JERZY CZ. OSSOWSKI Politechnika Gdaska Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "JERZY CZ. OSSOWSKI Politechnika Gdaska Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem"

Transkrypt

1 JERZY CZ. OSSOWSKI Poliechnika Gdaska Kaedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorswem IV Ogólnopolskie Seminarium Naukowe n. Dynamiczne Modele Ekonomeryczne, Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu, Toru 2-4 wrzesie 995 DYNAMIKA BEZROBOCIA A DYNAMIKA PRODUKCJI SPRZEDANEJ POLSKIEGO PRZEMYSŁU. Rynek pracy a bezrobocie w Polsce w okresie ransformacji W syczniu 990 roku zainicjowany zosał program liberalizacji i resrukuryzacji sysemu gospodarczego w Polsce. Przejcie z gospodarki ograniczonej zasobami na ory gospodarki ograniczonej popyem spowodowało ujawnienie si nowych mechanizmów dysrybucyjnych. Te nowe mechanizmy najdojrzalsz form przyjły na rynku dóbr i usług konsumpcyjnych. Obok ego rodzaju rynków powsawa poczły rynki czynników produkcji, zn. rynki pracy oraz kapiału. Jednoczesne wprowadzenie wewnrznej wymienialnoci złoówki oraz komercjalizacja i decenralizacja banków zapoczkowały budow rynku pieninego oraz wzmocnienie podsaw rynku kapiałowego. Oprocenowanie kredyów, znacznie przewyszajce poczkowo bardzo wysok sop inflacji, wymusiło na przedsibiorswach oszczdniejsze gospodarowanie rodkami obroowymi i jednoczenie uwiadomiło zarzdzajcym ekonomiczne znaczenie zamroenia rodków kapiałowych. Ponado uwiadomiło im kosz nierafionej produkcji, a wic produkcji na skład. Szczególnie dokliwie ego radzaju koszy odczuły przedsibiorswa produkujce na rynek wewnrzny. Przed przedsibiorswami ymi pojawiła si, fakycznie po raz pierwszy, bariera popyu na ich produky. Bariera a jednoczenie sała si bardzo wysoka z uwagi na liberalizacj handlu zagranicznego i pojawienie si na rynku wielu imporowanych produków o wysokich sandardach jakociowych. Jednoczenie w lad za imporem legalnym rynek zalany zosał imporem nielegalnym. Raunkiem dla przedsibiorsw mogła by konkurencyjnie niska cena. Urzymanie niszych relaywnie cen w sosunku do produków imporowanych z krajów zachodnich nie mogło odby si poprzez obnienie jakoci dosarczanych dóbr. Jedn z przyczyn był masowy napływ imporu plecakowego z krajów Wspólnoy Pasw Niepodległych. Ten z kolei impor, reprezenujcy nisk jako, zapewniał konsumenom moliwo nabycia wielu dóbr po bardzo korzysnych cenach. Aby podoła ej przysłowiowej próbie wody i ognia przedsibiorswa nasawione na rynek wewnrzny musiały, mieszczc si w doychczasowej srukurze cen, uarakcyjni swoje ofery podnoszc jako wyrobów i wiadczonych usług. Tego rodzaju cel osign mona było poprzez uelasycznienie srukur zarzdzania i dysrybuowania produkami oraz doinwesowanie wielu ogniw na syku produkcji i dysrybucji. Wane równie sało si oszczdniejsze gospodarowanie dysponowanymi rodkami produkcji. Poczki la dziewidziesiych o masowe powsawanie spółek prywanych, zagospodarowujcych doychczas nienajlepiej wykorzysywany poencjał kapiałowy i

2 ludzki przedsibiorsw paswowych. Odbywało si o w wielu przypadkach na granicy legalnoci prawnej a niekiedy poza jej granicami. Naspowało przechwyywanie przez osoby prywane czci majku przedsibiorsw paswowych na sosunkowo arakcyjnych warunkach. Absrahujc od eycznej oceny ego masowego zjawiska winnimy uzna, i uraowało o bardzo wiele przedsibiorsw, ooczonych sieci ych spółek, przed bankrucwem. Spółki e wypełniły pus przesrze miedzy przedsibiorswami produkcyjnymi i rynkiem uelasyczniajc srukury gospodarcze. W kadym razie dua cz miejsc pracy zosała uraowana oraz poencjał kapiałowy i ludzki lepiej wykorzysany. Jednoczenie w wyniku prywayzacji kapiałowej, zwikszajcym si z czasem inwesycjom prywanym oraz wejciom czci firm na giełd, jak równie napływowi kapiału zagranicznego przesrze gospodarcza Polski wypełniała si coraz wiksz liczb przedsibiorsw prywanych. Waro zauway, e ju po rzech laach reformy ponad 90% przedsibiorsw handlowych oraz 80% przedsibiorsw budowlanych znalazło si w rkach prywanych. Reakcje przedsibiorsw najszybciej podporzdkowane zosały grze popyu i poday na rynku produków. W niedługim jednak czasie przedsibiorswa rozcignły ego ypu reakcje na czynnik pracy. Teoreycznie wzros popyu na prac moe mie miejsce w warunkach wzrosu cen oferowanych produków wzgldnie w wyniku obnienia płac. W powsałej syuacji przedsibiorswa musiały odej od doychczasowch przyzwyczaje polegajcych na podnoszeniu cen swoich produków i opieniu w nich koszów swojej niegospodarnoci. Przyczyn ego była bariera popyu. Aby wic nie zbankruowa były zmuszone do obnienia swoich koszów. Rozwiza najczciej szukano w uwolnieniu przedsibiorsw od nadmiernego zarudnienia. W poczkowej fazie ransformacji sosowano zwolnienia pracowników zarudnionych na niepełnych eaach oraz posiadajcych inne ródła urzymania, np. gospodarswa rolne. Ponado wysyłano pracowników na wczeniejsze emeryury oraz sosowano w niekórych przypadkach czasowe przesoje w pracy. W ych warunkach zahamowany zosał proces przyjmowania do pracy nowych pracowników. Absolwenci szkół oraz wczeniej zwolnieni pracownicy mogli znale zarudnienie w nowo powsałych przedsibiorswach prywanych i o najczciej usługowych. W wielu jednak przypadkach pozosawali bezrobonymi. Liczba bezrobonych w poczkach la 90-ych wzrasała lawinowo. W syczniu 990 roku odnoowano ich 56 ysicy. Po roku liczba a wzrosła do około,2 mln. osób. W padzierniku ego roku liczba bezrobonych przekroczyła 2 mln. osób. Z poczkie roku 994 wielko a zbliyła si do 3 mln. a sopa bezrobocia osignła rekordowy poziom 6,8%. Zidenyfikowanie przyczyn a ym samym okrelenie rodzaju bezrobocia w krajach o radycji rynkowej nie nasrcza wikszych rudnoci. Inaczej przedsawia si syuacja w przypadku kraju przechodzcego ransformacj od gospodarki cenralnie serowanej do rynkowej. Wynika o z faku, i obok przyczyn powszechnie omawianych w lieraurze ekonomicznej wyróni musimy przyczyny specyficzne jedynie dla okresu ego ypu reformowania gospodarki. Z pewnoci bezrobocie w Polsce ma charaker cykliczny wzgldnie koniunkuralny. Oznacza o, e zosało ono wywołane niedosakiem popyu globalnego. Na poparcie ego przywoła mona kilka faków, kóre zaisniały w Polsce i przyczyniły si do gwałownych zmian ego popy. Zarzymajmy si nad najwaniejszymi z nich. Wiele przedsibiorsw dokniych zosało spadkiem zamówie rzdowych. Szczególnie dokliwie odczuł o sekor przemysłu zbrojeniowego a porednio przedsibiorswa pracujce na rzecz ego sekora. Ponado, co było zgodne z duchem wprowadzanej reformy, prakycznie rzecz biorc zrezygnowano z inwesycji cenralnych. 2

3 Dla wielu przedsibiorsw zamknł si rynek krajów byłej RWPG, szczególnie rynek krajów obecnej Wspólnoy Pasw Niepodległych. Tym samym w wielu przypadkach zerwane zosały wizi kooperacyjne midzy przedsibiorswami powizanymi ze sob przez szereg długich la. Przyczyny były róne. Jedn z nich była dekoniunkura w ych krajach i nieudane próby przeprowadzenia w nich reform. Odejcie od produkcji niekórych wyrobów z uwagi na ich nienowoczesno lub olbrzymi koszochłonno sanowiło inn z przyczyn. W przypadku Rosji, przyczyn gwałownego spadku eksporu do ego kraju były problemy zwizane z wzajemnymi rozliczeniami a ponado zby gwałowne przejcie na rozliczenia dewizowe. Inn z przyczyn spadku popyu globalnego była osra konkurencja na rynku wewnrznym w warunkach liberalizacji handlu zagranicznego. Wzros poday produków z imporu, o czym wspominalimy wczeniej, zmniejszył popy na produky krajowe. Po pewnym jednak czasie odpowiedzi gospodarki polskiej był bardzo szybki wzros eksporu, głównie nieewidencjonowanego eksporu przygranicznego. Znajduje o swój wyraz w dodanim bilansie płaniczym. wiadczy o jednoczenie o odwróceniu si rendu w kszałowaniu si popyu globalnego. Musimy jednoczenie uzna, e bezrobocie w Polsce ma nie ylko charaker koniunkuralny, ale równie srukuralny. Jes wic ono po czci wynikiem niedopasowania wyuczonych i posiadanych kwalifikacji po sronie poday z kwalifikacjami zgłaszanymi po sronie popyu na rynku pracy. Zwykle jako objaw ego ypu bezrobocia przyjmuje si rónice w dynamice zmian rónych działów gospodarki. Rónice e w osanich laach s ewidennie widoczne bdc wyrazem dokonujcej si resrukuryzacji gospodarki. Jednoczenie obserwuje si, e najwikszy sopie bezrobocia wyspuje wród osób z wykszałceniem zasadniczym zawodowym (około 40% ogółu bezrobonych, podsawowym (ponad 30% i rednim zawodowym (ponad 20%. Bezrobocie osób z wykszałceniem wyszym sanowi około 2% ogółu bezrobonych. Cz bezrobocia ma charaker frykcyjny. Jes wic wynikiem zmiany miejsca pracy, zamieszkania jak równie przechodzenia z jednej fazy cyklu ycia do innej. Niekiedy do ego ypu bezrobocia wlicza si osoby o ułomnociach fizycznych wzgldnie psychicznych majcych z ego yułu rudnoci ze znalezieniem pracy. Naley sdzi, e w warunkach duego obecnie bezrobocia, osoby akualnie zarudnione obawiaj si zwalnia celem poszukania lepszej w ich opini pracy. Z drugiej srony problemy mieszkaniowe i zwizane z ym koszy s powanym hamulcem przed przemieszczaniem si ludnoci na przykład z regionów o duym bezrobociu do regionów, gdzie isniej moliwoci ich zarudnienia. W warunkach Polski, jeli chodzi o bezrobocie frykcyjne, najisoniejszy wydaje si problem z zarudnieniem absolwenów szkół zasadniczych zawodowych i rednich. Tradycyjnie w miesicu czerwcu i lipcu zgłaszaj si oni w Urzdach Zarudnienia. Jedynie cz z nich orzymuje ofery pracy. Pozosali, z uwagi na posiadane kwalifikacje niekorespondujce z porzebami rynku, saj si bezrobonymi długookresowymi. W ej syuacji naleałoby sklasyfikowa ich w grupie bezrobocia srukuralnego. Bardzo isone w naszych warunkach jes bezrobocie zwane klasycznym. Jes o yp bezrobocia wynikajcy z usalenia minimalnego poziomu płac ponad płac równowac popy pracy z jej poda. W rezulacie powsaje rónica pomidzy poda i popyem zgłaszanym przez rynek. Rónica a zwana jes bezrobociem przymusowym. Mimo, i płaca minimalna wydaje nam si niska, o dla przedsibiorcy jes ona znacznie wysza z uwagi na koszy jakie musi on ponie z yułu odprowadzania midzy innymi bardzo wysokich składek ubezpieczeniowych. O fakcie, i popy na prac przy niszych płacach 3

