ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR
|
|
- Jan Kwiecień
- 8 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR MAŁGORZATA BOŁTUĆ Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu ZALEŻNOŚĆ POMIĘDZY RYNKIEM SWAPÓW KREDYTOWYCH A RYNKIEM AKCJI Sreszczenie Arykuł zawiera przegląd przeprowadzonych do ej pory badań w zakresie badania relacji przyczynowo-skukowych pomiędzy spreadami CDS a rynkiem akcji oraz obligacji. Druga część arykułu zawiera meodologię oraz wyniki przeprowadzonych badań własnych mających na celu zbadanie relacji pomiędzy spreadami konraków CDS dla Polski oraz zmianami indeksu WIG20. Orzymane wyniki powierdzają badania przeprowadzone dla innych krajów, że zmiany zachodzące na rynku akcji są przyczynami (w sensie Grangera) zmian zachodzących na rynku konraków CDS. Słowa kluczowe: swapy kredyowe, akcje, obligacje Wprowadzenie Narasający w osanich laach w Europie kryzys zadłużenia nie ominął pańsw wchodzących w skład Unii Europejskiej. W rezulacie inwesorzy lokujący kapiał w krajach doknięych kryzysem (w szczególności w Grecji) zaczęli poszukiwać możliwości zabezpieczenia swoich inwesycji. Popularnym rozwiązaniem sało się zawieranie konraków CDS na dług pańsw doknięych kryzysem w celu zabezpieczenia zainwesowanego kapiału. W konsekwencji zwiększonego zaineresowania konrakami CDS pojawili się na rynku inwesorzy, kórych celem nie była ochrona zainwesowanego w zagrożonych pańswach kapiału, lecz poszukiwanie możliwości zwiększenia osiąganych sóp zwrou poprzez inwesycje właśnie na rynku kredyowych insrumenów pochodnych,
2 20 Małgorzaa Bołuć a w szczególności na rynku konraków CDS (celem było osiąganie dodanich sóp zwrou na wzrosach warości spreadów CDS, bez posiadania insrumenów bazowych dla konraku). W rezulacie spready konraków CDS dla pańsw zagrożonych kryzysem zaczęły gwałownie rosnąć. Najlepiej obrazuje en fak przykład Grecji, dla kórej spread pięciolenich konraków CDS wynosił w 2008 roku 77,59 punków bazowych, a w 2010 roku wzrósł aż do 616,19 punków bazowych. Średnie warości spreadów CDS (wyrażone w punkach bazowych) przedsawiono na wykresie 1. CDS (punky bazowe) 700,00 600,00 500,00 400,00 300,00 200,00 100,00 0,00 Francja Ausria Niemcy Porugalia W gry Polska Grecja ,46 31, , , , , , ,17 108, , , , , , ,90 77, , , , , ,18921 Wykres 1. Średnie warości pięciolenich spreadów konraków CDS w laach Źródło: opracowanie własne na podsawie danych z Reuers. Z uwagi na rosnącą popularność kredyowych insrumenów pochodnych, a zwłaszcza swapów CDS, isone wydaje się zbadanie związku pomiędzy zmianami spreadów CDS a zmianami warości innych akywów, m.in. obligacji, akcji oraz indeksów giełdowych, czy zmianami raingów. Celem arykułu jes przeprowadzenie przeglądu doychczasowych badań w ym zakresie, a przede wszyskim zbadanie zależności zachodzących pomiędzy spreadami pięciolenich konaków CDS dla Polski a indeksem Giełdy Papierów Warościowych WIG20. Dalsza część arykułu zosała podzielona na czery części: w pierwszej wyjaśniono, czym jes konrak CDS, w drugiej przeprowadzono przegląd doychczasowych badań, w części rzeciej zosała przedsawiona meodologia badań własnych auorki, nasępie wyniki oraz wnioski z przeprowadzonych badań.
