Analiza stabilności parametrów hybrydowych modeli market-timing polskich funduszy inwestycyjnych 1

Save this PDF as:
 WORD  PNG  TXT  JPG

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "Analiza stabilności parametrów hybrydowych modeli market-timing polskich funduszy inwestycyjnych 1"

Transkrypt

1 Joanna Olbryś * Analiza sabilności paramerów hybrydowych modeli marke-iming polskich funduszy inwesycyjnych 1 Wsęp Hybrydowe czeroczynnikowe modele marke-iming funduszy inwesycyjnych akcji polskich zosały przedsawione w pracy [Olbryś, 2010d]. Celem pracy [Olbryś, 2011a] była konsrukcja porfela naśladującego WML, reprezenującego czynnik momenum na polskim rynku oraz analiza isoności wpływu ego czynnika jako zmiennej niezależnej w modelach marke-iming grupy funduszy inwesycyjnych w okresie syczeń 2003-grudzień Orzymano wynik negaywny, czyli brak isonego wpływu czynnika WML na sopy zwrou z porfeli funduszy. Wynik en różni się od wniosków Carhara [1997] dla rynku amerykańskiego, sąd kolejnym eapem badań jes analiza sabilności paramerów uzyskanych modeli ekonomerycznych w celu powierdzenia inerpreacji oraz własności modeli. Wykorzysano uniwersalne esy sabilności paramerów modeli budowanych w oparciu o szeregi czasowe, z nieznanym punkem zwronym. 1. Hybrydowe modele marke-iming 1.1. Konsrukcja czynników Famy i Frencha na polskim rynku W arykule z 1993 r. Fama i French przedsawili rójczynnikowy model równowagi cenowej akcji, w kórym jako zmienne objaśniające zaproponowali: nadwyżkę rynkowej sopy zwrou nad wolną od ryzyka sopą zwrou, czynnik SMB (Small-minus-Big), skonsruowany głównie w oparciu o warość rynkową MV, oraz HML (High-minus-Low) czynnik skonsruowany głównie w oparciu o warość wskaźnika BV/MV. Czynniki SMB oraz HML, nazwane porfelami naśladującymi (mimicking porfolios), uwzględniały zaobserwowaną wcześniej znaczącą warość informacyjną wskaźnika BV/MV. W lieraurze znajdujemy różnorodne zasosowania porfeli naśladujących SMB i HML. Przykładem mogą być wieloczynnikowe modele wspomagające ocenę umiejęności menadżerów funduszy inwesycyjnych w zakresie sosowania echniki marke-iming, w kórych czynniki Famy i Frencha wysępują jako dodakowe zmienne objaśniające [Bollen, Busse, 2001]. Czynniki SMB i HML na polskim rynku zosały skonsruowane w pracy [Olbryś, 2010a], z wykorzysaniem procedury zaproponowanej przez Famę i Frencha [1993], nasępnie dokonano akualizacji bazy danych na porzeby pracy [Olbryś, 2011a] 2. Wykonano cykliczne sorowanie 60 * dr, Wydział Informayki, Poliechnika Białosocka, 1 Praca naukowa finansowana ze środków na naukę w laach jako projek badawczy własny Nr N N Szczegóły konsrukcji czynników SMB i HML przedsawione zosały w pracach [Olbryś, 2010a] oraz [Olbryś, 2010c].

2 248 Joanna Olbryś spółek z uworzonej bazy według warości wskaźników MV oraz BV/MV odpowiednio w osanich dniach roboczych czerwca, w laach Spółki posorowane według warości rynkowej MV na 1 akcję były nasępnie dzielone, na podsawie warości mediany, na dwie grupy: spółki duże (B Big) oraz spółki małe (S Small). Spółki posorowane według warości wskaźnika BV/MV były dzielone, na podsawie warości percenyli 30% i 70%, na rzy grupy: spółki o wysokich warościach wskaźnika BV/MV (grupa H High), spółki o średnich warościach wskaźnika BV/MV (grupa M Medium) oraz spółki o niskich warościach wskaźnika BV/MV (grupa L Low). W kolejnym kroku procedury odbywał się podział spółek na sześć rozłącznych grup: BH, BM, BL, SH, SM, SL. Do każdej z grup wchodziły e spółki, kóre spełniały oba warunki jednocześnie, czyli np. do grupy BH spółki duże, o wysokiej warości wskaźnika BV/MV. Orzymano w en sposób po sześć, ważonych warościami rynkowymi, porfeli pomocniczych w każdym roku. Osanim krokiem procedury było uworzenie porfeli naśladujących SMB i HML oraz wyznaczenie ich dziennych sóp zwrou w okresie r r. według wzorów: 1 RSMB ( RSH RSM RSL RBH RBM RBL ) (1) 3 1 RHML ( RBH RSH RBL RSL) (2) Konsrukcja czynnika momenum na polskim rynku Sraegie momenum polegają na możliwości osiągania przez inwesorów ponadprzecięnych zysków dzięki nabywaniu ych akcji, kórych ceny w osanim okresie znacząco zyskały na warości (Winners) oraz krókiej sprzedaży ych, kórych ceny w największym sopniu zmniejszyły się (Losers). Jegadeesh i Timan [1993] swierdzili wysępowanie efeku momenum na amerykańskim rynku akcji w laach Carhar [1997] zaproponował konsrukcję czeroczynnikowego modelu wyjaśniającego kszałowanie się sóp zwrou z porfeli funduszy inwesycyjnych, w kórym, oprócz czynników SMB i HML, uwzględnił efek momenum, zidenyfikowany przez Jegadeesha i Timana. Rouwenhors [1998] esował efek momenum w 12 krajach europejskich w laach i uzyskał wyniki w większości zgodne z wynikami Jegadeesha i Timana. Z kolei, analizując polski rynek, Buczek [2005] swierdził wysępowanie efeku momenum na Warszawskiej Giełdzie Papierów Warościowych w laach Możliwość inwesowania z wykorzysaniem sraegii momenum na WGPW analizowali również Gajdka i Brzeszczyński [2008]. W celu wprowadzenia zmiennej momenum do hybrydowych, wieloczynnikowych modeli marke iming oraz zbadania isoności wpływu ej zmiennej na sopy zwrou z porfeli funduszy inwesycyjnych, dokonano konsrukcji nowej zmiennej objaśniającej WML (Winners-minus-Losers), reprezenującej czynnik momenum na polskim rynku. Czynnik WML zosał skonsruowany z wykorzysaniem procedury przedsawionej przez Carhara [1997]. W pierwszej

3 Analiza sabilności paramerów hybrydowych modeli 249 kolejności dokonano selekcji spółek giełdowych, kóre uwzględniono w bazie danych, na podsawie nasępujących kryeriów [Olbryś, 2011a]: 1. spółka była noowana na GPW w Warszawie co najmniej od 31 grudnia 2001r., 2. dane dzienne spółki miały możliwe do uzupełnienia luki; luki uzupełniono poprzez wykorzysanie średniej arymeycznej sąsiednich noowań. Do bazy danych uworzonej zgodnie z warunkami 1-2 weszło osaecznie 71 spółek. W celu konsrukcji warości indeksu WML obliczono 11-miesięczne, opóźnione o 1 miesiąc sopy zwrou. Obliczenia wykonano na koniec każdego miesiąca, od r. do r., wykorzysując dane dzienne. W nasępnej kolejności dokonano sorowania spółek według warości 11- miesięcznej, opóźnionej sopy zwrou, w osanim dniu roboczym każdego miesiąca. Łącznie wykonano sorowanie 96 razy. Spółki posorowane według warości 11-miesięcznej, opóźnionej sopy zwrou były dzielone na rzy grupy: spółki, dla kórych warość 11-miesięcznej, opóźnionej sopy zwrou była nie mniejsza od percenyla 70% (grupa W-Winners); w skład ej grupy weszły 22 spółki o najwyższych warościach 11-miesięcznej, opóźnionej sopy zwrou; spółki, dla kórych warość 11-miesięcznej, opóźnionej sopy zwrou była mniejsza od percenyla 70%, ale nie mniejsza od percenyla 30%; a grupa spółek nie brała udziału w worzeniu warości indeksu WML; spółki, dla kórych warość 11-miesięcznej, opóźnionej sopy zwrou była mniejsza od percenyla 30% (grupa L Losers); w skład ej grupy weszły 22 spółki o najniższych warościach 11-miesięcznej, opóźnionej sopy zwrou. Osanim krokiem procedury było uworzenie porfela WML jako różnicy średnich ważonych sóp zwrou spółek z grup W i L oraz wyznaczenie dziennych sóp zwrou z ego porfela w okresie r r., ze wzoru: 1 R WML ( RW RL ) (3) Warość dodana Goezmana-Ingresolla-Ivkoviča jako efek perfekcyjnego sosowania echniki marke-iming Goezmann, Ingersoll i Ivkovič [2000] analizowali problem sosowania w klasycznych modelach marke-iming danych miesięcznych w przypadku zarządzających, kórzy codziennie (lub częściej niż raz w miesiącu) podejmują decyzje związane ze sosowaniem ej echniki. Zaproponowali odpowiednią modyfikację klasycznego modelu Henrikssona-Merona es G-I-I, polegającą na wprowadzeniu do modelu marke-iming nowej zmiennej objaśniającej P M, w miejsce zmiennej objaśniającej y M, = max{0, r M, } [Henriksson, Meron 1981]. Warość dodana P, w miesiącu, będąca efekem perfekcyjnego sosowania M echniki marke-iming przez zarządzającego porfelem, wyraża się wzorem [Goezmann, Ingersoll, Ivkovič, 2000, s. 262]:

4 250 Joanna Olbryś N P M, max{ 1 RM, ;1 RF, } 1 RM, (4) 1 gdzie: N - liczba dni roboczych w miesiącu, τ = 1, 2,, N; Do oszacowania warości zmiennej objaśniającej P M, (4) użyo dziennych oraz miesięcznych sóp zwrou z porfela rynkowego (R M, ), jak również warości dziennej wolnej od ryzyka sopy zwrou (R F, ). Konsrukcję zmiennej niezależnej P M, na polskim rynku wykonano w pracy [Olbryś, 2011b] Wieloczynnikowy hybrydowy model marke-iming W pracy [Olbryś, 2010d] przedsawiono hybrydowy model czeroczynnikowy jako modyfikację modeli rójczynnikowych T-M-FF oraz H-M-FF [Olbryś, 2010a], zawierającą nową zmienną objaśniającą P M, (4), będącą warością dodaną w miesiącu, kóra zasąpiła zmienne reprezenujące w danym modelu efek perfekcyjnego sosowania sraegii marke-iming przez zarządzającego funduszem, czyli: kwadra rynkowej zmiennej objaśniającej (r M, ) 2 w modelu T-M-FF [Treynor, Mazuy, 1966], zmienną y M, = max{0, r M, } w modelu H-M-FF [Henriksson, Meron, 1981]. W rezulacie orzymano model posaci [Olbryś, 2010d]: r r r P (5) r P, P P M, 1P SMB, 2P HML, P M, P, gdzie: r P, = R P, R F, jes nadwyżką zwykłej sopy zwrou z porfela P nad wolną od ryzyka sopą zwrou w okresie, r M, = R M, R F, jes nadwyżką zwykłej sopy zwrou z porfela rynkowego M nad wolną od ryzyka sopą zwrou w okresie, r SMB, = R SMB, R F, jes nadwyżką zwykłej sopy zwrou z porfela naśladującego SMB nad wolną od ryzyka sopą zwrou w okresie, r HML, = R HML, R F, jes nadwyżką zwykłej sopy zwrou z porfela naśladującego HML nad wolną od ryzyka sopą zwrou w okresie, P M, jes warością dodaną, określoną wzorem (4), α P jes miarą umiejęności zarządzającego porfelem P w zakresie selekywności akywów (współczynnik alfa [Jensen, 1968]), β P jes miarą ryzyka sysemaycznego porfela P, γ P jes miarą umiejęności zarządzającego porfelem P w zakresie sosowania echniki marke-iming, δ 1P jes miarą wrażliwości sopy zwrou z porfela P na zmiany sopy zwrou porfela SMB, δ 2P jes miarą wrażliwości sopy zwrou z porfela P na zmiany sopy zwrou porfela HML, ε P, jes składnikiem losowym, spełniającym nasępujące sandardowe założenia modelu CAPM: E ) 0; E( ) 0. ( P, P, P, 1

5 Analiza sabilności paramerów hybrydowych modeli 251 Hybrydowy, pięcioczynnikowy model marke-iming zosał skonsruowany w pracy [Olbryś, 2011a], jako rozszerzenie modelu (5) o dodakową zmienną objaśniającą - porfel naśladujący WML (3), reprezenujący czynnik momenum na polskim rynku. Hybrydowy model pięcioczynnikowy ma zaem posać: rp, P P rm, 1P rsmb, 2P rhml, 3P rwml, P PM, P, (6) gdzie: r WML, = R WML, R F, jes nadwyżką zwykłej sopy zwrou z porfela naśladującego WML nad wolną od ryzyka sopą zwrou w okresie, δ 3P jes miarą wrażliwości sopy zwrou z porfela P na zmiany sopy zwrou porfela WML, pozosałe oznaczenia jak we wzorze (5). Zbadano sacjonarność procesów r M,, r SMB,, r HML,, r WML, oraz P M, na podsawie rozszerzonego esu Dickeya-Fullera (ADF) i odrzucono we wszyskich przypadkach hipoezę o isnieniu pierwiasków jednoskowych. Obecnie celem badań jes analiza sabilności paramerów hybrydowych, pięcioczynnikowych modeli marke-iming OFI akcji polskich, w okresie r r., z wykorzysaniem wybranych esów sabilności paramerów modelu ekonomerycznego. 2. Tesowanie sabilności paramerów modelu ekonomerycznego Szacując model regresji wielorakiej przyjmujemy, że paramery są sałe (sabilne) w okresie esymacji oraz predykcji, jeśli wykorzysujemy model w celach prognosycznych [Maddala, 2008]. Do weryfikacji hipoezy o sabilności paramerów w lieraurze najczęściej proponuje się czery ypy esów [Kennedy, 2003, s. 114]: Tesy opare na analizie wariancji (np. zw. es Chowa, es QLR), Tesy predykcyjne (np. predykcyjny es Chowa), Tesy opare o reszy rekursywne (CUSUM, CUSUMSQ), Tesy opare na rekursywnej esymacji paramerów Tes CUSUM (1975) Auorami esu sabilności paramerów modelu ekonomerycznego, oparego o zw. reszy rekursywne - CUSUM (CUmulaed SUM of Residuals) są Brown, Durbin i Evans [1975]. Tes CUSUM można sosować do analizy sabilności modeli zbudowanych w oparciu o szeregi czasowe, gdy nie znamy momenu zmiany srukuralnej (czyli zw. punku zwronego) i nie zakładamy, że ona wysąpi [Greene, 2003, s ]. Zaem jes on bardziej uniwersalny niż np. predykcyjny es Chowa, kórego realizacja wymaga wskazania momenu czasowego punku zwronego, w kórym nasąpiła zmiana srukuralna procesu [Kufel, 2007, s. 110]. Załóżmy, że esymowany model regresji ma posać [Brown, Durbin, Evans, 1975, s ]: T y x, 1,, T (7) gdzie: y jes obserwacją zmiennej zależnej w okresie,

6 252 Joanna Olbryś x jes kolumnowym wekorem obserwacji k zmiennych niezależnych w okresie ; pierwsza zmienna niezależna x 1 jes równa 1 dla każdego, jeśli model zawiera wyraz wolny, β jes kolumnowym wekorem paramerów w okresie, ε jes składnikiem losowym w okresie ; przyjmujemy, że składniki losowe mają rozkład normalny ze średnią zero i wariancją σ 2, =1,, T. Tesowana hipoeza zerowa ma posać: H0 : 1 2 T ; 1 2 T (8) Resza rekursywna o numerze jes błędem predykcji warości zmiennej zależnej y, gdy esymacja modelu odbywa się z wykorzysaniem (-1) obserwacji [Greene, 2003, s. 135]: T e y x b (9) gdzie b 1 jes wekorem współczynników. Wariancja reszy rekursywnej jes równa: 2 2 T T 1 [1 x ( X X ) x ] (10) p T gdzie X 1 [ x1, x2,, x 1 ], =k + 1,, T. Przeskalowaną reszę rekursywną, czyli sosunek reszy rekursywnej e do obciążenia prognozy w okresie oznaczamy przez w i obliczamy ze wzoru: e w (11) T T 1 1 x ( X X x ) Tes CUSUM worzony jes na podsawie prób od (k + 1) do T. Tes en opary jes na wykresie skumulowanych sum przeskalowanych resz rekursywnych posaci [Greene, 2003, s. 135]: j 1 W w j (12) s j k 1 gdzie: T s ( w j w) jes wariancją przeskalowanych resz rekursyw- T k 1 nych, 2 s s ; j k 1 T 1 w w j jes średnią arymeyczną przeskalowanych resz rekursywnych, wyznaczonych ze wzoru (11). T k j k 1 Idea esu polega na wyznaczeniu pary prosych leżących symerycznie poniżej i ponad prosą E(W ) = 0 ak, aby prawdopodobieńswo przekroczenia jednej lub obu linii wynosiło, gdzie jes wymaganym poziomem isoności. Jeśli suma resz rekursywnych, określona wzorem (12), przekracza na wykresie górną lub dolną linię kryyczną, o można wnioskować o wysąpieniu punku