4 (czyaj: wyszych płacach ale niszych składkach ubezpieczeniowych i podakach byłby wyszy wiadczy szary rynek pracy, a fakycznie jego rozmiar. Ocenia si, e w obecnych warunkach wiele osób zarudnionych jes bez zawarcia jakiejkolwiek oficjalnej umowy. Bardzo czso zawiera si jedynie umowy-zlecenia na wykonanie okrelonej pracy, mimo i pracownik wykonuje obowizki charakerysyczne dla zarudnionych na sałe. Jes o meoda obnienia koszów miejsca pracy. Obok wyrónionych powyej przyczyn a ym samym ypów bezrobocia, wyodrbni winnimy przyczyny specyficzne dla okresu ransformacji. Za sosunkowo wan przyczyn naley uzna ujawnienie si zw. ukryego bezrobocia. Mówic ukrye bezrobocie mamy na myli zarudnienie zbdne, nadmierne, kóre charakeryzowało gospodark cenralnie serowan a wic ograniczon przez wielko zasobów. To włanie w ramach ej gospodarki, zdaniem J Kornai a, kierownicwo przedsibiorsw, celem uniknicia przesojów i zrealizowania planu produkcyjnego gromadziło nakłady ponad porzeb. Miecił si w ym oczywicie czynnik pracy. Urynkowienie gospodarki a ym samym podporzdkowanie decyzji porzebom rynku spowodowało uwalnianie si podmioów gospodarczych od nadmiernie zgromadzonych czynników produkcji. Efekem ego było ujawnienie wspomnianego bezrobocia ukryego a wic zarudnienia zbdnego. Wielko powsałego ak bezrobocia jes rudna do zidenyfikowania. Jeli jednak uznamy, i proces uwalniania si z zarudnienia zbdnego nie ujawniał akywnoci gospodarczej przedsibiorsw i nie miał zwizków z akywnoci, wówczas moemy uzna, i szczególne nasilenie powsawania ego ypu bezrobocia miało miejsce w 990 i 99 roku. Wynika o z faku, i narasajce wówczas bezrobocie nie wykazywało adnych zmian sezonowych. Naomias produkcja przez cały okres ransformacji - zarówno w fazie recesji jak i oywienia - charakeryzowała si ego rodzaju efekami. Wyrane efeky sezonowe w bezrobociu pojawiły si w 992 roku. Jednak mniej wyrane zmiany ego ypu mona ju dosrzec w 99 roku. Fak en umoliwia, jak naley sdzi, przeprowadzenie próby okrelenia zwizków pomidzy bezrobociem a akywnoci gospodarcz kraju ju dla la Załoenia do modelu bezrobocia Na wspie uznajmy, e rozparywana gospodarka w kolejnych laach charakeryzuje si: o jednakowo wielkim napływem i odpływem siły roboczej na rynku pracy, 2 o usabilizowanym na jednakowym poziomie produkem krajowym bruo (PKB, 3 o sabilnym poziomem cen, płac, podaków, ceł, sopy procenowej (brakiem inflacji i równowag na rynku owarowo-pieninym, 4 o usabilizowanym budeem paswa (bez deficyu, 5 o usabilizowanym poziomem eksporu i imporu, 6 o usabilizowanym poziomem echnologii produkcji. Jeli uznamy, i poziom płacy minimalnej jes wyszy od poziomu płacy równowacej popy pracy z jej poda, o poziom zarudnienia a ym samym poziom bezrobocia usabilizuj si osigajc wielkoci równowagi wynoszce odpowiednio L e i BO e. Powsałe w en sposób bezrobocie w kaegoriach klasycznych nazwiemy bezrobociem przymusowym. Jeli obecnie załoymy, e z jakiego powodu ( na przykład z yułu zmiany wielkoci zasiłku rodzinnego ulegn zmianie warunki poday pracy, wówczas naley liczy si, i funkcja eje poday zmierza zacznie do nowego połoenia. Z drugiej srony zmiana zasiłków rodzinnych w warunkach braku deficyu budeowego, usabilizowanego 4

5 poziomu PKB przy braku inflacji wymaga bdzie zmiany kórego z innych warunków, na przykład zmiany podaków. To z kolei prowadzi bdzie do zmiany koszów miejsca pracy a ym samym funkcja popyu na prac zacznie zmierza do nowego połoenia. Aby PKB pozosał niezmieniony płaca minimalna musi dososowywa si do zmian popyu i poday pracy. W rezulacie poziom bezrobocia ulegał bdzie zmianie ak długo, jak długo funkcje popyu i poday pracy oraz płaca minimalna nie osign osaecznego połoenia. Uznajmy, e do nowego poziomu bezrobocia zmierza bdzie ono zgodnie z reguł modelu dynamicznego o posaci: ( BO = A + abo gdzie: 0< a <, =,2,...,n - numer okresów. Oznacza o, i przy innych niezmienionych warunkach bezrobocie usabilizuje si na naspujcym poziomie: (2 A BO e = a W prakyce musimy uzna cigł zmian akywnoci gospodarczej paswa mierzon wielkoci Produku Krajowego Bruo. Zmiana a zwizana bdzie ze zmian zarudnienia a ym samym wpływa bdzie na wielko bezrobocia. Przyczyny zmian akywnoci gospodarczej mog by róne. Na przykład wzros płacy minimalnej, przy innych niezmienionych warunkach, prowadzi bdzie do spadku zarudnienia i w rezulacie do spadku produku krajowego bruo (PKB. Oznacza o, i wzrasa bdzie bezrobocie przymusowe. Z kolei w przypadku wzrosu sopy procenowej, naspi z jednej srony zmniejszenie skłonnoci do inwesowania z drugiej srony wzros skłonnoci do oszczdzania przy jednoczesnym spadku skłonnoci konsumpcji. Mona si wic liczy ze spadkiem popyu globalnego i w rezulacie ze spadkiem produku krajowego bruo. To oczywicie prowadzi bdzie do spadku zarudnienia i w konsekwencji do wzrosu bezrobocia. Moemy wic powiedzie, e niezalenie od przyczyn zmiana PKB prowadzi bdzie do zmiany bezrobocia. Pozwala o przedsawi model ( w zmienionej wersji uwzgldniajcej zmian akywnoci gospodarczej kraju: (3 BO = A + abo - - bpkb, gdzie krókookresowy ( w ym wypadku naychmiasowy efek zmian bezrobocia z yułu zmiany produkcji okrelimy naspujco: BO (4 = b0 PKB. Oczywicie kazda zmiana wielkoci produkcji prowadzi bdzie do zmiany poziomu równowagi bezrobocia w myl reguły: dboe b (5 = 0. dpkb a Jes o ak zwany efek długookresowy. 5

6 Urzymanie załoenia o jednakowo wielkim i równomiernym napływie siły roboczej w prakyce jes zby daleko idcym uproszczeniem szczególnie wedy gdy w badaniach opieramy si na danych miesicznych lub kwaralnych. Jeli chodzi o odpływ siły roboczej, zn. przechodzenie midzy innymi na emeryury, załoenie o wydaje si moliwe do urzymania z dokładnoci do składnika losowego. Napływ jednak, szczególnie absolwenów zasilajcych zasób siły roboczej, uzna musimy za mało przypadkowy i nierównomierny w cigu roku kalendarzowego. Zwizane jes o z jednakowym erminem koczenia nauki w szkołach. W rezulacie w miesicach lenich gwałownie zwiksza si wielko sily roboczej. Jedynie cz absolwenów decyduje si na konynuowanie dalszej nauki. Poniewa gospodarka nie jes w sanie w sposób naychmiasowy zaabsorbowa ej nadzwyczajnej nadwyki, pojawia si sezonowy efek zwikszonego bezrobocia. Bezrobocie wywołane przyczyn w miar upływu czasu, midzy innymi w zwizku z uwalnianiem miejsc pracy przez emeryów jak i na skuek zmian akywnoci gospodarczej kraju raci swój sezonowy wymiar. Obserwowane przejawy sezonowoci w innych okresach przypisa naleałoby sezonowo zmieniajcej si koniunkurze gospodarczej. W rezulacie model (3 moemy zmodyfikowa uwzgldniajc w nim nadzwyczajne efeky sezonowe z yułu wejcia na rynek pracy absolwenów z kolejnych la. Najprossza wersja ego modelu ma posa: (6 BO = A + abo bpkb + cixi, gdzie: i - rocznik absolwenów, x i jes zmienn zero-jedynkow przyjmujco waro zero w kolejnych okresach obserwacji ( do momenu pojawienia si na rynku i-ego rocznika absolwenów oraz waro jeden w naspnych okresach obserwacji. Oznacza o, i paramer c i jes miar naychmiasowego wpływu pojawienia si i- ego rocznika absolwenów na wielko bezrobocia w okresie i. Pojawienie si nowego rocznika absolwenów wywołuje jednoczenie wpływ na poziom bezrobocia w sanie równowagi. Poziom en osaecznie zmieni si o wielko c i /(-a przy załoeniu niezmiennoci produku krajowego bruo. Zauwamy, e jeli paramer c i dla kolejnych roczników (i bdzie ulegał spadkowi, wiadczy o bdzie o zwikszaniu zdolnoci gospodarki kraju do absorbowania bezrobocia. T i= 3. Wyniki oszacowa dynamicznego modelu bezrobocia Model (6 sanowił punk wyjcia przy okrelaniu zwizków akywnoci gospodarczej kraju z wielkoci bezrobocia. W rakcie weryfikacji empirycznej, przy kórej wykorzysano miesiczne szeregi czasowe z okresu od sycznia 99 roku do maja 995 roku, dokonano kilku modyfikacji modelu wyjciowego. Po pierwsze, ze wzgldu na rudnoci z okreleniem miesicznej wielkoci produku krajowego bruo (PKB, jako zmienn zaspcz wprowadzono produkcj sprzedan przemysłu (YS w wyraeniu procenowym (przecina miesiczna 992 r.=00. Decydujc si na en krok uznano, i produkcja sprzedana przemysłu jes sosunkowo dobrym sympomem akywnoci gospodarczej z uwagi na zwizki przemysłu z innymi dziedzinami ycia gospodarczego kraju. Ponado w sekorze przedsibiorsw o włanie przemysł zarudnia najwiksz liczb pracowników i jednoczenie skupiona jes na nim 6