3 Zależność pomiędzy rynkiem swapów kredyowych a rynkiem akcji CDS charakerysyka insrumenu Credi Defaul Swap (CDS) 1 jes konrakem zabezpieczającym ryzyko kredyowe, w kórym jedna ze sron zgadza się dokonać warunkowej płaności w przypadku zajścia zdarzenia kredyowego w zamian za okresową płaność premii. Nabywca konraku CDS orzymuje możliwość ograniczenia ryzyka kredyowego i kapiału regulacyjnego, nie zrywając relacji z klienem. Sprzedawca zabezpieczenia orzymuje możliwość podjęcia ryzyka kredyowego oraz orzymania dodakowego zysku w posaci premii bez konieczności finansowania zawieranej pozycji. Konraky CDS na dług pańswa dają również możliwość zabezpieczenia się przed niewypłacalnością krajów (zw. Sovereign Credi Defaul Swap). Noowania konraków CDS są kwoowane w punkach bazowych wyrażonych w skali roku i wskazują roczny kosz sprzedaży lub zakupu zabezpieczenia. Główną różnicą pomiędzy CDS na dług pańswa a CDS na dług firm jes definicja zdarzenia kredyowego. Dla przedsiębiorswa obejmuje ona bankrucwo, odmowe spłay zobowiązań, czasem resrukuryzację. Dla pańswowych CDS bankrucwo jes zasąpione moraioruim [Niedziółka 2009: ]. Zgodnie z ISDA 2 można powiedzieć, że swapy CDS są isone z punku widzenia konroli ryzyka zarówno dla inwesorów, jak i pożyczkodawców. Swapy CDS na dług pańswowy (Sowereign CDS) gwaranują efekywne zabezpieczenie nie ylko dla posiadaczy obligacji rządowych, lecz akże dla banków międzynarodowych narażonych na ryzyko danego kraju, posiadaczy akcji danego czy nabywców nieruchomości. Po 2010 roku w raporcie IDSA ogłoszono, że osanie niepowierdzone dane wskazują, że banki ze znaczącą ekspozycją kredyową w Grecji były akywnymi nabywcami Greckich swapów CDS. W ym samym czasie kryzys zadłużenia miał bez wąpienia wpływ na giełdy papierów warościowych (2010), przejawiający się w znacznym spadku warości indeksów giełdowych. Główne indeksy giełdowe akich krajów jak Grecja spadły w 2010 o 47% w porównaniu do roku Rządy ych pańsw musiały poświęcać coraz większą część swoich przychodów na finansowanie zewnęrznego długu, a ym samym nie były w sanie przeznaczać znacznych środków na rozwój i nowe inwesycje. 1 W Polskiej lieraurze funkcjonuje łumaczenie swap odmowy zapłay długu lub kredyowy konrak zamiany [Jackowicz 2001: 51 61], jednak w powszechnym sosowaniu jes angielska nazwa i jej skró, dlaego w arykule będzie sosowany skró anglojęzyczny. 2 Inernaional Swap and Derivaives Associaion, News Release, March 15, 2010.
4 22 Małgorzaa Bołuć 2. Przegląd badań lieraurowych Badanie związków przyczynowych zachodzących pomiędzy spreadami CDS a rynkiem obligacji lub akcji było w osanich laach przedmioem licznych badań. Powodem akiej syuacji był przede wszyskim gwałowny wzros rynku kredyowych insrumenów pochodnych [BIS 2010]. Według badaczy akich jak Bysrom [2005] można swierdzić, że badanie zależności pomiędzy ymi rzema (akcji, obligacji, CDS) rynkami jes niezwykle isone nie ylko z punku widzenia osób szukających efekywnego zabezpieczenia na ym rynku, lecz akże dla każdego, ko szuka na ym rynku możliwości osiągnięcia zysków arbirażowych. Bysrom przeprowadził badania zależności pomiędzy cenami akcji a spreadami CDS, a akże pomiędzy zmiennością sóp zwrou z akcji i spreadami CDS na przykładzie indeksów sekorowych itraxx CDS dla spółek europejskich. Z badań wynika, że isnieje znacząca korelacja pomiędzy spreadami indeksów itraxx oraz zmianami warości ych spreadów zarówno z cenami akcji, jak i ze sopami zwrou z akcji. Spready CDS zwiększają (zmniejszają) zmienność cen akcji się zwiększa (zmniejsza). Ponado swierdził, że zarówno bieżące, jak i wcześniejsze sopy zwrou z akcji wyjaśniają w dużej części zmienność spreadów CDS. Oznacza o, że pojawiające się nowe, specyficzne informacje dla poszczególnych firm są szybciej odzwierciedlane w cenach akcji niż w spreadach CDS. Rynek akcji odgrywa zaem przewodnią rolę w odzwierciedlaniu wszelkich informacji doyczących poszczególnych firm niż rynek konraków CDS. Zgodnie z wynikami badań m.in. Nordena i Webera [2009], Blanca i in. [2005] oraz Zhu [2006], zajmujących się wykrywaniem związków przyczynowo-skukowych pomiędzy obligacjami korporacyjnymi a konrakami CDS na dług poszczególnych firm, okazuje się, że rynek konraków CDS odgrywa główną rolę przed rynkiem obligacji. Oznacza o, że wszelkie pojawiające się nowe informacje są szybciej odzwierciedlane w zmianach spreadu CDS niż w noowaniach obligacji. Norden i Weber [2009] wykryli akże w badaniach przewodnią rolę rynku akcji przed rynkiem konraków CDS i rynkiem obligacji. Z przeprowadzonych przez nich badań wynika ponado, że zmiany spreadu CDS są przyczynami w sensie Grangera dla zmian spreadu obligacji w większej ilości przypadków niż odwronie. Związki pomiędzy spreadami konraków CDS a cenami akcji były przedmioem analizy w pracach Bysroma [2005] oraz Funga i in. [2008]. Fung, sosując model VAR oraz dzienne noowania indeksów, akże powierdził, że rynek
