Променливи, включени в модела и източници на информация
Променлива
|
Символ
|
Източник на данни
|
Пазарна капитализация в млрд.долара(Y)25
|
Market_Cap
|
Фондовите борси на страните от ЮИЕ
|
Ръст на реалния БВП (X1) в %
|
GDP
|
Световна банка
|
Преки чуждестранни инвестиции (в млрд. долари)(X2)
|
FDI
|
Световна банка
|
Реален дългосрочен лихвен процент (X3)
|
LTIR
|
Световна банка
|
Фондови индекси (Х4)
|
Belex, MBI 10, Monex20
|
Фондовите борси на страните
|
Брутни разходи за НИРД в млрд. долари (X5)
|
R_D expenditure
|
Световна банка
|
Индекс на законовите права(X6)
|
LRI
|
Световна банка
|
Лихвен процент по депозити (Х7) (%)
|
DIR
|
Световна банка
|
Брутни спестявания (Х6) (% от БВП)
|
Gross savings
|
Световна банка
|
Брутно капиталообразуване (X8) (% от БВП)
|
Gross capital formation
|
Световна банка
|
Външен дълг (млрд.долари) (Х9)
|
External debt
|
Световна банка
|
Инфлация – потребителски цени (Х10) (%)
|
Inflation
|
Световна банка
|
Лихвен процент по кредити (Х11)
|
Lending interest rate
|
Световна банка
|
Източник: автора
Емпиричен анализ на капиталовия пазар на Сърбия
От Приложение 3 (вж. стр.232) е видно, че само корелационния коефициент r = 0,792, изразяващ връзката между индекса на законовите права LRI и пазарната капитализация е статистически значим, тъй като за него Sig.(2-tail) = 0,000<α = 0,05. Тъй като r = 0,792 > 0,7, оттук следва, че може да се приложи методът на стъпковата множествена регресия.
За анализ на капиталовия пазар на Сърбия е избрана зависима променлива (Y) пазарна капитализация за периода 2004 – 2014 г., като независимите променливи, които остават на втора стъпка в множествения регресионен анализ са брутни спестявания като % от БВП и ПЧИ в млрд. долара, като източника на информация за тези показатели е Световната банка.
Получени са следните резултати:
Таблица 39:
Обобщение на моделаc
|
Model
|
R
|
R Square
|
Adjusted R Square
|
Std. Error of the Estimate
|
Durbin-Watson
|
1
|
,825a
|
,681
|
,670
|
3,22529E6
|
|
2
|
,893b
|
,797
|
,783
|
2,61504E6
|
1,482
|
a. Независими променливи: (Constant), Брутни спестявания (Gross_savings)
|
b. Независими променливи: (Constant), Брутни спестявания, ПЧИ (Gross_savings, FDI)
|
c. Зависима променлива: Пазарна капитализация (Market_Cap)
|
От таблица 39 се вижда, че коефициента на корелация между независимите променливи брутни спестявания и ПЧИ и зависимата променлива пазарна капитализация на втора стъпка от множествения регресионен анализ е 0,893, което е показателно за силна корелационна зависимост. От друга страна, коефициента на детерминация показва, че 80 % от изменението в пазарната капитализация на сръбския капиталов пазар се дължи на вариация в стойността на брутните спестявания и ПЧИ. Коригираният коефициент на детерминация е 0,783 и следователно 78 % от тези изменения в зависимата променлива се обясняват с регресионния модел.
Коефициента на автокорелация Durbin – Watson е 1.482, при теоретична стойност от dL = 1.30 и dU = 1.57 (размер на извадката 31 наблюдения и 2 независими променливи). От това следва, че не може да се направи окончателно заключение относно автокорелацията между остатъчните компоненти (residuals) на регресионния модел.
Таблица 40:
ANOVAc
|
Model
|
Sum of Squares
|
df
|
Mean Square
|
F
|
Sig.
|
1
|
Regression
|
6,437E14
|
1
|
6,437E14
|
61,876
|
,000a
|
Residual
|
3,017E14
|
29
|
1,040E13
|
|
|
Total
|
9,453E14
|
30
|
|
|
|
2
|
Regression
|
7,539E14
|
2
|
3,769E14
|
55,119
|
,000b
|
Residual
|
1,915E14
|
28
|
6,838E12
|
|
|
Total
|
9,453E14
|
30
|
|
|
|
a. Независими променливи: (Constant), Брутни спестявания (Gross_savings)
|
b. Независими променливи: (Constant), Брутни спестявания, ПЧИ (Gross_savings, FDI)
c. Зависима променлива: Пазарна капитализация (Market_Cap)
|
От таблица 40 проверката на хипотезата за адекватността на регресионния модел показва, че емпиричната характеристика на втора стъпка е Fstat е 55,119 при теоретична стойност за α = 0.05 от таблиците на F – разпределението 1,85. След като Fstat > Fcritical, нулевата хипотеза H0 се отхвърля и правим заключение, че между независимите променливи брутни спестявания и ПЧИ, и зависимата променлива пазарна капитализация съществува корелационна зависимост, и че регресионния модел е адекватен. Това се потвърждава и от Sig. 0.000 < α = 0.05.