7 dua uwaga rzdu. Uznano wic, e ogniskuje on na sobie wikszo pozyywnych i negaywnych zjawisk zachodzacych w yciu gospodarczym kraju. Modyfikacja druga polegała na uwzgldnieniu przesuni czasowych w zwizkach pomidzy produkcj sprzedan a wielkoci bezrobocia. Bezporednio wynikało o z faku, i posługiwano si danymi miesicznymi. Naleało wic sprawdzi hipoez w myl kórej, zmiana zarudnienia w danym miesicu prowadzi do efeku produkcyjnego w ym jak i naspnym miesicu. W rezulacie spadek bezrobocia w danym miesicu mógł by wyrazem wzrosu produkcji w danym i (lub przyszłym miesicu; i odwronie wzros bezrobocia mógł by wyrazem spadku produkcji w danym i (lub przyszłym miesicu. Ponado rozwaano jednoczenie wersj liniow oraz mulyplikaywn badanego zwizku. Bardziej zadawalajce okazało si rozwiazanie nieliniowe. W rezulacie w fazie kocowej bada uwag skoncenrowano na modelu o naspujcej posaci: a c x + c x 2 + c 3 x 3 + c 4 x 4 +ξ (7 BO = A BO YS YS e 0 b 0 gdzie: =,2,3,...,53 dla okresu od sycznia 99r. maja 995r. W rakcie analizy modelu (7 swierdzono, i w kadym z analizowanych la impuls sezonowy zmiany bezrobocia wynikajcy z pojawienia si nowego rocznika absolwenów ujawnia si w miesicu czerwcu nie zanikajc w naspnych okresach. W rezulacie zmienne x i ( gdzie i=,2,3,4 dla kolejnych la 99,..., 994 przyjmujc waroci równe jeden dopiero od miesica czerwca, w kórym pojawia si dany rocznik absolwenów. Do ego momenu zmienne e s równe zeru. Oznacza o, e: b + 0 dla =,2,...,5 x =, dla = 6,7,...,53 0 dla =,2,...,29 x 3 =, dla = 30,3,...,53 0 dla =,2,...,7 x 2 =, dla = 8,9,...,53 0 dla =,2,...,4 x 4 =. dla = 42,43,...,53 Model (7 po uprzednim obusronnym zlogarymowaniu oszacowano we wspnej fazie meod najmniejszych kwadraów. Wyniki oszcowa przedsawiaj si naspujco: (8 ln BO 2,4 + 0,80 ln BO 0,7 ln YS 0,088 ln YS + = + (,48 (37,75 (3,8 (2,73 + 0,068 x + 0,037 x ˆ 2 + 0,033 x3 + 0,06 x4 + ξ (5,74 (5,36 (5,72 (2,34 R 2 = 0,998 ; DW =,466 ; h =,9497 [0,05] ; σˆ ξ = ±0, 06 Z uwagi na fak, i analizowany model jes dynamicznym ocena auokorelacji pierwszego rzdu dokonana zosała na podsawie saysyki h Durbina. Weryfikujc Hipoez zerow H 0 : ρ = 0 wobec hipoezy alernaywnej H : ρ 0 z moliwoci popełnienia błdu w 5 przypadkach na 00 winnimy przychyli si w kierunku hipoezy zakładajcej dodani auokorelacj składników losowych. Naley doda, i wersja liniowa charakeryzowała si nieco gorszymi wynikami biorc pod uwag midzy innymi o kryerium weryfikacji. W rezulacie pozosajc przy rozparywanych zmiennych i zaproponowanej posaci analiycznej, oszacowano rozparywany model za pomoc meody 7

8 Cochrane a-orcua przy wykorzysaniu auokorelacji resz pierwszego rzdu. Zbieno oszacowa osignia zosała przy rzeciej ieracji. Wyniki oszacowa przedsawiaj si naspujco: (9 ln BO 2,4 + 0,82 ln BO 0,24 ln YS 0,097 ln YS + = + (9,9 (3,78 (3,83 (3,5 + 0,064 x + 0,036 x ˆ 2 + 0,032 x3 + 0,09 x4 + ξ (4,97 (4,9 (4,5 (2,38 R 2 = 0,998 ; DW =,96 ; σˆ ξ = ±0, 06 Nie rudno jes zauway, e oszacowania modelu (9 w porównaniu z modelem (8 uległy jedynie nieznacznym zmianom. Współczynnik deerminacji wskazuje, e zmienno eoreyczna zlinearyzowanej posaci modelu sanowi 99,8% zmiennoci empirycznej ej posaci. Z kolei odchylenie sandardowe pozwala nam swierdzi, i przybliona rednia waro udziału resz w warociach eoreycznych zdelogarymowanej posaci modelu sanowi około,6 %. Mimo, i model jes dynamiczny, waro saysyki Durbina- Wasona bliska wielkoci równej dwa, wskazuje na due prawdopodobieswo usunicia skuków auokorelacji w wyniku zasosowanej procedury esymacyjnej. Pozwala o z wikszym zaufaniem odnie si do ocen paramerów i obliczonych waroci saysyk - Sudena umieszczonych w nawiasach pod ocenami. Z uwagi na wielko obliczonych saysyk moemy uzna, i paramery rozparywanego modelu w sensie saysycznym isonie róni si od zera. Tym samym ze sosunkowo duym zaufaniem rozway moemy badane za pomoc modelu relacje midzy zmiennymi. 4. Króko i długookresowa analiza orzymanych wyników Analiz rozpocznijmy od zbadania wpływu pojawienia si i-ego rocznika absolwenów na wielko bezrobocia. W ym celu dokonajmy segmenacji rocznikowej zaakcepowanej pod wzgldem saysycznym wersji modelu bezrobocia. Uwzgldniajc właciwoci zmiennych zero-jedynkowych x i dla kolejnych okresów w kórych pojawiaj si nowe roczniki absolwenów orzymujemy naspujace wyraenia: (0.0 lnbo (0 = lna (i=0 dla =,2...,5, (0. lnbo ( = lna + 0,064 (i= dla =6,7,...,7, (0.2 lnbo (2 = lna + 0, ,036 (i=2 dla =8,9,...,29, (0.3 lnbo (3 = lna + 0, ,036 +0,032 (i=3 dla =30,3,...,4, (0.4 lnbo (4 = lna + 0, ,036 +0, ,09 (i=4 dla =42,43,...,53, gdzie: ( ln A = 2,4+ 0,82 ln BO 0,24 ln YS 0,097 ln YS+. 8

9 Z powyszych relacji wynika, i (2. (2.2 (2.3 (2.4 BO BO( BO (0 ln BO = ln BO ( ln BO(0 = = 0,064, BO (0 BO(0 BO BO(2 BO 2 ( ln BO 2 = ln BO (2 ln BO( = = 0,036, BO( BO ( BO BO(3 BO 3 (2 ln BO 3 = ln BO(3 ln BO (2 = = 0,032, BO (2 BO(2 BO BO(4 BO 4 (3 ln BO4 = ln BO(4 ln BO(3 = = 0,09, BO(3 BO(3 Na podsawie (2. powiemy, i w warunkach niezmiennoci produkcji sprzedanej (zn. YS =cons. pojawienie si na rynku pracy absolwenów szkół rednich i zasadniczych zawodowych w miesicu czerwcu 99 roku spowodowało naychmiasowy przybliony wzros bezrobocia o około 6,4 %. Przy wikszej precyzji oblicze wykaza moemy, i przyros en wyniesie [(exp0,064-]00=6,6% bez uwzgldnienia poprawki wynikajcej z błdu szacunku. Gdyby, produkcja sprzedana nie uległa zmianie prowadziłoby o w długim okresie do wzrosu bezrobocia o około [0,064/(-0,82]00=34,04% (przy wikszej precyzji oblicze - o około 40,55%. Z kolei na podsawie (2.2 powiemy, e spowodowany podobnymi przyczynami przybliony efek kókookresowy w 992 roku wyniósł 3,6% prowadzc do długookresowego wzrosu bezrobocia rzdu 9,5%. W naspnym roku efeky e zmniejszyły si odpowiednio do poziomów 3,2% oraz 7,02%. W osanim badanym roku wyniosły one ju odpowiednio,9% i 0,%. Fak, i efeky e malej dla kolejnych la wskazuje na zwikszanie si zdolnoci gospodarki do absorbowania bezrobocia. Zasanówmy si obecnie nad zmianami bezrobocia wynikajcymi z przyczyn koninkuralnych. Przy czym wnioski nasze opiera bdziemy na sympomie produku krajowego bruo, o znaczy na produkcji sprzedanej przemysłu. Z modelu (9 wynika, e wzros produkcji sprzedanej w okresie o %, przy niezmiennoci innych warunków, prowadzi bdzie do spadku bezrobocia w ym samym okresie o około 0,24%. Mówic niezmienno innych warunków mamy na myli midzy innymi syuacj w kórej produk sprzedany w okresie + pozosanie na poziomie produku z okresu. Przybliony długookresowy efek wspomnianej zmiany wyniesie 0,66%. Gdyby naomias produkcja sprzedana przemysłu w okresie + w sosunku do produkcji sprzedanej z okresu miała wzrosn o % wywołałoby o spadek bezrobocia ju w okresie o około 0,097%, co prowadziłoby do długookresowego spadku ego bezrobocia o około 0,52%. Zasanówmy si obecnie jakich zmian mona si spodziewa w zakresie spadku bezrobocia z przyczyn koniunkuralnych, jeli produkcja sprzedana zmienia si bdzie w empie z osanich dwu i pół la. W ym celu oszacowany zosał wykładniczy model endencji rozwojowej po uprzednim wyeliminowaniu z wielkoci obserwowalnych produkcji sprzedanej efeków sezonowych. Wyniki oszacowa zlinearyzowanej posaci modelu przedsawiaj si naspujco: 9