5 Zależność pomiędzy rynkiem swapów kredyowych a rynkiem akcji 23 akcji wyprzedza rynek CDS. Ponado w czasie kryzysu w 2007 roku zależność pomiędzy ymi dwoma rynkami okazała się silniejsza. Longsaff [Longsaff i in. 2003] jako pierwszy badał zależność pomiędzy ygodniowymi spreadami CDS, obligacjami oraz akcjami dla firm amerykańskich. Zgodnie w orzymanymi wynikami rynek akcji oraz rynek CDS wyprzedza rynek obligacji. Auor nie orzymał jednakże jednoznacznych rezulaów na ema związku pomiędzy rynkiem akcji a rynkiem CDS. Fore i Peña [2009], badając obligacje, akcje oraz konraky CDS dla przykładowych firm amerykańskich i europejskich przy pomocy modelu VECM, akże odkryli ważniejszą rolę rynku akcji przed rynkiem obligacji. Relacje zachodzące pomiędzy spreadami CDS dla ośmiu wybranych krajów oraz głównymi indeksami giełdowymi ych krajów były przedmioem badań Coronado, Corzo, Lazcano [2012]. Badania były prowadzone na podsawie danych z la Swierdzono, że w badanym okresie rynek akcji szybciej odzwierciedla nowo pojawiające się informacje niż rynek konraków CDS. Dodakowo dla analizy przeprowadzonej osobno dla roku 2010 okazało się, że zmiany szybciej nasępują na rynku konaków CDS niż na rynku akcji. Badane kraje zosały podzielone na dwie grupy: kraje o wysokim ryzyku (wysokiej premii CDS): Gracja, Porugalia, Irlandia, Hiszpania i Włochy, oraz kraje o niskim ryzyku (niskiej premii CDS), do kórych zaliczono Francję, Niemcy i UK. Z ich badań wynika, że zmienność sóp zwrou jes akże ujemnie skorelowana ze zmianami spreadów CDS, a zależność a jes silniejsza dla krajów o wysokim sopniu ryzyka (Włochy, Grecja, Hiszpania, Porugalia) niż dla krajów o niższych spreadach CDS (Francja, Niemcy, UK), kóre wykazują dodanią, lecz słabszą korelację. W pracy akże powierdzono, że wszelkie nowe informacje są szybciej odzwierciedlane w indeksach giełdowych niż w spreadach CDS, lecz zachodzi odwrona zależność w przypadku kryzysu na rynku zadłużenia. W pracy Coudera i Gexa [2010] akże analizowano związek pomiędzy CDS a obligacjami, próbując określić, na kórym rynku wcześniej są odzwierciedlane nowe informacje. Badania przeprowadzono na przykładzie spreadów CDS na dług pańsw oraz wybranych firm, kóre były porównywane ze spreadami obligacji pięciolenich. W badaniach powierdzili przewodnią rolę CDS przed rynkiem obligacji. Swierdzono akże, że zależność była większa w okresie kryzysu oraz że dla krajów z niskim ryzykiem pojawiające się nowe informacje są szybciej odzwierciedlane na rynku obligacji niż na rynku akcji. Ponado według ich badań w 2007 roku, w kórym nasępował kryzys poszczególnych krajów, związek en okazywał się silniejszy.
6 24 Małgorzaa Bołuć Mimo licznych badań analizujących przyczynowość pomiędzy spreadami CDS, akcjami oraz obligacjami skupionych na akcjach i CDS dla poszczególnych firm nie pojawiają się zby liczne badania związane z konrakami CDS na dług pańsw a indeksami giełdowymi [Coronado, Corzo, Lazcano 2012]. W szczególności zaś pojawiające się wyniki badań empirycznych nie doyczą Polski. Dlaego posanowiono przeprowadzić analizę relacji zachodzących pomiędzy spreadami CDS dla Polski oraz noowaniami indeksu giełdowego WIG Meodologia badań Do przeprowadzenia badań wykorzysano noowania spreadów pięciolenich konraków CDS 3 dla Polski oraz indeksu WIG20 z okresu syczeń 2008 wrzesień Jak kszałowała się w ym okresie warość spreadów CDS oraz ondeksu WIG20, przedsawiono na wykresie 2. Już obserwując sam wykres, można zauważyć, że wzrosom warości spreadów CDS owarzyszy spadek warości indeksu, naomias spadkom spreadu CDS wzros indeksu. Indeks WIG 20 CDS Wykres 2. Spread pięciolenich swapów CDS dla Polski (w punkach bazowych) w zesa wieniu z warościami indeksu WIG20 Źródło: opracowanie własna na podsawie danych z Reuers. 3 Do analizy wybrano dane pięciolenie, gdyż są najbardziej płynnym spośród konraków CDS. 4 Dane dosępne w Reuers.
