stała |
0,25872 |
0,2147 |
- |
- |
GARCH Alphal |
0,22875 |
0,05122 |
4,466 |
0 |
GARCH Betal |
0,53912 |
0,20634 |
2,613 |
0,009 |
Źródło: opracowanie własne.
Box-Pierce (reszty): Q(12) = 16,4941 {0,17} Box-Pierce (kwadraty reszt): Q(12) = 15,2223 {0,23}.
Korelacje między pierwszymi lub drugimi przyrostami kursów walutowych i przyrostami indeksu WIG20 były niskie i ujemne w okresie po kryzysie, a osłabły do nieistotnych w pozostałych okresach. Zatem podczas kryzysu dłużnego istniały wpływy ujemne tych instrumentów na siebie. (W nieujętym w tej pracy badaniu pokazano, że dla niestacjonarnych szeregów notowań korelacje między badanymi instrumentami były wysokie i ujemne, lecz charakter tych zależności może być pozorny. Interesujące może być jednak bardziej dla inwestora współwystępowanie na wykresie niż zależności przyczynowo-skutkowe). Inaczej było ze zmiennością, której przebieg był bardzo podobny dla kursów walutowych i indeksów giełdowych w okresie kryzysu. Zmienności zachowywały w większości te same tendencje. Wykresy zmienności przebiegały odmiennie w pozostałych dwóch okresach. Zmienność kursów walutowych była mniejsza niż zmienność indeksów giełdowych, zatem w porównaniu z indeksami giełdowymi są to inwestycje o mniejszym ryzyku rynkowym. Zależność ta nie jest prawdziwa w okresie obecnego kryzysu dłużnego. Powyższe wnioski są prawdziwe również dla wariancji warunkowej otrzymanej za pomocą parametrycznych modeli zmienności. Ponadto kursy walutowe i indeks giełdowy nie są ze sobą skointegrowane, czyli nie można mówić o trwałości długookresowej relacji pomiędzy tymi instrumentami.
Literatura
Augustyniak H. [2003], Statystyka opisowa z elementami demografii, Poznań, Ars boni et aeąui, Poznań.
Blackburn R. [2008], The Subprime Crisis, „New Left Review”, vol. 50, March, April.