7 Analiza sabilności paramerów hybrydowych modeli zwronego w danym momencie. Oznacza o odrzucenie hipoezy zerowej (8), czyli model nie jes sabilny w badanym okresie. Linie kryyczne są o dwie prose łączące punky o współrzędnych: ( k; a T k ) i ( T; 3a T k ), odpowiednio, gdzie a jes paramerem, kórego warość uzależniona jes od usalonego poziomu isoności. Najczęściej używane w prakyce pary warości a oraz o [Brown, Durbin, Evans, 1975, s ]: ( = 0,01; a = 1,143), ( = 0,05; a = 0,948) oraz ( = 0,10; a = 0,850) Tes Harveya-Colliera (1977) W lieraurze przedmiou esowanie sabilności paramerów modelu w oparciu o reszy rekursywne wysępuje eż pod nazwą esu Harveya-Colliera [Kufel, 2007, s. 113]. Częso jes on idenyfikowany z esem CUSUM. Wynika o prawdopodobnie z faku, że Harvey i Collier przyczynili się do rozpowszechnienia ego esu poprzez wykorzysanie go o badania nieliniowości w modelach ekonomerycznych [Harvey, Collier, 1977]. Model ekonomeryczny jes sabilny, jeżeli saysyka w, wyznaczona ze wzoru (11), ma rozkład nor- malny o średniej zero i wariancji. Warość saysyki esowej wyznacza się ze wzoru [Kufel, 2007, s. 113]: T k 1 w T k 1 (13) s gdzie oznaczenia jak we wzorze (12). Jeśli empiryczny poziom isoności p saysyki esowej jes mniejszy niż nominalny poziom isoności, o należy odrzucić hipoezę zerową o sabilności paramerów modelu. Jeśli naomias p > α, o nie ma podsaw do odrzucenia hipoezy zerowej, czyli paramery modelu można uznać za sabilne Tes CUSUMSQ (1975) W pracy z 1975 r. Brown, Durbin i Evans zaproponowali również drugi es, opary na analizie kwadraów resz rekursywnych, zw. es CUSUMSQ (CUmulaed SUM of SQuares Residuals). Tes en jes podobny do esu CU- SUM, ale wykres worzą skumulowane sumy kwadraów przeskalowanych resz rekursywnych. CUSUMSQ można rakować jako es uzupełniający do CU- SUM, szczególnie w przypadku, gdy brak sabilności modelu ma charaker bardziej przypadkowy, niż sysemayczny [Brown, Durbin, Evans, 1975, s. 154] Tes QLR (1958, 1960) Badanie sabilności paramerów modelu można zrealizować za pomocą uniwersalnego esu ilorazu wiarygodności QLR (Quand Likelihood Raio). Tes en można sosować do analizy sabilności modeli zbudowanych w oparciu o szeregi czasowe, gdy nie znamy momenu wysąpienia załamania srukuralnego, ale zakładamy, że ono nasąpi [Quand, 1992]. Tes działa prawidłowo, gdy day punków kryycznych są sosunkowo odległe od końców przedziału czasowego próby saysycznej, czyli bierzemy pod uwagę 70% środkowych

8 254 Joanna Olbryś obserwacji. Szczegółowy opis esu można znaleźć m.in. w pozycji [Kufel, 2007, s ]. 3. Charakerysyka danych i wyniki empiryczne Wyniki esymacji modeli (6) dla 15 OFI akcji polskich, na podsawie szeregów nadwyżek sóp zwrou zmiennej objaśnianej i zmiennych objaśniających, z wykorzysaniem esymaorów odpornych Neweya-Wesa (HAC), przedsawia Tablica 1. Obserwujemy wysoki sopień dopasowania modeli do danych empi- 2 rycznych, mierzony skorygowanym współczynnikiem deerminacji R. Jak zwykle w przypadku modeli marke-iming, zauważamy isoność wpływu zmiennej niezależnej reprezenującej porfel rynkowy (dodanie warości esymaora ˆ P ) [Olbryś, 2010a-d; 2011a]. Swierdzamy wyraźną isoność saysyczną wpływu czynnika SMB na warości sopy zwrou z porfeli funduszy (oszacowania parameru ˆ 1P ). Czynnik SMB reprezenuje średnią miesięczną rozpięość sóp zwrou pomiędzy spółkami o niskiej i wysokiej warości rynkowej MV. Analizując z kolei warości esymaorów ˆ 2P, nie swierdzamy isonego wpływu czynnika HML, kórego warości informują o średniej miesięcznej rozpięości sóp zwrou pomiędzy spółkami o poencjale warości (wysokie BV/MV) oraz spółkami o poencjale wzrosu (niskie BV/MV), co jes zgodne z wynikami wcześniejszych prac [Olbryś, 2010d]. Nowe obserwacje doyczą warości ocen parameru ˆ 3P przy zmiennej WML, reprezenującej czynnik momenum w weryfikowanych modelach. Wpływ ej zmiennej na sopy zwrou z porfeli OFI akcji polskich okazał się nieisony saysycznie. Osanią ze zmiennych objaśniających w modelu hybrydowym (6) jes warość dodana P M,, będąca efekem perfekcyjnego sosowania echniki marke-iming przez zarządzającego porfelem. Warości oszacowań parameru ˆ P informują zaem o poziomie umiejęności zarządzającego w zakresie sosowania echniki marke-iming. Ujemna oraz isona saysycznie warość esymaora ego parameru może oznaczać negaywny wpływ sosowania ej echniki na warość sopy zwrou z porfela funduszu. Efek en obserwujemy w przypadku 11 z 15 badanych funduszy. W celu powierdzenia wyników esymacji, weryfikacji oraz inerpreacji dokonano esowania sabilności paramerów orzymanych modeli ekonomerycznych w okresie r r., z wykorzysaniem uniwersalnych esów CUSUM oraz CUSUMSQ. Jak było wcześniej wspomniane, esy e można sosować, gdy nie jes znany momen wysąpienia zw. punku zwronego i nie zakładamy nawe, że aki punk zwrony wysąpi. Z aką syuacją mamy do czynienia w przypadku hybrydowych modeli marke-iming, budowanych w oparciu o szeregi czasowe z nieznanym punkem zwronym. Wykresy esów CUSUM i CUSUMSQ wybranych funduszy akcji polskich prezenuje Rysunek 1. Ze względu na ograniczoną objęość arykułu pozosałe wykresy są dosępne na życzenie. Na podsawie esu CUSUM dla żadnego z funduszy nie odrzucono

9 Analiza sabilności paramerów hybrydowych modeli 255 hipoezy zerowej (8), co powierdziło sabilność paramerów wszyskich modeli. Analizując jednak wykresy esu CUSUMSQ swierdzono, że w przypadku rzech funduszy: Millennium, Novo oraz PKO mogły wysąpić pozorne wskazania momenów załamań srukuralnych, nie powierdzone ani na wykresach esu CUSUM, ani esami Harveya-Colliera i QLR (Tablica 2). Na podsawie wyników w Tablicy 2. swierdzamy, że p 0, 01 w przypadku funduszu ING Parasol FIO Subfundusz Akcji, naomias dla pozosałych funduszy p 0,10, co oznacza, że es Harveya-Colliera wskazuje sabilności paramerów wszyskich uzyskanych modeli. Tablica 1. Hybrydowe modele marke-iming (6) (syczeń 2003 grudzień 2010) Fundusz akcji ˆ P ˆ ˆ P ˆ 1P ˆ 2P ˆ 3P P 2 R 1 Arka BZ WBK FIO Subfundusz Arka BZ 0,025*** 0.830*** 1,490** 1,407** -0,543-0,127*** 0,93 WBK Akcji Aviva Invesors FIO 2 Subfundusz Aviva 0,021*** 0,828*** 1,691*** 0,684-0,410-0,102*** 0,96 Invesors Polskich Akcji 3 BPH FIO Parasolowy BPH Subfundusz Akcji 0,009** 0,776*** 0,935*** -0,003 0,216-0,050* 0,95 4 ING Parasol FIO ING Subfundusz Akcji 0,001 0,855*** 0,711-0,255 0,359 0,002 0,95 Invesor Top 25 Małych 5 Spółek FIO (d. DWS 0,058*** 0,633*** 7,817*** 2,92*** 0,554-0,163*** 0,89 Top 25) Invesor Akcji Dużych 6 Spółek FIO (d. DWS 0,001 0,791*** -0,578-0,226-0,381-0,080*** 0,94 ADS) 7 Invesor Akcji FIO (d. DWS Plus) 0,016*** 0,724*** 1,312*** 0,275 0,021-0,111*** 0,94 8 Legg Mason Akcji FIO 0,014** 0,770*** 0,703-0,353 1,193-0,059* 0,93 9 Millennium FIO Subfundusz Akcji 0,010** 0,726*** 1,427** 0,011-0,278-0,075** 0,92 Novo FIO Subfundusz 10 Novo Akcji 0,005 0,796*** 1,094*** 0,188-0,959-0,064 0,93 Pioneer FIO Subfundusz 11-0,006 Pioneer Akcji Polskich 0,970*** 0,367 0,476-1,337-0,023 0,96 12 PKO Akcji FIO 0,021*** 0,683*** 1,128** 0,165-0,190-0,198*** 0,94 PZU FIO Parasolowy 13 Subfundusz PZU Akcji 0,015*** 0,727*** 1,328*** 0,734** -0,079-0,095*** 0,94 Krakowiak Skarbiec FIO Subfundusz Akcji Skarbiec 14 0,013** 0,701*** 1,288** 0,012-0,751-0,092*** 0,92 Akcja UniFundusze FIO 15 Subfundusz UniKorona 0,007 0,822*** 0,889** -0,046 0,392-0,014 0,94 Akcje Źródło: opracowanie własne (z wykorzysaniem pakieu Grel 1.8.5) Paramery isonie różniące się od zera są oznaczone: * isoność na poziomie 0,1; ** isoność na poziomie 0,05; ***isoność na poziomie 0,01. Tablica 2. przedsawia również wyniki esu QLR w posaci maksymalnej warości saysyki F (6,84) dla każdego z modeli. 1-procenowa warość kry-