7 Zależność pomiędzy rynkiem swapów kredyowych a rynkiem akcji 25 W celu zweryfikowania hipoezy o wysępowaniu zależności przyczynowych pomiędzy kszałowaniem się warości spreadów CDS a noowaniami indeksu WIG20 wykorzysano es przyczynowości w sensie Grangera opary na modelu VAR 5. Przyczynowość w sensie Grangera definiuje się nasępująco [Charemza, Deadman 1997]: zmienna x jes przyczyną w sensie Grangera dla y, jeśli bieżące warości zmiennej y można prognozować z większą dokładnością przy użyciu przeszłych warości x niż bez ich wykorzysania. Analiza przyczynowości w sensie Grangera opara jes na podsawie oszacowania nasępujących modeli [Osińska 2007]: y y y y k k y y y y x x x k k k k gdzie: y realizacja procesu Y, x realizacja procesu X,, paramery modelu, i j k rząd opóźnienia modeli, składnik losowy modelu Y objaśnianego ylko przez własne opóźnione warości, składnik losowy modelu Y objaśnianego przez własne opóźnione warości oraz opóźnione warości X. Tesowanie przyczynowości w sensie Grangera sprowadza się do esowania hipoezy zerowej zakładającej brak isonych różnic pomiędzy wariancjami reszowymi modelu (brak przyczynowości): Wobec hipoezy alernaywnej: H : 2 2 ( ) 0 H : 2 2 ( ) 1 gdzie 2 ( ), 2 ( ) wariancja składnika losowego modeli. 5 Model Auoregresji Wekorowej (Vecor AuoRegression Model).
8 26 Małgorzaa Bołuć Saysyka weryfikująca hipoezę ma posać [Osińska 2007]: ns G S ( 2 2 ) 2 S ( ) gdzie: T liczebność próby, 2 2 S, S esymaory wariancji reszowych modelu. 2 Powyższa saysyka jes zbieżna do rozkładu ( k ). Saysyka a może być sosowana dla dużej próby (T większe od 100). Ponieważ przyczynowość w sensie Grangera można sosować ylko do sacjonarnych procesów sochasycznych, najpierw należy sprawdzić sacjonarność procesu, a nasępnie dokonać wyboru opymalnego rzędu opóźnienia. 4. Wyniki przeprowadzonych badań Średnie warości dla konraków CDS oraz indeksu WIG20 przedsawiono w abeli 1. Średnie warości spreadu pięciolenich CDS oraz indeksu WIG20 Tabela 1 Średni warość CDS (pb) Średnia warość indeksu WIG , , , , , , , ,511 Źródło: opracowanie własne na podsawie danych z Reuers. Najpierw przeprowadzono es sacjonarności szeregów za pomocą rozszerzonego esu Dickeya Fullera (ADF) 6. Wyniki esu przedsawiono w abeli Szerszy opis esu można znaleźć np. w pracy Osińskiej [2007]. 7 Obliczenia wykonane w programie Grel.
9 Zależność pomiędzy rynkiem swapów kredyowych a rynkiem akcji 27 Wyniki rozszerzonego esu Dickeya Fullera Tabela 2 Zmienna ADF p-warość CDS -1, ,3244 WIG20-2, ,1301 Źródło: opracowanie własne na podsawie danych z Reuers. Na podsawie orzymanych warości esu ADF oraz warości p nie ma podsaw do odrzucenia hipoezy zerowej, że oba procesy są zinegrowane co najmniej pierwszego rzędu (na poziomie isoności 0, 05). Ponieważ poprawna specyfikacja modelu VAR wymaga, żeby procesy były sacjonarne, zosały wyznaczone pierwsze różnice dla obu zmiennych ponownie zasosowano do nich rozszerzony es Dickeya Fullera. Wyniki przedsawiono w abeli 3. Wyniki rozszerzonego esu Dickey Fullera dla pierwszych różnic Tabela 3 ADF p-warość Δ CDS -24,1008 0,0000 Δ WIG20-26,2613 0,0000 Źródło: opracowanie własne na podsawie danych z Reuers. Na podsawie orzymanych warości ADF należy przyjąć hipoezę alernaywną, że badany proces jes sacjonarny (na poziomie isoności 0, 05), a zaem można zasosować model VAR. Wyboru rzędu opóźnienia dokonano na podsawie warości rzech kryeriów: kryerium Akaike a (AIC), kryerium Schwarza Byesiana (BIC) oraz kryerium Hannan Quinna (HQC). Wyliczone warości poszczególnych kryeriów przedsawiono w abeli 4.