10 (3 ln OYS = 4,7 + 0, ξˆ, (05,4 (5,93 R 2 =0,904 ; DW=2,72 ; σˆ ξ = ±0, 0277, gdzie zmienna OYS reprezenuje waroci empiryczne produkcji sprzedanej przemysłu oczyszczone z efeków sezonowych w okresie od sycznia 993r do maja 995 roku. Pod wzgldem saysycznym model ocenimy jako poprawny. Na jego podsawie okreli moemy przecin miesiczn dynamik zmian produkcji sprzedanej w analizowanym okresie. Poniewa [(exp0,00979-]00=0,984%, powiemy e przeciny miesiczny przyros produkcji sprzedanej wynosił 0,984%. Prowadzi o do przecinej rocznej dynamiki ej produkcji równej [(+0, ]00=2,47%. Z drugiej srony model (7, absrahujc od efeków sezonowych z yułu pojawienia si na rynku pracy absolwenów szkół rednich oraz składnika losowego, przedsawi moemy w naspujcej równowanej dla niego posaci: 0 b 0 ( b ( + (4 BO = A BO YS YS, a 0 gdzie BO 0 jes waroci inicjujc (bazow bezrobocia dla okresu. Poniewa zakładamy sałe miesiczne empo wzrosu produkcji sprzedanej wynoszce r00=0,984%, wic model (4 zapisa moemy naspujco: 0 b0( (5 BO a = A BO YS [YS ( + r], lub w innej nieco formie: a 0 b a ( (b b a b( a 0 + ( a 0 0 (6 BO = A BO YS ( + r. Osaecznie orzymujemy: (b 2b a (b0+ b( 0 + ( a 0 0 0( (7 BO = A BO YS ( + r. gdzie YS 0( jes waroci bazow produkcji sprzedanej dla okresu co oznacza, e (8 Y = Y 0( (+r. Zauwamy, e paramer: b0 + 2b (9 E( BO / YS = ( a a pozwala okreli miesiczne empo zmian bezrobocia z yułu sałego empa wzrosu produkcji sprzedanej. Waro a zmierza do wielkoci (b 0 +2b/(-a, gdy zmierza do nieskoczonoci. 0

11 Moemy wykaza, e dla =30 ( czerwiec 993 E (BO/YS30 = -,688, dla =42 ( czerwiec 994 E (BO/YS42 = -,69, dla =54 ( czerwiec 995 E (BO/YS54 = -,69. Tempo spadku bezrobocia spowodowane urzymaniem si wzrosu produkcji sprzedanej przemysłu na poziomie 0,984 % miesicznie w kolejnych laach miesica czerwca oceni moemy na naspujcym poziomie:,688 V= 30 = [( + 0,00984 ]00 =,639%,69 V= 42 = [( + 0,00984 ]00 =,642%,69 V= 54 = [( + 0,00984 ]00 =,642% Oznacza o, e roczne empo spadku bezrobocia wywołane omawian przyczyn obliczone według naspujcej formuły V=[(+0, E(BO/YS - ]00% w przyblieniu wynosi 8%. Aby wic zlikwidowa długookresowe skuki wzrosu bezrobocia wynikajce z pojawienia absolwenów na rynku, kóre były szczególnie silne w laach , obserwowana w dwu osanich laach dynamika wzrosu produkcji powinna si urzyma przez dłuszy okres. LITERATURA [] Begg D.,Fischer S.,Dornbusch R.: Ekonomia.2, PWE, Warszawa 992 [2] Bezrobocie w Polsce I-III kwarał 994, GUS, Warszawa [3] Biuleyny Saysyczne z la , GUS, Warszawa [4] McKenzie R.B., Kamersschen B, Nardinelli Z.: Ekonomia, Fundacja Gospodarcza Solidarno, Gdask 99 [5] Samuelson P.A., Nordhaus S.: Ekonomia., PWE, Warszawa 995 [6] Sewar M.B., Wallis K.F.: Inroducory Economerics,Basil Blackwel Oxford,98 [7] Srzała K.: Ekonomeria inaczej, Wydawnicwo UG, Gdask 994 [8] Tu P.N.V.: Dynamical sysems, Springer-Verlag, Berlin -Heidelberg 992

Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska

Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska Jerzy Czesław Ossowski Kaedra konomii i Zarzdzania Przedsibiorswem Wydział Zarzdzania i konomii Poliechnika Gdaska V Seminarium Naukowe Kaedry konomii i Zarzdzania Przedsibiorswem Poliechniki Gdaskiej

Bardziej szczegółowo

Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska

Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska A.02.2 Jerzy Czesław Ossowski Kaedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorswem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Poliechnika Gdaska Marcin Judycki Dresdner Kleinwor Wassersein - London VII Seminarium Naukowe Kaedry

Bardziej szczegółowo

Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska

Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska A.07.3 Jerzy Czesław Ossowski Kaedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorswem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Poliechnika Gdaska XII Seminarium Naukowe Kaedry Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorswem Poliechniki

Bardziej szczegółowo

ESTYMACJA KRZYWEJ DOCHODOWOŚCI STÓP PROCENTOWYCH DLA POLSKI

ESTYMACJA KRZYWEJ DOCHODOWOŚCI STÓP PROCENTOWYCH DLA POLSKI METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XIII/3, 202, sr. 253 26 ESTYMACJA KRZYWEJ DOCHODOWOŚCI STÓP PROCENTOWYCH DLA POLSKI Adam Waszkowski Kaedra Ekonomiki Rolnicwa i Międzynarodowych Sosunków

Bardziej szczegółowo

Analiza rynku projekt

Analiza rynku projekt Analiza rynku projek A. Układ projeku 1. Srona yułowa Tema Auor 2. Spis reści 3. Treść projeku 1 B. Treść projeku 1. Wsęp Po co? Na co? Dlaczego? Dlaczego robię badania? Jakimi meodami? Dla Kogo o jes

Bardziej szczegółowo

Zerowe stopy procentowe nie muszą być dobrą odpowiedzią na kryzys Andrzej Rzońca NBP, SGH, FOR

Zerowe stopy procentowe nie muszą być dobrą odpowiedzią na kryzys Andrzej Rzońca NBP, SGH, FOR Zerowe sopy procenowe nie muszą być dobrą odpowiedzią na kryzys Andrzej Rzońca NBP, SGH, FOR 111 seminarium BRE-CASE Warszaw awa, 25 lisopada 21 Plan Wprowadzenie Hipoezy I, II, III i IV Próba (zgrubnej)

Bardziej szczegółowo

ROZDZIAŁ 10 WPŁYW DYSKRECJONALNYCH INSTRUMENTÓW POLITYKI FISKALNEJ NA ZMIANY AKTYWNOŚCI GOSPODARCZEJ

ROZDZIAŁ 10 WPŁYW DYSKRECJONALNYCH INSTRUMENTÓW POLITYKI FISKALNEJ NA ZMIANY AKTYWNOŚCI GOSPODARCZEJ Ryszard Barczyk ROZDZIAŁ 10 WPŁYW DYSKRECJONALNYCH INSTRUMENTÓW POLITYKI FISKALNEJ NA ZMIANY AKTYWNOŚCI GOSPODARCZEJ 1. Wsęp Organy pańswa realizując cele poliyki sabilizacji koniunkury gospodarczej sosują

Bardziej szczegółowo

SYMULACYJNA ANALIZA PRODUKCJI ENERGII ELEKTRYCZNEJ I CIEPŁA Z ODNAWIALNYCH NOŚNIKÓW W POLSCE

SYMULACYJNA ANALIZA PRODUKCJI ENERGII ELEKTRYCZNEJ I CIEPŁA Z ODNAWIALNYCH NOŚNIKÓW W POLSCE SYMULACYJNA ANALIZA PRODUKCJI ENERGII ELEKTRYCZNEJ I CIEPŁA Z ODNAWIALNYCH NOŚNIKÓW W POLSCE Janusz Sowiński, Rober Tomaszewski, Arur Wacharczyk Insyu Elekroenergeyki Poliechnika Częsochowska Aky prawne

Bardziej szczegółowo

Determinanty oszczêdzania w Polsce P r a c a z b i o r o w a p o d r e d a k c j ¹ B a r b a r y L i b e r d y

Determinanty oszczêdzania w Polsce P r a c a z b i o r o w a p o d r e d a k c j ¹ B a r b a r y L i b e r d y Deerminany oszczêdzania w Polsce P r a c a z b i o r o w a p o d r e d a k c j ¹ B a r b a r y L i b e r d y W a r s z a w a, 1 9 9 9 nr 28 Prezenowane w serii Rapory CASE sanowiska meryoryczne wyra aj¹

Bardziej szczegółowo

Struktura sektorowa finansowania wydatków na B+R w krajach strefy euro

Struktura sektorowa finansowania wydatków na B+R w krajach strefy euro Rozdział i. Srukura sekorowa finansowania wydaków na B+R w krajach srefy euro Rober W. Włodarczyk 1 Sreszczenie W arykule podjęo próbę oceny srukury sekorowej (sekor przedsiębiorsw, sekor rządowy, sekor

Bardziej szczegółowo

ZAŁOŻENIA NEOKLASYCZNEJ TEORII WZROSTU EKOLOGICZNIE UWARUNKOWANEGO W MODELOWANIU ZRÓWNOWAŻONEGO ROZWOJU REGIONU. Henryk J. Wnorowski, Dorota Perło

ZAŁOŻENIA NEOKLASYCZNEJ TEORII WZROSTU EKOLOGICZNIE UWARUNKOWANEGO W MODELOWANIU ZRÓWNOWAŻONEGO ROZWOJU REGIONU. Henryk J. Wnorowski, Dorota Perło 0-0-0 ZAŁOŻENIA NEOKLASYCZNEJ TEORII WZROSTU EKOLOGICZNIE UWARUNKOWANEGO W MODELOWANIU ZRÓWNOWAŻONEGO ROZWOJU REGIONU Henryk J. Wnorowski, Doroa Perło Plan wysąpienia Cel referau. Kluczowe założenia neoklasycznej

Bardziej szczegółowo

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE DYNAMICZNE MODEE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Joanna Małgorzaa andmesser Szkoła Główna

Bardziej szczegółowo

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE IX Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 6 8 września 005 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Pior Fiszeder Uniwersye Mikołaja Kopernika

Bardziej szczegółowo

ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA EXCEL AUTOR: MARTYNA KUPCZYK ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA EXCEL AUTOR: MARTYNA KUPCZYK

ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA EXCEL AUTOR: MARTYNA KUPCZYK ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA EXCEL AUTOR: MARTYNA KUPCZYK 1 ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA 2 POBRAĆ Z INTERNETU Plaforma WSL on-line Nazwisko prowadzącego Maryna Kupczyk Folder z nazwą przedmiou - Analiza, prognozowanie i symulacja Plik o nazwie Baza do ćwiczeń

Bardziej szczegółowo

Amortyzacja rodków trwałych

Amortyzacja rodków trwałych Amortyzacja rodków trwałych Wydawnictwo Podatkowe GOFIN http://www.gofin.pl/podp.php/190/665/ Dodatek do Zeszytów Metodycznych Rachunkowoci z dnia 2003-07-20 Nr 7 Nr kolejny 110 Warto pocztkow rodków trwałych

Bardziej szczegółowo

Argumenty na poparcie idei wydzielenia OSD w formie tzw. małego OSD bez majtku.