10 256 Joanna Olbryś yczna ego esu wynosi 4,12. Jeśli wyznaczona warość saysyki F przekracza warość kryyczną, o oznacza możliwość wysąpienia załamania srukuralnego w danym momencie [Kufel, 2007, s. 112]. Fak przekroczenia warości kryycznej obserwujemy w przypadku 5 spośród 15 funduszy (Aviva, BPH, Invesor, Legg Mason oraz PZU), ale nie są o jednak e same fundusze, dla kórych es CUSUMSQ wskazał ewenualne momeny wysąpienia punków zwronych. Wykresy esów CUSUM i CUSUMSQ wymienionych funduszy przedsawia Rysunek 1. Rysunek 1. Wykresy esów CUSUM i CUSUMSQ modeli marke-iming wybranych funduszy akcji polskich w okresie r r. Aviva - wykres esu CUSUM Aviva - wykres esu CUSUMSQ BPH - wykres esu CUSUM BPH - wykres esu CUSUMSQ Invesor - wykres esu CUSUM Invesor - wykres esu CUSUMSQ Legg Mason - wykres esu CUSUM Legg Mason - wykres esu CUSUMSQ

11 Analiza sabilności paramerów hybrydowych modeli 257 Millennium - wykres esu CUSUM Millennium - wykres esu CUSUMSQ Novo - wykres esu CUSUM Novo - wykres esu CUSUMSQ PKO - wykres esu CUSUM PKO - wykres esu CUSUMSQ PZU - wykres esu CUSUM PZU - wykres esu CUSUMSQ Źródło: opracowanie własne (z wykorzysaniem pakieu Grel 1.8.5) Tablica 3 zawiera podsumowanie wyników wszyskich zasosowanych esów sabilności paramerów modeli ekonomerycznych w przypadku hybrydowych modeli marke-iming OFI akcji polskich w okresie syczeń grudzień 2010.

12 258 Joanna Olbryś Tablica 2. Warości saysyk esów sabilności Harveya-Colliera oraz QLR hybrydowych modeli marke-iming (syczeń 2003 grudzień 2010) Saysyka Fundusz akcji Tes QLR Harveya-Colliera p (nazwa skrócona) Max F wzór (13) 1 Subfundusz Arka BZ WBK Akcji -1,260 0,2109 2,864 2 Subfundusz Aviva Invesors Polskich Akcji -0,579 0,5641 6,602 3 BPH Subfundusz Akcji 1,373 0,1733 8,740 4 ING Subfundusz Akcji -2,017 0,0467 1,327 5 Invesor Top 25 Małych Spółek FIO -1,496 0,1381 3,506 6 Invesor Akcji Dużych Spółek FIO 0,389 0,6980 3,738 7 Invesor Akcji FIO -0,329 0, ,540 8 Legg Mason Akcji FIO 1,589 0,1157 7,542 9 Millennium FIO Subfundusz Akcji 1,106 0,2717 3, Novo FIO Subfundusz Novo Akcji 0,389 0,6980 3, Subfundusz Pioneer Akcji Polskich -1,342 0,1831 3, PKO Akcji FIO -0,904 0,3685 3, Subfundusz PZU Akcji Krakowiak 1,166 0,2466 4, Subfundusz Akcji Skarbiec Akcja -0,020 0,9838 2, Subfundusz UniKorona Akcje -0,054 0,9568 1,609 Źródło: opracowanie własne (z wykorzysaniem pakieu Grel 1.8.5) Tablica 3. Podsumowanie wyników esów sabilności hybrydowych modeli marke-iming (syczeń 2003 grudzień 2010) Fundusz akcji Tes Tes Tes Tes CUSUM CUSUMSQ H-C QLR 1 Subfundusz Arka BZ WBK Akcji Subfundusz Aviva Invesors Polskich Akcji BPH Subfundusz Akcji ING Subfundusz Akcji Invesor Top 25 Małych Spółek FIO Invesor Akcji Dużych Spółek FIO Invesor Akcji FIO Legg Mason Akcji FIO Millennium FIO Subfundusz Akcji Novo FIO Subfundusz Novo Akcji Subfundusz Pioneer Akcji Polskich PKO Akcji FIO Subfundusz PZU Akcji Krakowiak Subfundusz Akcji Skarbiec Akcja Subfundusz UniKorona Akcje brak podsaw do odrzucenia hipoezy zerowej o sabilności paramerów modelu Źródło: opracowanie własne

13 Analiza sabilności paramerów hybrydowych modeli 259 Zakończenie Wybrane uniwersalne esy sabilności paramerów modeli ekonomerycznych wykazały brak podsaw do odrzucenia hipoezy zerowej o sabilności paramerów hybrydowych modeli marke-iming polskich OFI akcji w badanym, ośmiolenim okresie syczeń grudzień Powierdza o zasadność przedsawionych własności saysycznych oraz inerpreacji paramerów orzymanych modeli, w szczególności doyczących wyraźnej isoności saysycznej wpływu czynnika SMB oraz braku isonego wpływu średnich miesięcznych warości zmiennych objaśniających HML i WML na warość miesięcznej sopy zwrou z porfeli wybranych funduszy, jak również isonie ujemnych warości parameru reprezenującego umiejęności zarządzającego w zakresie sosowania echniki marke-iming. Lieraura 1. Bollen N. P. B., Busse J. A. (2001), On he iming abiliy of muual fund managers, The Journal of Finance, Vol. 56, No. 3, s Brown R. L., Durbin J., Evans J. M. (1975), Techniques for esing he consancy of regression relaionships over ime, Journal of Royal Saisical Sociey, Vol. 37, No. 2, s Buczek B.S. (2005), Efekywność informacyjna rynków akcji. Teoria a rzeczywisość, SGH w Warszawie Oficyna Wydawnicza. 4. Carhar M.M. (1997), On persisence in muual fund performance. The Journal of Finance, Vol. 52, No. 1, s Fama E., (1972), Componens of invesmen performance, The Journal of Finance, Vol. 27, No. 2, s Fama E.F., French K.R. (1993) Common risk facors in he reurns on socks and bonds. Journal of Financial Economics, Vol. 33, s Gajdka J., Brzeszczyński J. (2008), Efekywność sraegii inwesycyjnych oparych na auoregresji miesięcznych sop zwrou z indeksu WIG20. Sudia i Prace Wydziału Nauk Ekonomicznych i Zarządzania Uniwersyeu Szczecińskiego, Nr 9, s Goezmann W.N., Ingersoll J. Jr., Ivkovič Z. (2000), Monhly Measuremen of Daily Timers. Journal of Financial and Quaniaive Analysis, Vol. 35, No. 3, s Greene W. H. (2003), Economeric Analysis, Wyd. 5, Prenice Hall, New Jersey. 10. Harvey A.C., Collier P. (1977), Tesing for funcional misspecificaion in regression analysis, Journal of Economerics, Vol. 6, No. 1, s Henriksson R., Meron R. (1981), On marke iming and invesmen performance. II. Saisical procedures for evaluaing forecasing skills, Journal of Business, Vol. 54, No. 4, s Jegadeesh N., Timan S. (1993), Reurns o buying winners and selling losers: implicaions for sock marke efficiency. The Journal of Finance, Vol. 48, No. 1, s

14 260 Joanna Olbryś 13. Jensen M. (1968), The performance of muual funds in he period The Journal of Finance, Vol. 23, s Kennedy P. (2003), A Guide o Economerics, Wyd. 5, MIT Press. 15. Kufel T. (2007), Ekonomeria. Rozwiązywanie problemów z wykorzysaniem programu Grel. PWN, Warszawa. 16. Maddala G.S. (2008), Ekonomeria, PWN, Warszawa. 17. Meron R. (1981), On marke iming and invesmen performance. I. An equilibrium heory of value for marke forecass, Journal of Business, Vol. 54, No. 3, s Olbryś J. (2011a), Wieloczynnikowe hybrydowe modele marke-iming polskich funduszy inwesycyjnych, Sudia Ekonomiczne Zeszyy Naukowe, Wydawnicwo UE w Kaowicach, w druku. 19. Olbryś J. (2011b), Codzienne decyzje, miesięczna analiza efeków problem oceny umiejęności sosowania sraegii marke-iming przez zarządzających porfelami funduszy inwesycyjnych, [w:] A.S. Barczak, S. Barczak (red.) Meody maemayczne, ekonomeryczne i kompuerowe w finansach i ubezpieczeniach 2009, Wydawnicwo UE w Kaowicach, sr Olbryś J. (2010a), Three-facor marke-iming models wih Fama and French s spread variables. Operaions Research and Decisions, No. 2, s Olbryś J. (2010b), Orhogonalized facors in marke-iming models of Polish equiy funds. Meody Ilościowe w Badaniach Ekonomicznych, Vol. 11, No. 1, s Olbryś J. (2010c), Czynniki Famy i Frencha w wieloczynnikowych modelach marke-iming polskich funduszy inwesycyjnych. Zeszyy Naukowe Uniwersyeu Szczecińskiego. Finanse, Rynki Finansowe, Ubezpieczenia, nr 29, s Olbryś J. (2010d), Ocena efekywności zarządzania porfelem funduszu inwesycyjnego z wykorzysaniem wybranych wieloczynnikowych modeli marke-iming. Opimum. Sudia Ekonomiczne, nr 4(48), sr Quand R. E. (1992), The colleced essays of Richard E. Quand, Edward Elgar Publishing Company. 25. Treynor J., Mazuy K. (1966), Can muual funds ouguess he marke?, Harvard Business Review, Vol. 44, s Sreszczenie Wieloczynnikowe modele hybrydowe wspomagają ocenę umiejęności menadżerów funduszy inwesycyjnych w zakresie sosowania echniki marke-iming. Zmiennymi niezależnymi w ych modelach są m.in. czynniki Famy i Frencha [1993] oraz Carhara [1997], kórzy zaproponowali nowe zmienne objaśniające SMB, HML oraz WML, nazwane porfelami naśladującymi. Wymienione czynniki, jak również modele hybrydowe zosały już skonsruowane na polskim rynku przez Auorkę pracy. Celem uworzenia modeli hybrydowych jes zasąpienie zmodyfikowanych modeli Treynora-