10 28 Małgorzaa Bołuć Tabela 4 Warości kryeriów Akaike a (AIC), kryerium Schwarza Byesiana (BIC) oraz kryerium Hannan Quinna (HQC) Rząd opóźnienia AIC BIC HQC 1 17, ,751560* 17,727934* 2 17,703548* 17, , , , , , , , Źródło: opracowanie własne na podsawie danych z Reuers. Ponieważ wyniki esów nie są jednoznaczne (dwa kryeria wskazują jako opymalny pierwszy rząd opóźnienia, a jedno drugi rząd opóźnienia), oszacowano równanie VAR z jednym rzędem opóźnienia VAR(1) oraz z drugim rzędem opóźnienia VAR(2). Oszacowania warości paramerów dla obu modeli przedsawiono w abelach 5 i 6. Oszacowanie paramery modelu VAR(1) Tabela 5 ΔCDS -1 ΔWIG20-1 Sała Δ CDS 0, , , Δ WIG20-0, , , Źródło: opracowanie własne na podsawie danych z Reuers. Oszacowanie paramery modelu VAR(1) Tabela 6 ΔCDS -1 ΔCDS -2 ΔWIG20-1 ΔWIG20-2 Sała Δ CDS 0, , , , , Δ WIG20-0, , , , , Źródło: opracowanie własne na podsawie danych z Reuers. Na podsawie esu przyczynowości Grangera można wskazać, że w badanym okresie zmiany warości indeksu WIG20 są przyczyną w sensie Grangera dla zmian pięciolenich spreadów konraków CDS dla Polski (dla modelu VAR(1) warość saysyki G wynosi 51,24, zaś warość esu χ (1) = 3,841 dla α=0,05; dla
11 Zależność pomiędzy rynkiem swapów kredyowych a rynkiem akcji 29 modelu VAR(2) warość saysyki G wynosi 50,26, z warość esu χ (2) = 5,991 dla α=0,05). Zmiany spreadów CDS nie są zaś w sensie Grangera przyczynami zmian WIG20. Wnioski Przeprowadzone badania dla polskich pięciolenich konraków CDS oraz badanie ich związku z noowaniami indeksu WIG20 powierdziły wcześniejsze badania, że zmiany zachodzące na rynku akcji są przyczynami zmian zachodzących na rynku konraków CDS. Zasadne naomias wydaje się badanie dalszych związków pomiędzy ymi dwoma rynkami, zwłaszcza w podziale na osobne podokresy związane z większą zmiennością na rynku giełdowym czy okresami, w kórych nasępuje znaczy spadek warości indeksów giełdowych. Lieraura Bank for Inernaional Selemen [2010], Terminal and semiannual survey on posiion in global over-he-cuner (OTC) derivaives markes a end June 2010, November, Moneary and Economic Deparmen. Blanco R., Brenan S., Marsh I.W. [2005], An Empirical Analysis of he Dynamic Relaionship Beween Invesmen Grade Bonds and Credi Defaul Swaps, The Journal of Finance, Vol. 60, Bysrom H. [2005], Credi Defaul Swaps and Equiy Prices: The itraxx CDS Index Marke, Working Paper, Deparmen of Economics, Lund Universiy. Charemza W.W., Deadman D.F. [1997], Nowa ekonomeria, PWE, Warszawa. Coronado M., Corzo T., Lazcano L. [2012], A Case for Europe: The Relaionship beween Sovereign CDs and Sock Indexes, Froniers in Finance and Economics, Vol. 9, No. 2, 32 63, Ocober 1, Couder V., Gex M. [2010], Credi Defaul Swaps and Bond Markes: which leads he oher?, Financial Sabiliy Review 2010, 14, Banque de France. Fore S., Peña J.I. [2009], Credi Spreads: An Empirical Analysis on he informaional Conen of Socks, Bonds and CDS, Journal of Banking and Finance, Vol. 33, Fung H.G., Sierra G.E., Yau J., Zhang G. [2008], Are he US Sock Marke and Credi Defaul Swap Marke Relaed? Evidence from he CDX Indices, The Journal of Alernaive Invesmens, s
12 30 Małgorzaa Bołuć Hull J., Predescu M., Whie A. [2004], The Relaionship beween CDS Spreads, Bond Yields and Credi Raing Announcemens, Journal of Banking and Finance, Vol. 28, Jackowicz K., Pochodne insrumeny kredyowe (I). Defi nicja i rodzaje kredyowych insrumenów pochodnych, Bank i Kredy, nr 3. Longsaff F.A., Mihal S., Neis E. [2005], Corporae Yield Spreads: Defaul Risk or Liquidiy? New Evidence from he Credi Defaul Swap Marke, The Journal of Finance, Vol. 60, Niedziółka P. [2009], Kredyowe insrumeny pochodne a sabilność fi nansowa, Oficyna Wydawnicza SGH, Warszawa. Norden L., Weber M. [2009], An Empirical Comparision of Credi Spreads beween he Bond Marke and he Credi Defaul Swap Marke, Journal of Financial Services Research, Vol. 29, Osińska M. [2007], Ekonomeria współczesna, TNOiK Dom Organizaora, Toruń Zhu H. [2006], An Empirical Comparison of Credi Spreads beween he Bond Marke and he Credi Defaul Swap Marke, Journal of Financial Services Research 2006, Vol. 29, THE RELATIONSHIP BETWEEN CREDIT DEFAULT SWAP MARKET AND STOCK MARKET Summary The aim of his paper is o review research which has done up o now and es relaionship beween CDS, bond and sock. A he end i was also analys of relaionship beween sovereign credi defaul swap for Poland and sock index WIG20. The resuls confirm he previous research ha new informaion are more ofen embedded ino sock marke before hey are embedded in CDS marke. Tha means, ha sock marke has leading role before CDS marke Keywords: credi defaul swaps, socks, bonds Translaed by Małgorzaa Bołuć