Argumenty na poparcie idei wydzielenia OSD w formie tzw. małego OSD bez majtku. Warszawa, dnia 22 03 2007 Zrzeszenie Zwizków Zawodowych Energetyków Dotyczy: Informacja prawna dotyczca kwestii wydzielenia Operatora Systemu Dystrybucyjnego w energetyce Argumenty na poparcie idei wydzielenia

Bardziej szczegółowo

Nadwyka operacyjna w jednostkach samorzdu terytorialnego w latach 2003-2005

Nadwyka operacyjna w jednostkach samorzdu terytorialnego w latach 2003-2005 Nadwyka operacyjna w jednostkach samorzdu terytorialnego w latach 2003-2005 Warszawa, maj 2006 Spis treci Wprowadzenie...3 Cz I Zbiorcze wykonanie budetów jednostek samorzdu terytorialnego...7 1. Cz operacyjna...7

Bardziej szczegółowo

Wykład 3 POLITYKA PIENIĘŻNA POLITYKA FISKALNA

Wykład 3 POLITYKA PIENIĘŻNA POLITYKA FISKALNA Makroekonomia II Wykład 3 POLITKA PIENIĘŻNA POLITKA FISKALNA PLAN POLITKA PIENIĘŻNA. Podaż pieniądza. Sysem rezerwy ułamkowej i podaż pieniądza.2 Insrumeny poliyki pieniężnej 2. Popy na pieniądz 3. Prowadzenie

Bardziej szczegółowo

Stała potencjalnego wzrostu w rachunku kapitału ludzkiego

Stała potencjalnego wzrostu w rachunku kapitału ludzkiego 252 Dr Wojciech Kozioł Kaedra Rachunkowości Uniwersye Ekonomiczny w Krakowie Sała poencjalnego wzrosu w rachunku kapiału ludzkiego WSTĘP Prowadzone do ej pory badania naukowe wskazują, że poencjał kapiału

Bardziej szczegółowo

ANALIZA CEN TRANSAKCYJNYCH MIESZKA NA RYNKACH PIERWOTNYM I WTÓRNYM W WYBRANYCH MIASTACH POLSKI W LATACH 2007 2012

ANALIZA CEN TRANSAKCYJNYCH MIESZKA NA RYNKACH PIERWOTNYM I WTÓRNYM W WYBRANYCH MIASTACH POLSKI W LATACH 2007 2012 STUDIA I PRACE WYDZIAU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZDZANIA NR 31 Józef Hozer Uniwersye Szczeciski Anna Gdakowicz Uniwersye Szczeciski ANALIZA CEN TRANSAKCYJNYCH MIESZKA NA RYNKACH PIERWOTNYM I WTÓRNYM W WYBRANYCH

Bardziej szczegółowo

WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE

WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE Wnioskowanie saysyczne w ekonomerycznej analizie procesu produkcyjnego / WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE W EKONOMETRYCZNEJ ANAIZIE PROCESU PRODUKCYJNEGO Maeriał pomocniczy: proszę przejrzeć srony www.cyf-kr.edu.pl/~eomazur/zadl4.hml

Bardziej szczegółowo

Reakcja banków centralnych na kryzys

Reakcja banków centralnych na kryzys Reakcja banków cenralnych na kryzys Andrzej Rzońca Warszawa, 18 lisopada 2011 r. Plan Podsawowa lekcja z kryzysu dla poliyki pieniężnej Jak wyglądała reakcja poliyki pieniężnej na kryzys? Dlaczego reakcja

Bardziej szczegółowo

Nawigator W którym miejscu cyklu jesteśmy?

Nawigator W którym miejscu cyklu jesteśmy? Sreszczenie Nawigaor W kórym miejscu cyklu jeseśmy? W październikowym Nawigaorze prezenujemy prognozy makroekonomiczne na 7 rok zbliżone do ych prezenowanych miesiąc emu. W konekście rewizji przez NBP

Bardziej szczegółowo

Prowadzisz lub będziesz prowadzić działalność gospodarczą? Przeczytaj koniecznie!

Prowadzisz lub będziesz prowadzić działalność gospodarczą? Przeczytaj koniecznie! Prowadzisz lub będziesz prowadzić działalność gospodarczą? Przeczyaj koniecznie! Jeseś osobą prowadzącą pozarolniczą działalność, jeśli: prowadzisz pozarolniczą działalność gospodarczą na podsawie przepisów

Bardziej szczegółowo

Prognoza skutków handlowych przystąpienia do Europejskiej Unii Monetarnej dla Polski przy użyciu uogólnionego modelu grawitacyjnego

Prognoza skutków handlowych przystąpienia do Europejskiej Unii Monetarnej dla Polski przy użyciu uogólnionego modelu grawitacyjnego Bank i Kredy 40 (1), 2009, 69 88 www.bankikredy.nbp.pl www.bankandcredi.nbp.pl Prognoza skuków handlowych przysąpienia do Europejskiej Unii Monearnej dla Polski przy użyciu uogólnionego modelu grawiacyjnego

Bardziej szczegółowo

1. TEORETYCZNE PODSTAWY FUNKCJONOWANIA SYSTEMU MIESZKANIOWEGO ZAGADNIENIA WYBRANE

1. TEORETYCZNE PODSTAWY FUNKCJONOWANIA SYSTEMU MIESZKANIOWEGO ZAGADNIENIA WYBRANE Pior Lis 1 1. TEORETYCZNE PODSTAWY FUNKCJONOWANIA SYSTEMU MIESZKANIOWEGO ZAGADNIENIA WYBRANE 1.1. Wprowadzenie Kryzys finansowy, kóry rozpoczł si w pierwszym półroczu 2007 r. w Sanach Zjednoczonych, a

Bardziej szczegółowo

E k o n o m e t r i a S t r o n a 1. Nieliniowy model ekonometryczny

E k o n o m e t r i a S t r o n a 1. Nieliniowy model ekonometryczny E k o n o m e r i a S r o n a Nieliniowy model ekonomeryczny Jednorównaniowy model ekonomeryczny ma posać = f( X, X,, X k, ε ) gdzie: zmienna objaśniana, X, X,, X k zmienne objaśniające, ε - składnik losowy,

Bardziej szczegółowo

NECMOD. Prezentacja nowego modelu prognostycznego

NECMOD. Prezentacja nowego modelu prognostycznego NECMOD Prezenacja nowego modelu prognosycznego Kaarzyna Budnik, Michał Gresza, Michał Hulej, Marcin Kolasa, Karol Murawski, Michał Ro, Barosz Rybaczyk, Magdalena Tarnicka NBP, Warszawa 30 czerwca 2008

Bardziej szczegółowo

Wojewódzki Urzd Pracy w Gdasku

Wojewódzki Urzd Pracy w Gdasku Wojewódzki Urzd Pracy w Gdasku nformacj opracowano w Zespole Bada, Analiz i nformacji czerwiec 2007 r. Według stanu na 31 maja 2007 r. liczba bezrobotnych zarejestrowanych w powiatowych urzdach pracy województwa

Bardziej szczegółowo

Identyfikacja wahań koniunkturalnych gospodarki polskiej

Identyfikacja wahań koniunkturalnych gospodarki polskiej Rozdział i Idenyfikacja wahań koniunkuralnych gospodarki polskiej dr Rafał Kasperowicz Uniwersye Ekonomiczny w Poznaniu Kaedra Mikroekonomii Sreszczenie Celem niniejszego opracowania jes idenyfikacja wahao

Bardziej szczegółowo

Metody analizy i prognozowania szeregów czasowych

Metody analizy i prognozowania szeregów czasowych Meody analizy i prognozowania szeregów czasowych Wsęp 1. Modele szeregów czasowych 2. Modele ARMA i procedura Boxa-Jenkinsa 3. Modele rendów deerminisycznych i sochasycznych 4. Meody dekompozycji szeregów

Bardziej szczegółowo

Ocena efektywności procedury Congruent Specyfication dla małych prób

Ocena efektywności procedury Congruent Specyfication dla małych prób 243 Zeszyy Naukowe Wyższej Szkoły Bankowej we Wrocławiu Nr 20/2011 Wyższa Szkoła Bankowa w Toruniu Ocena efekywności procedury Congruen Specyficaion dla małych prób Sreszczenie. Procedura specyfikacji

Bardziej szczegółowo

Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska

Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska Jerzy Czesław Ossowsk Kaedra Ekonom Zarzdzana Przedsborswem Wydzał Zarzdzana Ekonom Polechnka Gdaska IX Ogólnoposke Semnarum Naukowe n. Dynamczne modele ekonomeryczne, Kaedra Ekonomer Saysyk, Unwersye

Bardziej szczegółowo

Parytet stóp procentowych a premia za ryzyko na przykładzie kursu EURUSD

Parytet stóp procentowych a premia za ryzyko na przykładzie kursu EURUSD Parye sóp procenowych a premia za ryzyko na przykładzie kursu EURUD Marcin Gajewski Uniwersye Łódzki 4.12.2008 Parye sóp procenowych a premia za ryzyko na przykładzie kursu EURUD Niezabazpieczony UIP)

Bardziej szczegółowo

Transakcje insiderów a ceny akcji spółek notowanych na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie S.A.

Transakcje insiderów a ceny akcji spółek notowanych na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie S.A. Agaa Srzelczyk Transakcje insiderów a ceny akcji spółek noowanych na Giełdzie Papierów Warościowych w Warszawie S.A. Wsęp Inwesorzy oczekują od każdej noowanej na Giełdzie Papierów Warościowych spółki

Bardziej szczegółowo

Wybrane problemy prognozowania

Wybrane problemy prognozowania Wybrane problemy prognozowania nr 114 2014 dealicznych cen żywności Wybrane problemy prognozowania dealicznych cen żywności Wybrane problemy prognozowania dealicznych cen żywności Auorzy: dr inż. Mariusz

Bardziej szczegółowo

Kobiety w przedsiębiorstwach usługowych prognozy nieliniowe

Kobiety w przedsiębiorstwach usługowych prognozy nieliniowe Pior Srożek * Kobiey w przedsiębiorswach usługowych prognozy nieliniowe Wsęp W dzisiejszym świecie procesy społeczno-gospodarcze zachodzą bardzo dynamicznie. W związku z ym bardzo zmienił się sereoypowy

Bardziej szczegółowo

PROGNOZOWANIE. Ćwiczenia 3. mgr Dawid Doliński

PROGNOZOWANIE. Ćwiczenia 3. mgr Dawid Doliński Ćwiczenia 3 mgr Dawid Doliński Modele szeregów czasowych sały poziom rend sezonowość Y Y Y Czas Czas Czas Modele naiwny Modele średniej arymeycznej Model Browna Modele ARMA Model Hola Modele analiyczne

Bardziej szczegółowo

Wpływ wprowadzenia euro na zatrudnienie i bezrobocie w Polsce. pod redakcją Macieja Bukowskiego

Wpływ wprowadzenia euro na zatrudnienie i bezrobocie w Polsce. pod redakcją Macieja Bukowskiego Wpływ wprowadzenia euro na zarudnienie i bezrobocie w Polsce pod redakcją Macieja Bukowskiego Warszawa, czerwiec 2008 Spis reści Spis reści Spis ablic Spis rysunków i v vii Wprowadzenie 1 Część I. Inegracja

Bardziej szczegółowo

Analiza efektywności kosztowej w oparciu o wskaźnik dynamicznego kosztu jednostkowego

Analiza efektywności kosztowej w oparciu o wskaźnik dynamicznego kosztu jednostkowego TRANSFORM ADVICE PROGRAMME Invesmen in Environmenal Infrasrucure in Poland Analiza efekywności koszowej w oparciu o wskaźnik dynamicznego koszu jednoskowego dr Jana Rączkę Warszawa, 13.06.2002 2 Spis reści

Bardziej szczegółowo

Bankructwo państwa: teoria czy praktyka

Bankructwo państwa: teoria czy praktyka Bankrucwo pańswa: eoria czy prakyka Czy da się zapanować nad długiem publicznym? Maciej Biner Lenie Seminarium Ekonomiczne Czeszów 11 września 2011 Plan 1. Wprowadzenie do problemayki długu od srony księgowej.