15 Analiza sabilności paramerów hybrydowych modeli 261 Mazuya oraz Henrikssona-Merona jednym modelem poprzez zasosowanie nowej zmiennej objaśniającej, zw. warości dodanej, będącej efekem perfekcyjnego sosowania echniki marke-iming przez zarządzającego porfelem [Goezmann, Ingersoll, Ivkovič, 2000]. Obecnie celem badań jes analiza sabilności paramerów uzyskanych modeli hybrydowych, w celu powierdzenia wyników esymacji i weryfikacji. Badanie obejmuje grupę 15 OFI akcji polskich w okresie syczeń 2003 grudzień Tesing for he sabiliy of he parameers in hybrid marke-iming models of Polish muual funds (Summary) Hybrid mulifacor marke-iming models suppor for he evaluaion of funds managers abiliies. Mulifacor models wih Fama and French s [1993] spread variables SMB and HML, he Carhar s [1997] momenum facor WML and he addiional facor ha proxies for he monhly payoffs of a successful marke imer [Goezmann, Ingersoll, Ivkovič, 2000] have been proposed in [Olbryś, 2011a]. The size (SMB) and booko-marke (HML) mimicking porfolios have been consruced in [Olbryś, 2010a]. The main goal of his paper is o es for he sabiliy of he parameers in hybrid markeiming models of Polish muual funds for he period Jan 2003-Dec 2010.

Analiza stabilności parametrów hybrydowych modeli market-timing polskich funduszy inwestycyjnych 1

Analiza stabilności parametrów hybrydowych modeli market-timing polskich funduszy inwestycyjnych 1 Joanna Olbryś * Analiza sabilności paramerów hybrydowych modeli marke-iming polskich funduszy inwesycyjnych Wsęp Hybrydowe czeroczynnikowe modele marke-iming funduszy inwesycyjnych akcji polskich zosały

Bardziej szczegółowo

TESTOWANIE STABILNOŚCI PARAMETRÓW WIELOCZYNNIKOWYCH MODELI MARKET TIMING Z OPÓŹNIONĄ ZMIENNĄ RYNKOWĄ 1

TESTOWANIE STABILNOŚCI PARAMETRÓW WIELOCZYNNIKOWYCH MODELI MARKET TIMING Z OPÓŹNIONĄ ZMIENNĄ RYNKOWĄ 1 METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XII/, 011, sr. 59 69 TESTOWANIE STABILNOŚCI PARAMETRÓW WIELOCZYNNIKOWYCH MODELI MARKET TIMING Z OPÓŹNIONĄ ZMIENNĄ RYNKOWĄ 1 Joanna Olbryś Wydział Informayki,

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

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

WIELOCZYNNIKOWE HYBRYDOWE MODELE MARKET-TIMING POLSKICH FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH *

WIELOCZYNNIKOWE HYBRYDOWE MODELE MARKET-TIMING POLSKICH FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH * Joanna Olbryś Politechnika Białostocka WIELOCZYNNIKOWE HYBRYDOWE MODELE MARKET-TIMING POLSKICH FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH * Wprowadzenie Fama i French (1993) oraz Carhart (1997) zaproponowali nowe zmienne

Bardziej szczegółowo

EFEKT DŹWIGNI NA GPW W WARSZAWIE WPROWADZENIE

EFEKT DŹWIGNI NA GPW W WARSZAWIE WPROWADZENIE Paweł Kobus, Rober Pierzykowski Kaedra Ekonomerii i Informayki SGGW e-mail: pawel.kobus@saysyka.info EFEKT DŹWIGNI NA GPW W WARSZAWIE Sreszczenie: Do modelowania asymerycznego wpływu dobrych i złych informacji

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

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

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

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

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

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

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

Niestacjonarne zmienne czasowe własności i testowanie

Niestacjonarne zmienne czasowe własności i testowanie Maeriał dla sudenów Niesacjonarne zmienne czasowe własności i esowanie (sudium przypadku) Nazwa przedmiou: ekonomeria finansowa I (22204), analiza szeregów czasowych i prognozowanie (13201); Kierunek sudiów:

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

specyfikacji i estymacji modelu regresji progowej (ang. threshold regression).

specyfikacji i estymacji modelu regresji progowej (ang. threshold regression). 4. Modele regresji progowej W badaniach empirycznych coraz większym zaineresowaniem cieszą się akie modele szeregów czasowych, kóre pozwalają na objaśnianie nieliniowych zależności między poszczególnymi

Bardziej szczegółowo

WYBRANE TESTY NIEOBCIĄŻONOŚCI MIAR RYZYKA NA PRZYKŁADZIE VALUE AT RISK

WYBRANE TESTY NIEOBCIĄŻONOŚCI MIAR RYZYKA NA PRZYKŁADZIE VALUE AT RISK Przemysław Jeziorski Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach Wydział Informayki i Komunikacji Zakład Demografii i Saysyki Ekonomicznej przemyslaw.jeziorski@ue.kaowice.pl WYBRANE TESTY NIEOBCIĄŻONOŚCI MIAR RYZYKA

Bardziej szczegółowo

MODELOWANIE WŁASNOŚCI SZEREGÓW STÓP ZWROTU SKOŚNOŚĆ ROZKŁADÓW

MODELOWANIE WŁASNOŚCI SZEREGÓW STÓP ZWROTU SKOŚNOŚĆ ROZKŁADÓW Krzyszof Pionek Kaedra Inwesycji Finansowych i Ubezpieczeń Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu MODELOWANIE WŁASNOŚCI SZEREGÓW STÓP ZWROTU SKOŚNOŚĆ ROZKŁADÓW Wprowadzenie Współczesne zarządzanie ryzykiem

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

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

Politechnika Częstochowska Wydział Inżynierii Mechanicznej i Informatyki. Sprawozdanie #2 z przedmiotu: Prognozowanie w systemach multimedialnych

Politechnika Częstochowska Wydział Inżynierii Mechanicznej i Informatyki. Sprawozdanie #2 z przedmiotu: Prognozowanie w systemach multimedialnych Poliechnika Częsochowska Wydział Inżynierii Mechanicznej i Informayki Sprawozdanie #2 z przedmiou: Prognozowanie w sysemach mulimedialnych Andrzej Siwczyński Andrzej Rezler Informayka Rok V, Grupa IO II

Bardziej szczegółowo

ZASTOSOWANIE TESTU PERRONA DO BADANIA PUNKTÓW ZWROTNYCH INDEKSÓW GIEŁDOWYCH: WIG, WIG20, MIDWIG I TECHWIG

ZASTOSOWANIE TESTU PERRONA DO BADANIA PUNKTÓW ZWROTNYCH INDEKSÓW GIEŁDOWYCH: WIG, WIG20, MIDWIG I TECHWIG Doroa Wikowska, Anna Gasek Kaedra Ekonomerii i Informayki SGGW dwikowska@mors.sggw.waw.pl ZASTOSOWANIE TESTU PERRONA DO BADANIA PUNKTÓW ZWROTNYC INDEKSÓW GIEŁDOWYC: WIG, WIG2, MIDWIG I TECWIG Sreszczenie:

Bardziej szczegółowo

Zarządzanie ryzykiem. Lista 3

Zarządzanie ryzykiem. Lista 3 Zaządzanie yzykiem Lisa 3 1. Oszacowano nasępujący ozkład pawdopodobieńswa dla sóp zwou z akcji A i B (Tabela 1). W chwili obecnej Akcja A ma waość ynkową 70, a akcja B 50 zł. Ile wynosi pięciopocenowa

Bardziej szczegółowo

STATYSTYCZNA WERYFIKACJA MODELU CAPM NA PRZYKŁADZIE POLSKIEGO RYNKU KAPITAŁOWEGO WPROWADZENIE METODOLOGIA TESTOWANIA MODELU

STATYSTYCZNA WERYFIKACJA MODELU CAPM NA PRZYKŁADZIE POLSKIEGO RYNKU KAPITAŁOWEGO WPROWADZENIE METODOLOGIA TESTOWANIA MODELU GraŜyna Trzpio, Dominik KręŜołek Kaedra Saysyki Akademii Ekonomicznej w Kaowicach e-mail rzpio@sulu.ae.kaowice.pl, dominik_arkano@wp.pl STATYSTYCZNA WERYFIKACJA MODELU CAPM NA PRZYKŁADZIE POLSKIEGO RYNKU

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

EKONOMETRIA wykład 2. Prof. dr hab. Eugeniusz Gatnar.