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 szczegółowoDYNAMICZNE 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 szczegółowoEFEKT 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 szczegółowoDYNAMICZNE 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 szczegółowoTransakcje 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 szczegółowoEwa Dziawgo Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu. Analiza wrażliwości modelu wyceny opcji złożonych
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 7 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu
Bardziej szczegółowoParytet 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 szczegółowoEfekty 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 szczegółowo1. Szereg niesezonowy 1.1. Opis szeregu
kwaralnych z la 2000-217 z la 2010-2017.. Szereg sezonowy ma charaker danych model z klasy ARIMA/SARIMA i model eksrapolacyjny oraz d prognoz z ych modeli. 1. Szereg niesezonowy 1.1. Opis szeregu Analizowany
Bardziej szczegółowoESTYMACJA 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 szczegółowoStudia 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 szczegółowoStanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Wykład 3
Sanisław Cichocki Naalia Nehrebecka Wykład 3 1 1. Regresja pozorna 2. Funkcje ACF i PACF 3. Badanie sacjonarności Tes Dickey-Fullera (DF) Rozszerzony es Dickey-Fullera (ADF) 2 1. Regresja pozorna 2. Funkcje
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Wykład 4
Sanisław Cichocki Naalia Nehrebecka Wykład 4 1 1. Badanie sacjonarności: o o o Tes Dickey-Fullera (DF) Rozszerzony es Dickey-Fullera (ADF) Tes KPSS 2. Modele o rozłożonych opóźnieniach (DL) 3. Modele auoregresyjne
Bardziej szczegółowoUMK 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 szczegółowoDYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 2007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Uniwersye Gdański Zasosowanie modelu
Bardziej szczegółowoPOWIĄZANIA 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 szczegółowoEuropejska opcja kupna akcji calloption
Europejska opcja kupna akcji callopion Nabywca holder: prawo kupna long posiion jednej akcji w okresie epiraiondae po cenie wykonania eercise price K w zamian za opłaę C Wysawca underwrier: obowiązek liabiliy
Bardziej szczegółowoWitold Orzeszko Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 2007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE 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 szczegółowoStanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Wykład 3
Sanisław Cichocki Naalia Nehrebecka Wykład 3 1 1. Zmienne sacjonarne 2. Zmienne zinegrowane 3. Regresja pozorna 4. Funkcje ACF i PACF 5. Badanie sacjonarności Tes Dickey-Fullera (DF) 2 1. Zmienne sacjonarne
Bardziej szczegółowoWyzwania 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 szczegółowoZerowe 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 szczegółowoNie(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 szczegółowoŹRÓDŁA FLUKTUACJI REALNEGO EFEKTYWNEGO KURSU EUR/ PLN
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XII/, 0, sr. 389 398 ŹRÓDŁA FLUKTUACJI REALNEGO EFEKTYWNEGO KURSU EUR/ PLN Adam Waszkowski Kaedra Ekonomiki Rolnicwa i Międzynarodowych Sosunków Gospodarczych
Bardziej szczegółowoZarządzanie 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 szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r. ma złożony rozkład Poissona. W tabeli poniżej podano rozkład prawdopodobieństwa ( )
Zadanie. Zmienna losowa: X = Y +... + Y N ma złożony rozkład Poissona. W abeli poniżej podano rozkład prawdopodobieńswa składnika sumy Y. W ejże abeli podano akże obliczone dla k = 0... 4 prawdopodobieńswa
Bardziej szczegółowoOcena 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 szczegółowoANNA 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 szczegółowoZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 690 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 51 2012
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 690 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 51 2012 GRZEGORZ MICHALSKI POZIOM ZAANGAŻOWANIA KAPITAŁU W ZAPASACH W ORGANIZACJACH NON-PROFIT * Wprowadzenie
Bardziej szczegółowoDYNAMICZNE 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 szczegółowoMODELOWANIE 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 szczegółowoPREDYKCJA 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 szczegółowoDYNAMICZNE 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 szczegółowoModelowanie premii za ryzyko na polskim rynku pieniężnym z wykorzystaniem instrumentów SWAP na POLONIĘ
Agaa Kliber * Pior Płuciennik ** Modelowanie premii za ryzyko na polskim rynku pieniężnym z wykorzysaniem insrumenów SWAP na POLONIĘ Wsęp Problemem polskiej bankowości jes duża nadpłynność. Banki niechęnie