Таблица 41:
Коефициентиa
Model
|
Unstandardized Coefficients
|
Standardized Coefficients
|
t
|
Sig.
|
95,0% Confidence Interval for B
|
|
B
|
Std. Error
|
Beta
|
Lower Bound
|
Upper Bound
|
1
|
(Constant)
|
841822,887
|
644433,592
|
|
1,306
|
,202
|
-476191,799
|
2159837,572
|
Gross_savings
|
969791,430
|
123287,008
|
,825
|
7,866
|
,000
|
717641,187
|
1221941,673
|
2
|
(Constant)
|
-82959,665
|
571036,566
|
|
-,145
|
,886
|
-1252675,045
|
1086755,715
|
Gross_savings
|
810731,680
|
107527,422
|
,690
|
7,540
|
,000
|
590471,741
|
1030991,619
|
FDI
|
2,399
|
,598
|
,367
|
4,014
|
,000
|
1,175
|
3,623
|
c. Зависима променлива: Пазарна капитализация (Market_Cap)
|
|
От таблица 41 за проверка на хипотезата относно регресионните коефициенти b1 и b2 установяваме, че b0 = -82959,665, b1=810,731.68 и b2 = 2,399. Коефициентът b1 показва, че при всяко нарастване на брутните спестявания с единица, може да се очаква нарастване на пазарната капитализация на сръбската фондова борса с 810,731.68 единици. От друга страна, коефициентът b2 показва, че при всяко нарастване на ПЧИ с единица може да се очаква нарастване на пазарната капитализация с 2,399 единици.
Емпиричната характеристика на b1 е tstat = 7,540, докато теоретичната стойност при двустранна критична област, критично равнище на значимост α = 0.05 е 1,6991. След като tstat = 7,540> tcritical = 1,6991, отхвърляме нулевата хипотеза Ho и заключаваме, че регресионния коефициент b1 може да се смята за статистически значим.
От друга страна, емпиричната характеристика на b2 е tstat = 4,014, като теоретичната стойност при критично равнище на значимост α = 0.05 е 1,6991. След като tstat = 4,014> tcritical = 1,6991, отхвърляме нулевата хипотеза Ho и заключаваме, че регресионния коефициент b2 може да се смята за статистически значим.
Подобна зависимост между пазарната капитализация и ПЧИ е установена от автора в друго изследване на капиталовите пазари в Румъния и Хърватия (Стефанова Ю., 2015). Пазарната капитализация на фондовите пазари на двете страни достига най-висока стойност една година преди потоците ПЧИ да достигнат най-високи стойности. Това също е установено в изследване на Furstenberg G. (1998), който заключава, че финансовата интеграция на дадена страна може да бъде насърчавана чрез засилване на конкуренцията и технологичния трансфер, който е резултат от чуждестранно участие на даден пазар. Така страните, които се характеризират с висока степен на финансова интеграция спрямо останалия свят би следвало да привличат средно по-големи брутни капиталови потоци (Montiel P., 1994).
Относно анализът на зависимостта между брутните спестявания и пазарната капитализация, в изследване на МВФ (МВФ, 2008) се установява, че брутните спестявания са положително корелирани с пазарната капитализация, но са статистически незначими при обясняване на развитието на нововъзникващите фондови пазари.
От друга страна, в изследване на Bayar Y. (2014) на връзката между брутни вътрешни спестявания, ПЧИ и икономическия растеж в азиатските икономики за периода 1982 – 2012 г. (чрез прилагане на панелни коинтеграционни тестове на Pedroni, Kao и Johansen – Fisher и векторен модел за коригиране на грешки) се установява, че вътрешните спестявания и ПЧИ имат положително влияние върху икономическия растеж (и следователно върху нарастване на пазарната капитализация) в дългосрочен аспект. Подобна еднопосочна зависимост от брутните вътрешни спестявания по посока към икономическия растеж е установена също от Aghion and Howitt (2005), Greenidge and Miller (2010), Jangili (2011), Budha (2012), Tang and Chаng (2012), Tang and Lean (2013) и Tang and Tan (2014). Други автори, които достигат до заключение за еднопосочна зависимост от ПЧИ към икономическия растеж (респективно нарастване на пазарната капитализация) са: Blomstrom et al. (1994), Borensztein et al. (1995), Ahmad and Hamdani (2003), Xu and Wang (2007), Almasaied et al. (2008), Hetes et al. (2009), Kotrajaras (2010), Tiwari & Mutascu (2011), Asghar et al. (2011), El-Wassal (2012), Soumia & Abderrezzak (2013), Gursoy et al. (2013).
Aнализът на зависимостите между фондовият индекс на Виенската фондова борса ATX и на сръбския фондов индекс Belex показва следното:
Таблица 42:
Сподели с приятели: |