EKONOMETRIA wykład 2. Prof. dr hab. Eugeniusz Gatnar. EKONOMERIA wykład Prof. dr hab. Eugeniusz Ganar eganar@mail.wz.uw.edu.pl Przedziały ufności Dla paramerów srukuralnych modelu: P bˆ j S( bˆ z prawdopodobieńswem parameru b bˆ S( bˆ, ( m j j j, ( m j b

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

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

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

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

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

Jacek Kwiatkowski Magdalena Osińska. Procesy zawierające stochastyczne pierwiastki jednostkowe identyfikacja i zastosowanie.

Jacek Kwiatkowski Magdalena Osińska. Procesy zawierające stochastyczne pierwiastki jednostkowe identyfikacja i zastosowanie. DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE Jacek Kwiakowski Magdalena Osińska Uniwersye Mikołaja Kopernika Procesy zawierające sochasyczne pierwiaski jednoskowe idenyfikacja i zasosowanie.. Wsęp Większość lieraury

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

OPTYMALIZACJA PORTFELA INWESTYCYJNEGO ZE WZGLĘDU NA MINIMALNY POZIOM TOLERANCJI DLA USTALONEGO VaR

OPTYMALIZACJA PORTFELA INWESTYCYJNEGO ZE WZGLĘDU NA MINIMALNY POZIOM TOLERANCJI DLA USTALONEGO VaR Daniel Iskra Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach OPTYMALIZACJA PORTFELA IWESTYCYJEGO ZE WZGLĘDU A MIIMALY POZIOM TOLERACJI DLA USTALOEGO VaR Wprowadzenie W osanich laach bardzo popularną miarą ryzyka sała

Bardziej szczegółowo

Nie(efektywność) informacyjna giełdowego rynku kontraktów terminowych w Polsce

Nie(efektywność) informacyjna giełdowego rynku kontraktów terminowych w Polsce Zeszyy Naukowe Uniwersyeu Szczecińskiego nr 862 Finanse, Rynki Finansowe, Ubezpieczenia nr 75 (2015) DOI: 10.18276/frfu.2015.75-16 s. 193 204 Nie(efekywność) informacyjna giełdowego rynku konraków erminowych

Bardziej szczegółowo

TESTOWANIE EGZOGENICZNOŚCI ZMIENNYCH W MODELACH EKONOMETRYCZNYCH

TESTOWANIE EGZOGENICZNOŚCI ZMIENNYCH W MODELACH EKONOMETRYCZNYCH STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 15 Mariusz Doszyń TESTOWANIE EGZOGENICZNOŚCI ZMIENNYCH W MODELACH EKONOMETRYCZNYCH Od pewnego czasu w lieraurze ekonomerycznej pojawiają się

Bardziej szczegółowo

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Uniwersye Mikołaja Kopernika Zależność

Bardziej szczegółowo

Wykład 6. Badanie dynamiki zjawisk

Wykład 6. Badanie dynamiki zjawisk Wykład 6 Badanie dynamiki zjawisk Krzywa wieża w Pizie 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 y 4,9642 4,9644 4,9656 4,9667 4,9673 4,9688 4,9696 4,9698 4,9713 4,9717 4,9725 4,9742 4,9757 Szeregiem czasowym nazywamy

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 Pior Fiszeder Uniwersye Mikołaja Kopernika

Bardziej szczegółowo

licencjat Pytania teoretyczne:

licencjat Pytania teoretyczne: Plan wykładu: 1. Wiadomości ogólne. 2. Model ekonomeryczny i jego elemeny 3. Meody doboru zmiennych do modelu ekonomerycznego. 4. Szacownie paramerów srukuralnych MNK. Weryfikacja modelu KMNK 6. Prognozowanie

Bardziej szczegółowo

OCENA ATRAKCYJNOŚCI INWESTYCYJNEJ AKCJI NA PODSTAWIE CZASU PRZEBYWANIA W OBSZARACH OGRANICZONYCH KRZYWĄ WYKŁADNICZĄ

OCENA ATRAKCYJNOŚCI INWESTYCYJNEJ AKCJI NA PODSTAWIE CZASU PRZEBYWANIA W OBSZARACH OGRANICZONYCH KRZYWĄ WYKŁADNICZĄ Tadeusz Czernik Daniel Iskra Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach Kaedra Maemayki Sosowanej adeusz.czernik@ue.kaowice.pl daniel.iskra@ue.kaowice.pl OCEN TRKCYJNOŚCI INWESTYCYJNEJ KCJI N PODSTWIE CZSU PRZEBYWNI

Bardziej szczegółowo

MODELOWANIE FINANSOWYCH SZEREGÓW CZASOWYCH Z WARUNKOWĄ WARIANCJĄ. 1. Wstęp

MODELOWANIE FINANSOWYCH SZEREGÓW CZASOWYCH Z WARUNKOWĄ WARIANCJĄ. 1. Wstęp WERSJA ROBOCZA - PRZED POPRAWKAMI RECENZENTA Krzyszof Pionek Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu MODELOWANIE FINANSOWYCH SZEREGÓW CZASOWYCH Z WARUNKOWĄ WARIANCJĄ. Wsęp Spośród wielu rodzajów ryzyka, szczególną

Bardziej szczegółowo

Magdalena Osińska, Marcin Fałdziński Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu. Modele GARCH i SV z zastosowaniem teorii wartości ekstremalnych

Magdalena Osińska, Marcin Fałdziński Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu. Modele GARCH i SV z zastosowaniem teorii wartości ekstremalnych DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarim Nakowe 4 6 września 2007 w Torni Kaedra Ekonomerii i Saysyki Uniwersye Mikołaja Kopernika w Torni Magdalena Osińska Marcin Fałdziński Uniwersye

Bardziej szczegółowo

ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA / Ćwiczenia 1

ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA / Ćwiczenia 1 ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA / Ćwiczenia 1 mgr inż. Żanea Pruska Maeriał opracowany na podsawie lieraury przedmiou. Zadanie 1 Firma Alfa jes jednym z głównych dosawców firmy Bea. Ilość produku X,

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

MODELOWANIE KURSÓW WALUTOWYCH NA PRZYKŁADZIE MODELI KURSÓW RÓWNOWAGI ORAZ ZMIENNOŚCI NA RYNKU FOREX

MODELOWANIE KURSÓW WALUTOWYCH NA PRZYKŁADZIE MODELI KURSÓW RÓWNOWAGI ORAZ ZMIENNOŚCI NA RYNKU FOREX Krzyszof Ćwikliński Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu Wydział Zarządzania, Informayki i Finansów Kaedra Ekonomerii krzyszof.cwiklinski@ue.wroc.pl Daniel Papla Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu Wydział

Bardziej szczegółowo

OeconomiA copernicana. Małgorzata Madrak-Grochowska, Mirosława Żurek Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu

OeconomiA copernicana. Małgorzata Madrak-Grochowska, Mirosława Żurek Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu OeconomiA copernicana 2011 Nr 4 Małgorzaa Madrak-Grochowska, Mirosława Żurek Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu TESTOWANIE PRZYCZYNOWOŚCI W WARIANCJI MIĘDZY WYBRANYMI INDEKSAMI RYNKÓW AKCJI NA ŚWIECIE

Bardziej szczegółowo

PROGNOZOWANIE I SYMULACJE. mgr Żaneta Pruska. Ćwiczenia 2 Zadanie 1

PROGNOZOWANIE I SYMULACJE. mgr Żaneta Pruska. Ćwiczenia 2 Zadanie 1 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE mgr Żanea Pruska Ćwiczenia 2 Zadanie 1 Firma Alfa jes jednym z głównych dosawców firmy Bea. Ilość produku X, wyrażona w ysiącach wyprodukowanych i dosarczonych szuk firmie Bea,

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

Wykład 6. Badanie dynamiki zjawisk

Wykład 6. Badanie dynamiki zjawisk Wykład 6 Badanie dynamiki zjawisk TREND WYODRĘBNIANIE SKŁADNIKÓW SZEREGU CZASOWEGO 1. FUNKCJA TRENDU METODA ANALITYCZNA 2. ŚREDNIE RUCHOME METODA WYRÓWNYWANIA MECHANICZNEGO średnie ruchome zwykłe średnie

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

Pobieranie próby. Rozkład χ 2

Pobieranie próby. Rozkład χ 2 Graficzne przedsawianie próby Hisogram Esymaory przykład Próby z rozkładów cząskowych Próby ze skończonej populacji Próby z rozkładu normalnego Rozkład χ Pobieranie próby. Rozkład χ Posać i własności Znaczenie

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

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

Fundusze akcji uniwersalnych

Fundusze akcji uniwersalnych Fundusze akcji uniwersalnych zakres datowy: 30-12-2014 30-12-2015 Superfund Akcji (Superfund SFIO) 7,52% Investor Akcji (Investor FIO) 5,88% Arka Prestiż Akcji Polskich (Arka Prestiż SFIO) 4,19% Copernicus

Bardziej szczegółowo

Pomiar ryzyka odchylenia od benchmarku w warunkach zmiennej w czasie strategii inwestycyjnej OFE - kotynuacja. Wojciech Otto Uniwersytet Warszawski

Pomiar ryzyka odchylenia od benchmarku w warunkach zmiennej w czasie strategii inwestycyjnej OFE - kotynuacja. Wojciech Otto Uniwersytet Warszawski Pomiar ryzyka odchylenia od benchmarku w warunkach zmiennej w czasie sraegii inwesycyjnej OFE - koynuacja Wojciech Oo Uniwersye Warszawski Refera przygoowany na Ogólnopolską Konferencję Naukową Zagadnienia