Bardziej szczegółowoAnaliza 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 szczegółowoKombinowanie 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 szczegółowoAnaliza 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 szczegółowoAlicja 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 szczegółowoNiestacjonarne 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 szczegółowoMODELE 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 szczegółowoTRANSMISJA KRYZYSU ZAUFANIA NA POLSKI RYNEK MIĘDZYBANKOWY
ACTA UNIVERSITATIS NICOLAI COPERNICI EKONOMIA XLIII nr (202) Pierwsza wersja złożona 26 października 20 ISSN Końcowa wersja zaakcepowana 6 września 202 2080-0339 Agaa Kliber, Pior Płuciennik* TRANSMISJA
Bardziej szczegółowoJacek 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 szczegółowoMETODY 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 szczegółowoZARZĄDZANIE 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 szczegółowoInwestycje 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 szczegółowoMetody 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 szczegółowoWYCENA KONTRAKTÓW FUTURES, FORWARD I SWAP
Krzyszof Jajuga Kaedra Inwesycji Finansowych i Zarządzania Ryzykiem Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu WYCENA KONRAKÓW FUURES, FORWARD I SWAP DWA RODZAJE SYMERYCZNYCH INSRUMENÓW POCHODNYCH Symeryczne insrumeny
Bardziej szczegółowoKONCEPCJA 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 szczegółowoSTATYSTYCZNA 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 szczegółowodr Bartłomiej Rokicki Katedra Makroekonomii i Teorii Handlu Zagranicznego Wydział Nauk Ekonomicznych UW
Kaedra Makroekonomii i Teorii Handlu Zagranicznego Wydział Nauk Ekonomicznych UW Sposoby usalania płac w gospodarce Jednym z głównych powodów, dla kórych na rynku pracy obserwujemy poziom bezrobocia wyższy
Bardziej szczegółowoStała 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 szczegółowoWNIOSKOWANIE 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 szczegółowoANALIZA POWIĄZAŃ MIĘDZY INDEKSAMI GIEŁDY FRANCUSKIEJ, HOLENDERSKIEJ I BELGIJSKIEJ Z WYKORZYSTANIEM MODELU KOREKTY BŁĘDEM
Sudia Ekonomiczne. Zeszyy Naukowe Uniwersyeu Ekonomicznego w Kaowicach ISSN 083-86 Nr 89 06 Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach Wydział Ekonomii Kaedra Meod Saysyczno-Maemaycznych w Ekonomii pawel.prenzena@edu.ueka.pl
Bardziej szczegółowoMODELOWANIE 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 szczegółowoMetody 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 szczegółowoTESTOWANIE 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 szczegółowoCzy 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 szczegółowoKrzysztof 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 szczegółowoWYBRANE 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 szczegółowoWykład 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 szczegółowoAnaliza 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 szczegółowoStruktura 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 szczegółowoEKONOMETRIA 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 szczegółowoEliza Buszkowska * DYNAMIKA PRZEPŁYWÓW INWESTYCJI POMIĘDZY GIEŁDAMI
ACTA UNIVERSITATIS NICOLAI COPERNICI DOI: hp://dx.doi.org/10.12775/aunc_econ.2014.017 EKONOMIA XLV nr 2 (2014) 275 288 Pierwsza wersja złożona 26 czerwca 2014 ISSN Końcowa wersja zaakcepowana 20 grudnia
Bardziej szczegółowoDYNAMICZNE 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 szczegółowo2.1 Zagadnienie Cauchy ego dla równania jednorodnego. = f(x, t) dla x R, t > 0, (2.1)
Wykład 2 Sruna nieograniczona 2.1 Zagadnienie Cauchy ego dla równania jednorodnego Równanie gań sruny jednowymiarowej zapisać można w posaci 1 2 u c 2 2 u = f(x, ) dla x R, >, (2.1) 2 x2 gdzie u(x, ) oznacza
Bardziej szczegółowospecyfikacji 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 szczegółowoMODELOWANIE 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 szczegółowoE 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 szczegółowoEFEKT 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 szczegółowoPrognozowanie 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 szczegółowoAnaliza przyczynowości spreadu kredytowego i płynności na rynkach obligacji skarbowych dla wybranych krajów europejskich
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO nr 802 Finanse, Rynki Finansowe, Ubezpieczenia nr 65 (2014) s. 289 298 Analiza przyczynowości spreadu kredytowego i płynności na rynkach obligacji skarbowych
Bardziej szczegółowoFinanse. cov. * i. 1. Premia za ryzyko. 2. Wskaźnik Treynora. 3. Wskaźnik Jensena