Bardziej szczegółowo

Rozdzia³ 6. Stopy procentowe a kredyty i depozyty podmiotów sektora niefinansowego

Rozdzia³ 6. Stopy procentowe a kredyty i depozyty podmiotów sektora niefinansowego Deerminany oszczêdzania w Polsce Pawe³ Kaczorowski, Tomasz Tokarski Rozdzia³ 6. Sopy procenowe a kredyy i depozyy podmioów sekora niefinansowego 6.. Wprowadzenie Celem prezenowanego opracowania jes próba

Bardziej szczegółowo

Prognozowanie średniego miesięcznego kursu kupna USD

Prognozowanie średniego miesięcznego kursu kupna USD Prognozowanie średniego miesięcznego kursu kupna USD Kaarzyna Halicka Poliechnika Białosocka, Wydział Zarządzania, Kaedra Informayki Gospodarczej i Logisyki, e-mail: k.halicka@pb.edu.pl Jusyna Godlewska

Bardziej szczegółowo

Planowanie adresacji IP dla przedsibiorstwa.

Planowanie adresacji IP dla przedsibiorstwa. Planowanie adresacji IP dla przedsibiorstwa. Wstp Przy podejciu do planowania adresacji IP moemy spotka si z 2 głównymi przypadkami: planowanie za pomoc adresów sieci prywatnej przypadek, w którym jeeli

Bardziej szczegółowo

SZACOWANIE MODELU RYNKOWEGO CYKLU ŻYCIA PRODUKTU

SZACOWANIE MODELU RYNKOWEGO CYKLU ŻYCIA PRODUKTU B A D A N I A O P E R A C J N E I D E C Z J E Nr 2 2006 Bogusław GUZIK* SZACOWANIE MODELU RNKOWEGO CKLU ŻCIA PRODUKTU Przedsawiono zasadnicze podejścia do saysycznego szacowania modelu rynkowego cyklu

Bardziej szczegółowo

MODEL GOSPODARKI POLSKIEJ ECMOD

MODEL GOSPODARKI POLSKIEJ ECMOD WYDZIAŁ PROJEKCJI MAKROEKONOMICZNYCH DAMS 25 KWIETNIA 2007 R. MODEL GOSPODARKI POLSKIEJ ECMOD WERSJA Z KWIETNIA 2007 R. 1 PODSUMOWANIE ZMIAN WPROWADZONYCH DO MODELU ECMOD OD MAJA 2005 R. DO KWIETNIA 2007

Bardziej szczegółowo

ROZDZIAŁ 9 EMPIRYCZNA ANALIZA WPŁYWU BEZPOŚREDNICH INWESTYCJI ZAGRANICZNYCH NA WZROST GOSPODARCZY W POLSCE W LATACH 1996-2004

ROZDZIAŁ 9 EMPIRYCZNA ANALIZA WPŁYWU BEZPOŚREDNICH INWESTYCJI ZAGRANICZNYCH NA WZROST GOSPODARCZY W POLSCE W LATACH 1996-2004 Agnieszka Szczepkowska-Flis ROZDZIAŁ 9 EMPIRYCZNA ANALIZA WPŁYWU BEZPOŚREDNICH INWESTYCJI ZAGRANICZNYCH NA WZROST GOSPODARCZY W POLSCE W LATACH 1996-2004 1. Wsęp W lieraurze przedmiou dominuje pogląd,

Bardziej szczegółowo

Efekty agregacji czasowej szeregów finansowych a modele klasy Sign RCA

Efekty agregacji czasowej szeregów finansowych a modele klasy Sign RCA Joanna Górka * Efeky agregacji czasowej szeregów finansowych a modele klasy Sign RCA Wsęp Wprowadzenie losowego parameru do modelu auoregresyjnego zwiększa możliwości aplikacyjne ego modelu, gdyż pozwala

Bardziej szczegółowo

EFEKTYWNOŚĆ INWESTYCJI MODERNIZACYJNYCH. dr inż. Robert Stachniewicz

EFEKTYWNOŚĆ INWESTYCJI MODERNIZACYJNYCH. dr inż. Robert Stachniewicz EFEKTYWNOŚĆ INWESTYCJI MODERNIZACYJNYCH dr inż. Rober Sachniewicz METODY OCENY EFEKTYWNOŚCI PROJEKTÓW INWESTYCYJNYCH Jednymi z licznych celów i zadań przedsiębiorswa są: - wzros warości przedsiębiorswa

Bardziej szczegółowo

WYKORZYSTANIE STATISTICA DATA MINER DO PROGNOZOWANIA W KRAJOWYM DEPOZYCIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH

WYKORZYSTANIE STATISTICA DATA MINER DO PROGNOZOWANIA W KRAJOWYM DEPOZYCIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH SaSof Polska, el. 12 428 43 00, 601 41 41 51, info@sasof.pl, www.sasof.pl WYKORZYSTANIE STATISTICA DATA MINER DO PROGNOZOWANIA W KRAJOWYM DEPOZYCIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH Joanna Maych, Krajowy Depozy Papierów

Bardziej szczegółowo

Studia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN 2083-8611 Nr 219 2015

Studia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN 2083-8611 Nr 219 2015 Sudia Ekonomiczne. Zeszyy Naukowe Uniwersyeu Ekonomicznego w Kaowicach ISSN 2083-86 Nr 29 205 Alicja Ganczarek-Gamro Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach Wydział Informayki i Komunikacji Kaedra Demografii

Bardziej szczegółowo

Analiza metod oceny efektywności inwestycji rzeczowych**

Analiza metod oceny efektywności inwestycji rzeczowych** Ekonomia Menedżerska 2009, nr 6, s. 119 128 Marek Łukasz Michalski* Analiza meod oceny efekywności inwesycji rzeczowych** 1. Wsęp Podsawowymi celami przedsiębiorswa w długim okresie jes rozwój i osiąganie

Bardziej szczegółowo

PROGNOZOWANIE. Ćwiczenia 2. mgr Dawid Doliński

PROGNOZOWANIE. Ćwiczenia 2. mgr Dawid Doliński Ćwiczenia 2 mgr Dawid Doliński Modele szeregów czasowych sały poziom rend sezonowość Y Y Y Czas Czas Czas Modele naiwny Modele średniej arymeycznej Model Browna Modele ARMA Model Hola Modele analiyczne

Bardziej szczegółowo

PROGNOZOWANIE ZUŻYCIA CIEPŁEJ I ZIMNEJ WODY W SPÓŁDZIELCZYCH ZASOBACH MIESZKANIOWYCH

PROGNOZOWANIE ZUŻYCIA CIEPŁEJ I ZIMNEJ WODY W SPÓŁDZIELCZYCH ZASOBACH MIESZKANIOWYCH STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 15 Barbara Baóg Iwona Foryś PROGNOZOWANIE ZUŻYCIA CIEPŁEJ I ZIMNEJ WODY W SPÓŁDZIELCZYCH ZASOBACH MIESZKANIOWYCH Wsęp Koszy dosarczenia wody

Bardziej szczegółowo

Stały czy płynny? Model PVEC realnego kursu walutowego dla krajów Europy Środkowo-Wschodniej implikacje dla Polski

Stały czy płynny? Model PVEC realnego kursu walutowego dla krajów Europy Środkowo-Wschodniej implikacje dla Polski Maeriały i Sudia nr 312 Sały czy płynny? Model PVEC realnego kursu waluowego dla krajów Europy Środkowo-Wschodniej implikacje dla Polski Pior Kębłowski Maeriały i Sudia nr 312 Sały czy płynny? Model PVEC

Bardziej szczegółowo

nr 145 Wybrane zastosowania modelowania ekonomicznego w analizie przesłanek konkurencyjnego rozwoju sektora rolno-żywnościowego

nr 145 Wybrane zastosowania modelowania ekonomicznego w analizie przesłanek konkurencyjnego rozwoju sektora rolno-żywnościowego nr 145 2014 Wybrane zasosowania modelowania ekonomicznego w analizie przesłanek konkurencyjnego rozwoju sekora rolno-żywnościowego Szczepan Figiel Mariusz Hamulczuk Włodzimierz Rembisz Wybrane zasosowania

Bardziej szczegółowo

Raport specjalny: Nr 7-8/2010 Finanse publiczne w Polsce potrzeba odważnych działań 9.07.2010

Raport specjalny: Nr 7-8/2010 Finanse publiczne w Polsce potrzeba odważnych działań 9.07.2010 Miesięcznik Makroekonomiczny Banku BPH Rapor specjalny: Nr 7-8/2010 Finanse publiczne w Polsce porzeba odważnych działań 9.07.2010 Prognozy króko i średnioerminowe W lipcowo-sierpniowym wydaniu Nawigaora

Bardziej szczegółowo

DECYZJA. odmawiam uwzgldnienia wniosku. Uzasadnienie

DECYZJA. odmawiam uwzgldnienia wniosku. Uzasadnienie Decyzja Generalnego Inspektora Ochrony Danych Osobowych z dnia 21 marca 2005 r. odmawiajca uwzgldnienia wniosku o zobowizanie Zarzdu Banku, do wykrelenia danych osobowych dotyczcych Skarcego z Bankowego

Bardziej szczegółowo

Mechanizm transmisji polityki pieniężnej-współczesne ramy teoretyczne, nowe wyniki empiryczne dla Polski

Mechanizm transmisji polityki pieniężnej-współczesne ramy teoretyczne, nowe wyniki empiryczne dla Polski Mechanizm ransmisji poliyki pieniężnej-współczesne ramy eoreyczne, nowe wyniki empiryczne dla Polski Ryszard Kokoszczyński, Tomasz Łyziak 2, Małgorzaa Pawłowska 3, Jan Przysupa 4, Ewa Wróbel 5 Wrzesień

Bardziej szczegółowo

METODY STATYSTYCZNE W FINANSACH

METODY STATYSTYCZNE W FINANSACH METODY STATYSTYCZNE W FINANSACH Krzyszof Jajuga Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu, Kaedra Inwesycji Finansowych i Ubezpieczeń Wprowadzenie W osanich kilkunasu laach na świecie obserwuje się dynamiczny

Bardziej szczegółowo

Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 6 R = Ocena wyników zarządzania portfelem. Pomiar wyników zarządzania portfelem. Dr Katarzyna Kuziak

Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 6 R = Ocena wyników zarządzania portfelem. Pomiar wyników zarządzania portfelem. Dr Katarzyna Kuziak Ocena wyników zarządzania porelem Analiza i Zarządzanie Porelem cz. 6 Dr Kaarzyna Kuziak Eapy oceny wyników zarządzania porelem: - (porolio perormance measuremen) - Przypisanie wyników zarządzania porelem