Bardziej szczegółowo

Wyzwania praktyczne w modelowaniu wielowymiarowych procesów GARCH

Wyzwania praktyczne w modelowaniu wielowymiarowych procesów GARCH Krzyszof Pionek Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu Wyzwania prakyczne w modelowaniu wielowymiarowych procesów GARCH Wsęp Od zaproponowania przez Engla w 1982 roku jednowymiarowego modelu klasy ARCH, modele

Bardziej szczegółowo

Metody badania wpływu zmian kursu walutowego na wskaźnik inflacji

Metody badania wpływu zmian kursu walutowego na wskaźnik inflacji Agnieszka Przybylska-Mazur * Meody badania wpływu zmian kursu waluowego na wskaźnik inflacji Wsęp Do oceny łącznego efeku przenoszenia zmian czynników zewnęrznych, akich jak zmiany cen zewnęrznych (szoki

Bardziej szczegółowo

STATYSTYCZNY POMIAR EFEKTYWNOŚCI FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH OTWARTYCH ZA POMOCĄ EAM (I)

STATYSTYCZNY POMIAR EFEKTYWNOŚCI FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH OTWARTYCH ZA POMOCĄ EAM (I) STATYSTYCZNY POMIAR EFEKTYWNOŚCI FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH OTWARTYCH ZA POMOCĄ EAM (I) dr Jacek, M. Kowalski Wyższa Szkoła Bankowa w Poznaniu jakowalski@op.pl Absrak Jes o pierwsza część, drugiego z cyklu

Bardziej szczegółowo

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE IX Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 6 8 września 2005 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Kaarzyna Kuziak Akademia Ekonomiczna

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

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

Kombinowanie prognoz. - dlaczego należy kombinować prognozy? - obejmowanie prognoz. - podstawowe metody kombinowania prognoz

Kombinowanie prognoz. - dlaczego należy kombinować prognozy? - obejmowanie prognoz. - podstawowe metody kombinowania prognoz Noaki do wykładu 005 Kombinowanie prognoz - dlaczego należy kombinować prognozy? - obejmowanie prognoz - podsawowe meody kombinowania prognoz - przykłady kombinowania prognoz gospodarki polskiej - zalecenia

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

Alicja Ganczarek Akademia Ekonomiczna w Katowicach. Analiza niezależności przekroczeń VaR na wybranym segmencie rynku energii

Alicja Ganczarek Akademia Ekonomiczna w Katowicach. Analiza niezależności przekroczeń VaR na wybranym segmencie rynku energii DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Akademia Ekonomiczna w Kaowicach Analiza

Bardziej szczegółowo

ANNA GÓRSKA MONIKA KRAWIEC Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie

ANNA GÓRSKA MONIKA KRAWIEC Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 63 013 ANNA GÓRSKA MONIKA KRAWIEC Szkoła Główna Gospodarswa Wiejskiego w Warszawie BADANIE EFEKTYWNOŚCI INFORMACYJNEJ

Bardziej szczegółowo

Rating funduszy inwestycyjnych marzec 2008

Rating funduszy inwestycyjnych marzec 2008 Rating funduszy inwestycyjnych marzec 2008 Open Finance po raz drugi prezentuje rating funduszy inwestycyjnych. Kontynuujemy tym samym rozpoczęty przed miesiącem cykl regularnych publikacji, w których

Bardziej szczegółowo

DYNAMIKA KONSTRUKCJI

DYNAMIKA KONSTRUKCJI 10. DYNAMIKA KONSTRUKCJI 1 10. 10. DYNAMIKA KONSTRUKCJI 10.1. Wprowadzenie Ogólne równanie dynamiki zapisujemy w posaci: M d C d Kd =P (10.1) Zapis powyższy oznacza, że równanie musi być spełnione w każdej

Bardziej szczegółowo

PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL AUTOR: ŻANETA PRUSKA

PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL AUTOR: ŻANETA PRUSKA 1 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 AUTOR: mgr inż. ŻANETA PRUSKA DODATEK SOLVER 2 Sprawdzić czy w zakładce Dane znajduję się Solver 1. Kliknij przycisk Microsof Office, a nasępnie kliknij przycisk Opcje

Bardziej szczegółowo

O PEWNYCH KRYTERIACH INWESTOWANIA W OPCJE NA AKCJE

O PEWNYCH KRYTERIACH INWESTOWANIA W OPCJE NA AKCJE MEODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH om XIII/3, 01, sr 43 5 O EWNYCH KRYERIACH INWESOWANIA W OCJE NA AKCJE omasz Warowny Kaedra Meod Ilościowych w Zarządzaniu oliechnika Lubelska e-mail: warowny@pollubpl

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

UMK w Toruniu ANALIZA ZALEŻNOŚCI MIĘDZY INDEKSEM WIG A WYBRANYMI INDEKSAMI RYNKÓW AKCJI NA ŚWIECIE

UMK w Toruniu ANALIZA ZALEŻNOŚCI MIĘDZY INDEKSEM WIG A WYBRANYMI INDEKSAMI RYNKÓW AKCJI NA ŚWIECIE Pior Fiszeder UMK w Toruniu ANALIZA ZALEŻNOŚCI MIĘDZY INDEKSEM WIG A WYBRANYMI INDEKSAMI RYNKÓW AKCJI NA ŚWIECIE. Wprowadzenie Rynki kapiałowe na świecie są coraz silniej powiązane. Do najważniejszych

Bardziej szczegółowo

Statystyka od podstaw z systemem SAS Dr hab. E. Frątczak, ZAHZiAW, ISiD, KAE. Część VII. Analiza szeregu czasowego

Statystyka od podstaw z systemem SAS Dr hab. E. Frątczak, ZAHZiAW, ISiD, KAE. Część VII. Analiza szeregu czasowego Część VII. Analiza szeregu czasowego 1 DEFINICJA SZEREGU CZASOWEGO Szeregiem czasowym nazywamy zbiór warości cechy w uporządkowanych chronologicznie różnych momenach (okresach) czasu. Oznaczając przez

Bardziej szczegółowo

Fundusze akcji polskich

Fundusze akcji polskich RATING funduszy inwestycyjnych czerwiec 2010 Fundusze akcji polskich Noble Akcji (Noble Funds FIO) **** 4,60 43,09% -25,82% - - Idea Akcji (Idea FIO) **** 4,24 35,26% -29,09% 75,01% - UniKorona Akcje (UniFundusze

Bardziej szczegółowo

Punktacja za przekroczenie średniej Akcji polskich małych i średnich spółek Allianz FIO Subfundusz Allianz Akcji Małych i Średnich Spółek

Punktacja za przekroczenie średniej Akcji polskich małych i średnich spółek Allianz FIO Subfundusz Allianz Akcji Małych i Średnich Spółek Akcji polskich małych i średnich spółek Allianz FIO Subfundusz Allianz Akcji Małych i Średnich Spółek 3,33% 7 SKARBIEC-MAŁYCH I ŚREDNICH SPÓŁEK FIO 1,16% -18,36% 6 PKO/Credit Suisse Akcji Małych i Średnich

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

ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 63 2013

ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 63 2013 ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 63 2013 MAŁGORZATA BOŁTUĆ Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu ZALEŻNOŚĆ POMIĘDZY RYNKIEM SWAPÓW KREDYTOWYCH

Bardziej szczegółowo

Magdalena Frasyniuk-Pietrzyk Wyższa Szkoła Bankowa we Wrocławiu Radosław Pietrzyk Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu

Magdalena Frasyniuk-Pietrzyk Wyższa Szkoła Bankowa we Wrocławiu Radosław Pietrzyk Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu Magdalena Frasyniuk-Pietrzyk Wyższa Szkoła Bankowa we Wrocławiu Radosław Pietrzyk Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu SELEKTYWNOŚĆ, DYWERSYFIKACJA I RYZYKO W OCENIE DZIAŁALNOŚCI FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH

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

KONCEPCJA WARTOŚCI ZAGROŻONEJ VaR (VALUE AT RISK)

KONCEPCJA WARTOŚCI ZAGROŻONEJ VaR (VALUE AT RISK) KONCEPCJA WARTOŚCI ZAGROŻONEJ VaR (VALUE AT RISK) Kaarzyna Kuziak Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu, Kaedra Inwesycji Finansowych i Ubezpieczeń Wprowadzenie W 1994 roku insyucja finansowa JP Morgan opublikowała

Bardziej szczegółowo

WARTOŚĆ ZAGROŻONA OPCJI EUROPEJSKICH SZACOWANA PRZEDZIAŁOWO. SYMULACJE

WARTOŚĆ ZAGROŻONA OPCJI EUROPEJSKICH SZACOWANA PRZEDZIAŁOWO. SYMULACJE Daniel Iskra Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach WARTOŚĆ ZAGROŻONA OPCJI EUROPEJSKICH SZACOWANA PRZEDZIAŁOWO. SYMULACJE Wprowadzenie Jednym z aspeków współczesnej ekonomii jes zarządzanie ryzykiem związanym

Bardziej szczegółowo

Ocena płynności wybranymi metodami szacowania osadu 1

Ocena płynności wybranymi metodami szacowania osadu 1 Bogdan Ludwiczak Wprowadzenie Ocena płynności wybranymi meodami szacowania osadu W ubiegłym roku zaszły znaczące zmiany doyczące pomiaru i zarządzania ryzykiem bankowym. Są one konsekwencją nowowprowadzonych