Finanse 1. Premia za ryzyko PR r m r f. Wskaźnik Treynora T r r f 3. Wskaźnik Jensena r [ rf ( rm rf ] 4. Porfel o minimalnej wariancji (ile procen danej spółki powinno znaleźć się w porfelu w a w cov,
Bardziej szczegółowoWPŁYW PUBLIKACJI DANYCH MAKROEKONOMICZNYCH NA KURS EUR/PLN W KONTEKŚCIE BADANIA MIKROSTRUKTURY RYNKU
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XII/2, 2011, sr. 48 57 WPŁYW PUBLIKACJI DANYCH MAKROEKONOMICZNYCH NA KURS EUR/PLN W KONTEKŚCIE BADANIA MIKROSTRUKTURY RYNKU Kaarzyna Bień-Barkowska 1 Insyu
Bardziej szczegółowoEstymacja stopy NAIRU dla Polski *
Michał Owerczuk * Pior Śpiewanowski Esymacja sopy NAIRU dla Polski * * Sudenci, Szkoła Główna Handlowa, Sudenckie Koło Naukowe Ekonomii Teoreycznej przy kaedrze Ekonomii I. Auorzy będą bardzo wdzięczni
Bardziej szczegółowoBankructwo 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 szczegółowoRACHUNEK EFEKTYWNOŚCI INWESTYCJI METODY ZŁOŻONE DYNAMICZNE
RACHUNEK EFEKTYWNOŚCI INWESTYCJI METODY ZŁOŻONE DYNAMICZNE PYTANIA KONTROLNE Czym charakeryzują się wskaźniki saycznej meody oceny projeku inwesycyjnego Dla kórego wskaźnika wyliczamy średnią księgową
Bardziej szczegółowoOcena 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 szczegółowoPolitechnika 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 szczegółowolicencjat 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 szczegółowoO 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 szczegółowoWykład 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 szczegółowoKomputerowa analiza przepływów turbulentnych i indeksu Dow Jones
Kompuerowa analiza przepływów urbulennych i indeksu Dow Jones Rafał Ogrodowczyk Pańswowa Wyższa Szkoła Zawodowa w Chełmie Wiesław A. Kamiński Uniwersye Marii Curie-Skłodowskie w Lublinie W badaniach porównano
Bardziej szczegółowoWarszawa, dnia 5 czerwca 2017 r. Poz. 13 UCHWAŁA NR 29/2017 ZARZĄDU NARODOWEGO BANKU POLSKIEGO. z dnia 2 czerwca 2017 r.
DZIENNIK URZĘDOWY NARODOWEGO BANKU POLSKIEGO Warszawa, dnia 5 czerwca 2017 r. Poz. 13 UCHWAŁA NR 29/2017 ZARZĄDU NARODOWEGO BANKU POLSKIEGO z dnia 2 czerwca 2017 r. zmieniająca uchwałę w sprawie wprowadzenia
Bardziej szczegółowoWykład 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 szczegółowoEFEKTYWNOŚĆ INWESTYCJI W ZAPASY W OPODATKOWANYCH I NIE OPODATKOWANYCH ORGANIZACJACH 1
GRZEGORZ MICHALSKI EFEKTYWNOŚĆ INWESTYCJI W ZAPASY W OPODATKOWANYCH I NIE OPODATKOWANYCH ORGANIZACJACH 1 1. Wsęp Organizacje, mogą działać jako opodakowane przedsiębiorswa działające na zasadach komercyjnych
Bardziej szczegółowoWYKORZYSTANIE MIERNIKÓW KREOWANIA WARTOŚCI W RACHUNKU ODPOWIEDZIALNOŚCI
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 668 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 41 2011 BARTŁOMIEJ NITA Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu WYKORZYSTANIE MIERNIKÓW KREOWANIA WARTOŚCI W RACHUNKU
Bardziej szczegółowoPOWIĄZANIA MIĘDZY CENAMI ROPY A CENAMI PSZENICY W POLSCE
176 MARIUSZ HAMULCZUK, CEZARY KLIMKOWSKI ROCZNIKI NAUK ROLNICZYCH, SERIA G, T. 98, z. 3, 2011 POWIĄZANIA MIĘDZY CENAMI ROPY A CENAMI PSZENICY W POLSCE Mariusz Hamulczuk *, Cezary Klimkowski ** * Kaedra
Bardziej szczegółowoMagdalena 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 szczegółowoMODELOWANIE 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 szczegółowoWYKORZYSTANIE 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 szczegółowoDYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 27 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaa Kopernika w Toruniu Małgorzaa Borzyszkowska Uniwersye Gdański
Bardziej szczegółowoDYNAMICZNE 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 szczegółowoOcena 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 szczegółowo1.1. Bezpośrednie transformowanie napięć przemiennych
Rozdział Wprowadzenie.. Bezpośrednie ransformowanie napięć przemiennych Bezpośrednie ransformowanie napięć przemiennych jes formą zmiany paramerów wielkości fizycznych charakeryzujących energię elekryczną
Bardziej szczegółowoREGULAMIN FUNDUSZU ROZLICZENIOWEGO
REGULAMIN FUNDUSZU ROZLICZENIOEGO przyjęy uchwałą nr 10/60/98 Rady Nadzorczej Krajowego Depozyu Papierów arościowych S.A. z dnia 28 września 1998 r., zawierdzony decyzją Komisji Papierów arościowych i
Bardziej szczegółowoStruktura terminowa stóp procentowych po kryzysie 2007 roku. praca zespołowa
Srukura erminowa sóp procenowych po kryzysie 2007 roku praca zespołowa 17 września 2012 Spis reści I Srukura erminowa sóp procenowych po kryzysie 2007 roku 3 1 Opis rynku finansowego po kryzysie 4 1.1
Bardziej szczegółowoZJAWISKA 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 szczegółowoDYNAMIKA 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 szczegółowoPobieranie 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