Bardziej szczegółowo

Klasyfikacja modeli. Metoda najmniejszych kwadratów

Klasyfikacja modeli. Metoda najmniejszych kwadratów Konspek ekonomeria: Weryfikacja modelu ekonomerycznego Podręcznik: Ekonomeria i badania operacyjne, red. nauk. Marek Gruszczyński, Maria Podgórska, omasz Kuszewski (ale można czyać dowolny podręcznik do

Bardziej szczegółowo

POWIĄZANIA POMIĘDZY KRÓTKOOKRESOWYMI I DŁUGOOKRESOWYMI STOPAMI PROCENTOWYMI W POLSCE

POWIĄZANIA POMIĘDZY KRÓTKOOKRESOWYMI I DŁUGOOKRESOWYMI STOPAMI PROCENTOWYMI W POLSCE Anea Kłodzińska, Poliechnika Koszalińska, Zakład Ekonomerii POWIĄZANIA POMIĘDZY KRÓTKOOKRESOWYMI I DŁUGOOKRESOWYMI STOPAMI PROCENTOWYMI W POLSCE Sopy procenowe w analizach ekonomicznych Sopy procenowe

Bardziej szczegółowo

PROGNOZOWANIE. Ćwiczenia 2. mgr Dawid Doliński

PROGNOZOWANIE. Ćwiczenia 2. mgr Dawid Doliński Ćwiczenia 2 mgr Dawid Doliński Modele szeregów czasowych sały poziom rend sezonowość Y Y Y Czas Czas Czas Modele naiwny Modele średniej arymeycznej Model Browna Modele ARMA Model Hola Modele analiyczne

Bardziej szczegółowo

Rola naturalnej stopy procentowej w polskiej polityce pieniężnej

Rola naturalnej stopy procentowej w polskiej polityce pieniężnej Rola nauralnej sopy procenowej w polskiej poliyce pieniężnej Michał Brzoza-Brzezina 1 Sreszczenie W poniższym arykule, do oszacowania nauralnej sopy procenowej w Polsce wykorzysane zosały usalenia eoreyczne

Bardziej szczegółowo

Prognozowanie cen surowców rolnych z wykorzystaniem modeli szeregów czasowych

Prognozowanie cen surowców rolnych z wykorzystaniem modeli szeregów czasowych nr 10 2011 Prognozowanie cen surowców rolnych z wykorzysaniem modeli szeregów czasowych Prognozowanie cen surowców rolnych z wykorzysaniem modeli szeregów czasowych Prognozowanie cen surowców rolnych

Bardziej szczegółowo

Wyższa Szkoła Marketingu i Zarządzania w Lesznie

Wyższa Szkoła Marketingu i Zarządzania w Lesznie Wyższa Szkoła Markeingu i Zarządzania w Lesznie MATERIAŁY ROBOCZE NA ZAJĘCIA Z PRZEDMIOTU BIZNES PLAN Opracowali: dr Jacek Kowalewski mgr Kazimierz Linowski Leszno 2008 2 S P I S T R E Ś C I WPROWADZENIE.

Bardziej szczegółowo

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 2007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Anna Krauze Uniwersye Warmińsko-Mazurski

Bardziej szczegółowo

MODELE AUTOREGRESYJNE JAKO INSTRUMENT ZARZĄDZANIA ZAPASAMI NA PRZYKŁADZIE ELEKTROWNI CIEPLNEJ

MODELE AUTOREGRESYJNE JAKO INSTRUMENT ZARZĄDZANIA ZAPASAMI NA PRZYKŁADZIE ELEKTROWNI CIEPLNEJ Agaa MESJASZ-LECH * MODELE AUTOREGRESYJNE JAKO INSTRUMENT ZARZĄDZANIA ZAPASAMI NA PRZYKŁADZIE ELEKTROWNI CIEPLNEJ Sreszczenie W arykule przedsawiono wyniki analizy ekonomerycznej miesięcznych warości w

Bardziej szczegółowo

NAPRAWY POGWARANCYJNE CIĄGNIKÓW ROLNICZYCH JAKO ELEMENT AUTORYZOWANEGO SYSTEMU DYSTRYBUCJI

NAPRAWY POGWARANCYJNE CIĄGNIKÓW ROLNICZYCH JAKO ELEMENT AUTORYZOWANEGO SYSTEMU DYSTRYBUCJI Inżynieria Rolnicza 8(117)/2009 NAPRAWY POGWARANCYJNE CIĄGNIKÓW ROLNICZYCH JAKO ELEMENT AUTORYZOWANEGO SYSTEMU DYSTRYBUCJI Sławomir Juściński, Wiesław Piekarski Kaedra Energeyki i Pojazdów, Uniwersye Przyrodniczy

Bardziej szczegółowo

PROGNOZOWANIE W ZARZĄDZANIU PRZEDSIĘBIORSTWEM

PROGNOZOWANIE W ZARZĄDZANIU PRZEDSIĘBIORSTWEM PROGNOZOWANIE W ZARZĄDZANIU PRZEDSIĘBIORSTWEM prof. dr hab. Paweł Dimann 1 Znaczenie prognoz w zarządzaniu firmą Zarządzanie firmą jes nieusannym procesem podejmowania decyzji, kóry może być zdefiniowany

Bardziej szczegółowo

Ocena wpływu zmian poziomu rezerw walutowych na premię za ryzyko kredytowe Polski wykorzystanie metody roszczeń warunkowych

Ocena wpływu zmian poziomu rezerw walutowych na premię za ryzyko kredytowe Polski wykorzystanie metody roszczeń warunkowych Bank i Kredy 455, 04, 467 490 Ocena wpływu zmian poziomu rezerw waluowych na premię za ryzyko kredyowe Polski wykorzysanie meody roszczeń warunkowych Michał Konopczak* Nadesłany: 5 kwienia 04 r. Zaakcepowany:

Bardziej szczegółowo

U b e zpieczenie w t eo r ii użyteczności i w t eo r ii w yceny a ktywów

U b e zpieczenie w t eo r ii użyteczności i w t eo r ii w yceny a ktywów dr Dariusz Sańko Kaedra Ubezpieczenia Społecznego Szkoła Główna Handlowa dariusz.sanko@gmail.com lisopada 006 r., akualizacja i poprawki: 30 sycznia 008 r. U b e zpieczenie w eo r ii użyeczności i w eo

Bardziej szczegółowo

Wpływ integracji monetarnej na wymianę towarową w warunkach kryzysu gospodarczego

Wpływ integracji monetarnej na wymianę towarową w warunkach kryzysu gospodarczego No. 158 NBP Working Paper Maeriały i Sudia nr 300 www.nbp.pl Wpływ inegracji monearnej na wymianę owarową w warunkach kryzysu gospodarczego Elżbiea Czarny, Paweł Folfas, Kaarzyna Śledziewska, Barosz Wikowski

Bardziej szczegółowo

EFEKT DNIA TYGODNIA NA GIEŁDZIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH W WARSZAWIE WSTĘP

EFEKT DNIA TYGODNIA NA GIEŁDZIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH W WARSZAWIE WSTĘP Joanna Landmesser Kaedra Ekonomerii i Informayki SGGW e-mail: jgwiazda@mors.sggw.waw.pl EFEKT DNIA TYGODNIA NA GIEŁDZIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH W WARSZAWIE Sreszczenie: W pracy zbadano wysępowanie efeku

Bardziej szczegółowo

System zielonych inwestycji (GIS Green Investment Scheme)

System zielonych inwestycji (GIS Green Investment Scheme) PROGRAM PRIORYTETOWY Tyuł programu: Sysem zielonych inwesycji (GIS Green Invesmen Scheme) Część 6) SOWA Energooszczędne oświelenie uliczne. 1. Cel programu Ograniczenie lub uniknięcie emisji dwulenku węgla

Bardziej szczegółowo

MATERIA Y I STUDIA. Zeszyt nr 194. Model gospodarki polskiej ECMOD

MATERIA Y I STUDIA. Zeszyt nr 194. Model gospodarki polskiej ECMOD MATERIA Y I STUDIA Zeszy nr 194 Model gospodarki polskiej ECMOD Taiana Fic, Marcin Kolasa, Adam Ko, Karol Murawski, Micha Rubaszek, Magdalena Tarnicka Warszawa, czerwiec 2005 r. Auorzy sà pracownikami

Bardziej szczegółowo

DLA KOGO UMOWY ENTERPRISE?

DLA KOGO UMOWY ENTERPRISE? Kady z Uytkowników posiadajcy co najmniej pakiet B moe zamówi funkcj Umowy Enterprise. Koszt tej modyfikacji to 800 zł netto bez wzgldu na liczb stanowisk. I jak ju wielokrotnie ogłaszalimy, koszt wikszoci

Bardziej szczegółowo

ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECI SKIEGO

ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECI SKIEGO ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECI SKIEGO NR 394 PRACE KATEDRY EKONOMETRII I STATYSTYKI NR 5 4 EWA DZIAWGO Uniwersye Miołaa Kopernia w Toruniu ANALIZA WRA LIWO CI CENY KOSZYKOWEJ OPCJI KUPNA WPROWADZENIE

Bardziej szczegółowo

Krzysztof Piontek Weryfikacja modeli Blacka-Scholesa dla opcji na WIG20

Krzysztof Piontek Weryfikacja modeli Blacka-Scholesa dla opcji na WIG20 Akademia Ekonomiczna im. Oskara Langego we Wrocławiu Wydział Zarządzania i Informayki Kaedra Inwesycji Finansowych i Zarządzania Ryzykiem Krzyszof Pionek Weryfikacja modeli Blacka-Scholesa oraz AR-GARCH

Bardziej szczegółowo

NAPRAWY GWARANCYJNE I POGWARANCYJNE CIĄGNIKÓW ROLNICZYCH JAKO POTRANSAKCYJNE ELEMENTY LOGISTYCZNEJ OBSŁUGI KLIENTA

NAPRAWY GWARANCYJNE I POGWARANCYJNE CIĄGNIKÓW ROLNICZYCH JAKO POTRANSAKCYJNE ELEMENTY LOGISTYCZNEJ OBSŁUGI KLIENTA Inżynieria Rolnicza 2(100)/2008 NAPRAWY GWARANCYJNE I POGWARANCYJNE CIĄGNIKÓW ROLNICZYCH JAKO POTRANSAKCYJNE ELEMENTY LOGISTYCZNEJ OBSŁUGI KLIENTA Sławomir Juściński Kaedra Energeyki i Pojazdów Uniwersye

Bardziej szczegółowo

1.1. Bezpośrednie transformowanie napięć przemiennych

1.1. Bezpośrednie transformowanie napięć przemiennych Rozdział Wprowadzenie.. Bezpośrednie ransformowanie napięć przemiennych Bezpośrednie ransformowanie napięć przemiennych jes formą zmiany paramerów wielkości fizycznych charakeryzujących energię elekryczną

Bardziej szczegółowo

Krzysztof Piontek Katedra Inwestycji Finansowych i Ubezpiecze Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu

Krzysztof Piontek Katedra Inwestycji Finansowych i Ubezpiecze Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu Krzyszof Pionek Kaedra Inwesycji Finansowych i Ubezpiecze Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu Zasosowanie modeli klasy ARCH do opisu własnoci szeregu sóp zwrou indeksu WIG Wsp Sporód rónych rodzajów ryzyka

Bardziej szczegółowo

4. MATERIA NAUCZANIA. 4.1. Kierowanie ruchu w sieciach telekomunikacyjnych. 4.1.1. Materia nauczania

4. MATERIA NAUCZANIA. 4.1. Kierowanie ruchu w sieciach telekomunikacyjnych. 4.1.1. Materia nauczania 4. MTERI NUCZNI 4.1. Kierowanie ruchu w sieciach elekomunikacyjnych 4.1.1. Maeria nauczania Poj cia i erminy sosowane w in ynierii ruchu Poj cia ogólne: obs uga ruchu zdolno obieku do obs ugi ruchu o okre

Bardziej szczegółowo

Analiza popytu. Ekonometria. Metody i analiza problemów ekonomicznych. (pod red. Krzysztofa Jajugi), Wydawnictwo AE Wrocław, 1999.