Bardziej szczegółowo

Ranking funduszy inwestycyjnych w październiku 2007 r. fundusze akcyjne krajowe 1 miesiąc 6 miesięcy 12 miesięcy Punkty

Ranking funduszy inwestycyjnych w październiku 2007 r. fundusze akcyjne krajowe 1 miesiąc 6 miesięcy 12 miesięcy Punkty fundusze akcyjne krajowe 1 miesiąc 6 miesięcy 12 miesięcy Punkty KBC Portfel VIP Subfundusz Akcyjny SFIO 5,95% 6,6% 23,6% 20 Arka BZ WBK Akcji FIO 5,41% 9,3% 36,4% 19 Lukas FIO subfundusz Lukas Akcyjny

Bardziej szczegółowo

OBCIĄŻENIE ESTYMATORA WSPÓŁCZYNNIKA ALFA JENSENA A INTERPRETACJE PARAMETRÓW KLASYCZNYCH MODELI MARKET-TIMING 1 1. WSTĘP

OBCIĄŻENIE ESTYMATORA WSPÓŁCZYNNIKA ALFA JENSENA A INTERPRETACJE PARAMETRÓW KLASYCZNYCH MODELI MARKET-TIMING 1 1. WSTĘP PRZEGLĄD STATYSTYCZNY R. LVIII ZESZYT 1-2 2011 JOANNA OLBRYŚ OBCIĄŻENIE ESTYMATORA WSPÓŁCZYNNIKA ALFA JENSENA A INTERPRETACJE PARAMETRÓW KLASYCZNYCH MODELI MARKET-TIMING 1 1. WSTĘP W 1972 roku E. Fama

Bardziej szczegółowo

Od początku bieżącego roku do końca lipca z funduszy polskich akcji uniwersalnych (szerokiego rynku) klienci detaliczni wycofali blisko 561 mln zł.

Od początku bieżącego roku do końca lipca z funduszy polskich akcji uniwersalnych (szerokiego rynku) klienci detaliczni wycofali blisko 561 mln zł. Od początku bieżącego roku do końca lipca z funduszy polskich akcji uniwersalnych (szerokiego rynku) klienci detaliczni wycofali blisko 561 mln zł. Na wybór funduszu akcyjnego wpływ mają przede wszystkim

Bardziej szczegółowo

Akademia Ekonomiczna im. Oskara Langego we Wrocławiu Katedra Inwestycji Finansowych i Ubezpieczeń

Akademia Ekonomiczna im. Oskara Langego we Wrocławiu Katedra Inwestycji Finansowych i Ubezpieczeń Krzyszof Pionek Akademia Ekonomiczna im. Oskara Langego we Wrocławiu Kaedra Inwesycji Finansowych i Ubezpieczeń Przegląd i porównanie meod oceny modeli VaR Wsęp - Miara VaR Warość zagrożona (warość narażona

Bardziej szczegółowo

Strukturalne podejście w prognozowaniu produktu krajowego brutto w ujęciu regionalnym

Strukturalne podejście w prognozowaniu produktu krajowego brutto w ujęciu regionalnym Jacek Baóg Uniwersye Szczeciński Srukuralne podejście w prognozowaniu produku krajowego bruo w ujęciu regionalnym Znajomość poziomu i dynamiki produku krajowego bruo wyworzonego w poszczególnych regionach

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

Akcji polskich małych i średnich spółek

Akcji polskich małych i średnich spółek Akcji polskich małych i średnich spółek UniFundusze FIO subfundusz UniAkcje Małych i Średnich Spółek 6,80% 7 BPH FIO Akcji Dynamicznych Spółek (USD) 3,73% -14,4% 8,4% 6 Noble Funds FIO Subfundusz Noble

Bardziej szczegółowo

W ostatnich 10 latach co trzeci fundusz akcji przy inwestowaniu systematycznym przyniósł realną stratę.

W ostatnich 10 latach co trzeci fundusz akcji przy inwestowaniu systematycznym przyniósł realną stratę. W ostatnich 10 latach co trzeci fundusz akcji przy inwestowaniu systematycznym przyniósł realną stratę. Systematyczne odkładanie i inwestowanie mniejszych kwot to dla wielu osób często jedyna droga, aby

Bardziej szczegółowo

Wyniki funduszy inwestycyjnych we wrześniu

Wyniki funduszy inwestycyjnych we wrześniu Fundusze akcji polskich Wyniki funduszy inwestycyjnych we wrześniu Fundusz wrzesień 6 miesięcy 12 miesięcy Arka BZ WBK Akcji FIO 3,88% 8,89% 39,55% Lukas FIO subfundusz Lukas Akcyjny 3,50% 10,44% DWS Polska

Bardziej szczegółowo

Inwestycje w lokale mieszkalne jako efektywne zabezpieczenie przed inflacją na przykładzie Poznania w latach

Inwestycje w lokale mieszkalne jako efektywne zabezpieczenie przed inflacją na przykładzie Poznania w latach Radosław Trojanek Kaedra Mikroekonomii Akademia Ekonomiczna w Poznaniu Srona nieparzysa Inwesycje w lokale mieszkalne jako efekywne zabezpieczenie przed inflacją na przykładzie Poznania w laach 996-2004.

Bardziej szczegółowo

Fundusze akcji polskich

Fundusze akcji polskich RATING funduszy inwestycyjnych marzec 2010 Fundusze akcji polskich Noble Akcji (Noble Funds FIO) **** 4,60 72,23% -9,56% - - Arka Akcji FIO *** 4,08 80,25% -24,35% 55,89% 254,10% Idea Akcji (Idea FIO)

Bardziej szczegółowo

hact , 4 haot technice świec japońskich. 4 Na podstawie strony internetowej:

hact , 4 haot technice świec japońskich. 4 Na podstawie strony internetowej: Zasosowanie echniki Heikin Ashi na rynku kapiałowym Krzyszof Borowski Opublikowany w: Sudia i Prace Kolegium Zarządzania i Finansów, Zeszy Naukowy 66, Warszawa 26, sr. 9-99. Po raz pierwszy japońskie echniki

Bardziej szczegółowo

Porównanie jakości nieliniowych modeli ekonometrycznych na podstawie testów trafności prognoz

Porównanie jakości nieliniowych modeli ekonometrycznych na podstawie testów trafności prognoz 233 Zeszyy Naukowe Wyższej Szkoły Bankowej we Wrocławiu Nr 20/2011 Wyższa Szkoła Bankowa w Toruniu Porównanie jakości nieliniowych modeli ekonomerycznych na podsawie esów rafności prognoz Sreszczenie.

Bardziej szczegółowo

hact , 4 haot technice świec japońskich. 4 Na podstawie strony internetowej:

hact , 4 haot technice świec japońskich. 4 Na podstawie strony internetowej: Zasosowanie echniki Heikin Ashi na rynku kapiałowym Krzyszof Borowski Opublikowany w: Sudia i Prace Kolegium Zarządzania i Finansów, Zeszy Naukowy 66, Warszawa 26, sr. 9-99. Po raz pierwszy japońskie echniki

Bardziej szczegółowo

Fundusze akcji polskich

Fundusze akcji polskich RATING funduszy inwestycyjnych styczeń 2010 Fundusze akcji polskich Noble Akcji (Noble Funds FIO) **** 4,60 58,93% -9,56% - - Arka Akcji FIO **** 4,22 70,83% -25,30% 71,31% 265,06% Skarbiec - Akcja (Skarbiec

Bardziej szczegółowo

PROJEKT nr 1 Projekt spawanego węzła kratownicy. Sporządził: Andrzej Wölk

PROJEKT nr 1 Projekt spawanego węzła kratownicy. Sporządził: Andrzej Wölk PROJEKT nr 1 Projek spawanego węzła kraownicy Sporządził: Andrzej Wölk Projek pojedynczego węzła spawnego kraownicy Siły: 1 = 10 3 = -10 Kąy: α = 5 o β = 75 o γ = 75 o Schema węzła kraownicy Dane: Grubość

Bardziej szczegółowo

Ranking funduszy inwestycyjnych (maj 2010)

Ranking funduszy inwestycyjnych (maj 2010) FUNDUSZE INWESTYCYJNE 18 czerwca 2010 Ranking funduszy inwestycyjnych ( 2010) W owym u funduszy inwestycyjnych opartym o wskaźnik Information Ratio, opisujący relację u do ryzyka, zaszło dużo zmian. Wśród

Bardziej szczegółowo

ANALIZA PORÓWNAWCZA ŚREDNIEGO ODSETKA CZASU PRZEBYWANIA W PIERWSZEJ I DRUGIEJ POŁOWIE DNIA BADANIA EMPIRYCZNE

ANALIZA PORÓWNAWCZA ŚREDNIEGO ODSETKA CZASU PRZEBYWANIA W PIERWSZEJ I DRUGIEJ POŁOWIE DNIA BADANIA EMPIRYCZNE Tadeusz Czernik Daniel Iskra Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach Kaedra Maemayki Sosowanej adeusz.czernik@ue.kaowice.pl daniel.iskra@ue.kaowice.pl ANALIZA PORÓWNAWCZA ŚREDNIEGO ODSETKA CZASU PRZEBYWANIA

Bardziej szczegółowo