Analiza popytu. Ekonometria. Metody i analiza problemów ekonomicznych. (pod red. Krzysztofa Jajugi), Wydawnictwo AE Wrocław, 1999. Analiza popyu Eonomeria. Meody i analiza problemów eonomicznych (pod red. Krzyszofa Jajugi) Wydawnicwo AE Wrocław 1999. Popy P = f ( X X... X ε ) 1 2 m Zmienne onrolowane: np.: cena (C) nałady na relamę

Bardziej szczegółowo

POMOC MATERIALNA O CHARAKTERZE SOCJALNYM DLA UCZNIÓW

POMOC MATERIALNA O CHARAKTERZE SOCJALNYM DLA UCZNIÓW POMOC MATERIALNA O CHARAKTERZE SOCJALNYM DLA UCZNIÓW W dniu l stycznia weszły w ycie przepisy ustawy z dnia 16 grudnia 2004 r. o zmianie ustawy o systemie owiaty oraz ustawy o podatku dochodowym od osób

Bardziej szczegółowo

ROZDZIAŁ 8 DYSKUSJA NAD NEO-KEYNESOWSKĄ KRZYWĄ PHILLIPSA WNIOSKI DLA POLSKI

ROZDZIAŁ 8 DYSKUSJA NAD NEO-KEYNESOWSKĄ KRZYWĄ PHILLIPSA WNIOSKI DLA POLSKI Marcin Brycz ROZDZIAŁ 8 DYSKUSJA NAD NEO-KEYNESOWSKĄ KRZYWĄ PHILLIPSA WNIOSKI DLA POLSKI Wprowadzenie Blisko pięćdziesią la ocząca się dyskusja nad krzywą Phillipsa nabrała nowego rozmachu od czasu publikacji

Bardziej szczegółowo

MATERIAŁY I STUDIA. Zeszyt nr 258. Podatność polskich rynków finansowych na niestabilności wewnętrzne i zewnętrzne

MATERIAŁY I STUDIA. Zeszyt nr 258. Podatność polskich rynków finansowych na niestabilności wewnętrzne i zewnętrzne MATERIAŁY I STUDIA Zeszy nr 58 Podaność polskich rynków finansowych na niesabilności wewnęrzne i zewnęrzne Wojciech Bieńkowski, Bogna Gawrońska-Nowak, Wojciech Grabowski Warszawa, 0 r. Wojciech Bieńkowski

Bardziej szczegółowo

Czy prowadzona polityka pieniężna jest skuteczna? Jaki ma wpływ na procesy

Czy prowadzona polityka pieniężna jest skuteczna? Jaki ma wpływ na procesy Dobromił Serwa Reakcje rynków finansowych na szoki w poliyce pieniężnej.. Wsęp Czy prowadzona poliyka pieniężna jes skueczna? Jaki ma wpływ na procesy ekonomiczne zachodzące w kraju? Czy jes ona równie

Bardziej szczegółowo

ROZDZIAŁ 12 MIKROEKONOMICZNE PODSTAWY MODELI NOWEJ EKONOMII KLASYCZNEJ

ROZDZIAŁ 12 MIKROEKONOMICZNE PODSTAWY MODELI NOWEJ EKONOMII KLASYCZNEJ Kaarzyna Szarzec ROZDZIAŁ 2 MIKROEKONOMICZNE PODSTAWY MODELI NOWEJ EKONOMII KLASYCZNEJ. Uwagi wsępne Program nowej ekonomii klasycznej, w kórej nazwie podkreślone są jej związki z ekonomią klasyczną i

Bardziej szczegółowo

Bezpośrednie inwestycje zagraniczne w Unii Europejskiej w świetle teorii rozwoju regionalnego i teorii lokalizacji

Bezpośrednie inwestycje zagraniczne w Unii Europejskiej w świetle teorii rozwoju regionalnego i teorii lokalizacji T.Laocha, Bezpośrednie inwesycje zagraniczne w UE w świele eorii Tomasz Laocha * Bezpośrednie inwesycje zagraniczne w Unii Europejskiej w świele eorii rozwoju regionalnego i eorii lokalizacji 1. Wprowadzenie

Bardziej szczegółowo

KARTA OCENY MERYTORYCZNEJ W RAMACH PROJEKTU PIERWSZY BIZNES AKTYWIZACJA LOKALNEJ SPOŁECZNOCI. Deklaracja bezstronnoci i poufnoci

KARTA OCENY MERYTORYCZNEJ W RAMACH PROJEKTU PIERWSZY BIZNES AKTYWIZACJA LOKALNEJ SPOŁECZNOCI. Deklaracja bezstronnoci i poufnoci Owiadczam, e: Nr wniosku Imi i nazwisko Kandydata/tki Imi i nazwisko Oceniajcego Imi i nazwisko Kandydata/tki Załcznik nr 5 do Regulaminu rekrutacji do Projektu PIERWSZY BIZNES aktywizacja lokalnej społecznoci

Bardziej szczegółowo

MODELOWANIE EFEKTU DŹWIGNI W FINANSOWYCH SZEREGACH CZASOWYCH

MODELOWANIE EFEKTU DŹWIGNI W FINANSOWYCH SZEREGACH CZASOWYCH Krzyszof Pionek Kaedra Inwesycji Finansowych i Ubezpieczeń Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu Wsęp MODELOWANIE EFEKTU DŹWIGNI W FINANSOWYCH SZEREGACH CZASOWYCH Nowoczesne echniki zarządzania ryzykiem rynkowym

Bardziej szczegółowo

PUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA PREDYKCJA PRZEWOZÓW PASAŻERÓW W ŻEGLUDZE PROMOWEJ NA BAŁTYKU W LATACH 2008 2010

PUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA PREDYKCJA PRZEWOZÓW PASAŻERÓW W ŻEGLUDZE PROMOWEJ NA BAŁTYKU W LATACH 2008 2010 STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 15 Chrisian Lis PUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA PREDYKCJA PRZEWOZÓW PASAŻERÓW W ŻEGLUDZE PROMOWEJ NA BAŁTYKU W LATACH 2008 2010 Wprowadzenie Przedmioem

Bardziej szczegółowo

ZJAWISKA SZOKOWE W ROZWOJU GOSPODARCZYM WYBRANYCH KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ

ZJAWISKA SZOKOWE W ROZWOJU GOSPODARCZYM WYBRANYCH KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ Anna Janiga-Ćmiel Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach Wydział Zarządzania Kaedra Maemayki anna.janiga-cmiel@ue.kaowice.pl ZJAWISKA SZOKOWE W ROZWOJU GOSPODARCZYM WYBRANYCH KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ Sreszczenie:

Bardziej szczegółowo

Krzysztof Piontek MODELOWANIE ZMIENNOŚCI STÓP PROCENTOWYCH NA PRZYKŁADZIE STOPY WIBOR

Krzysztof Piontek MODELOWANIE ZMIENNOŚCI STÓP PROCENTOWYCH NA PRZYKŁADZIE STOPY WIBOR Inwesycje finansowe i ubezpieczenia endencje świaowe a rynek polski Krzyszof Pionek Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu MODELOWANIE ZMIENNOŚCI STÓP PROCENTOWYCH NA PRZYKŁADZIE STOPY WIBOR Wsęp Konieczność

Bardziej szczegółowo

MODELOWANIE STRUKTURY TERMINOWEJ STÓP PROCENTOWYCH WYZWANIE DLA EKONOMETRII

MODELOWANIE STRUKTURY TERMINOWEJ STÓP PROCENTOWYCH WYZWANIE DLA EKONOMETRII KRZYSZTOF JAJUGA Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu MODELOWANIE STRUKTURY TERMINOWEJ STÓP PROCENTOWYCH WYZWANIE DLA EKONOMETRII. Modele makroekonomiczne a modele sóp procenowych wprowadzenie Nie do podważenia

Bardziej szczegółowo

WPŁYW NIEPEWNOŚCI OSZACOWANIA ZMIENNOŚCI NA CENĘ INSTRUMENTÓW POCHODNYCH

WPŁYW NIEPEWNOŚCI OSZACOWANIA ZMIENNOŚCI NA CENĘ INSTRUMENTÓW POCHODNYCH Tadeusz Czernik Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach WPŁYW NIEPEWNOŚCI OZACOWANIA ZMIENNOŚCI NA CENĘ INTRUMENTÓW POCHODNYCH Wprowadzenie Jednym z filarów współczesnych finansów jes eoria wyceny insrumenów

Bardziej szczegółowo

ZARZĄDZANIE KOSZTAMI UTRZYMANIA GOTÓWKI W ODDZIAŁACH BANKU KOMERCYJNEGO

ZARZĄDZANIE KOSZTAMI UTRZYMANIA GOTÓWKI W ODDZIAŁACH BANKU KOMERCYJNEGO ZARZĄDZANIE KOSZTAMI UTRZYMANIA GOTÓWKI W ODDZIAŁACH BANKU KOMERCYJNEGO Sreszczenie Michał Barnicki Poliechnika Śląska, Wydział Oranizacji i Zarządzania Monika Odlanicka-Poczobu Poliechnika Śląska, Wydział

Bardziej szczegółowo

PREDYKCJA KURSU EURO/DOLAR Z WYKORZYSTANIEM PROGNOZ INDEKSU GIEŁDOWEGO: WYBRANE MODELE EKONOMETRYCZNE I PERCEPTRON WIELOWARSTWOWY

PREDYKCJA KURSU EURO/DOLAR Z WYKORZYSTANIEM PROGNOZ INDEKSU GIEŁDOWEGO: WYBRANE MODELE EKONOMETRYCZNE I PERCEPTRON WIELOWARSTWOWY B A D A N I A O P E R A C J N E I D E C Z J E Nr 2004 Aleksandra MAUSZEWSKA Doroa WIKOWSKA PREDKCJA KURSU EURO/DOLAR Z WKORZSANIEM PROGNOZ INDEKSU GIEŁDOWEGO: WBRANE MODELE EKONOMERCZNE I PERCEPRON WIELOWARSWOW

Bardziej szczegółowo