ZASTOSOWANIE ANALIZY HARMONICZNEJ DO OKREŚLENIA SIŁY I DŁUGOŚCI CYKLI GIEŁDOWYCH
|
|
- Oskar Drozd
- 8 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Grzegorz PRZEKOTA ZESZYTY NAUKOWE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH ZASTOSOWANIE ANALIZY HARMONICZNEJ DO OKREŚLENIA SIŁY I DŁUGOŚCI CYKLI GIEŁDOWYCH Zarys treśc: W pracy podjęto problem dentyfkacj cykl gełdowych. Na podstawe danych mesęcznych dotyczących kształtowanndeksów gełdowych ośmu wybranych gełd w okrese styczeń 1998 grudzeń 2012 starano określć sę występowane cykl. Dla określench długośc oraz sły zastosowano fltr Hodrcka- Prescotta oraz analzę harmonczną. Przy użycu fltru wyodrębnono trend, natomast analza harmonczna posłużyła do dentyfkacj cykl. Dane dla gełd śwatowych wskazują na występowane cykl 5-7,5 letnch, natomast dane dla lokalnych gełd Europy Środkowej wskazują na występowane cykl 2,5-3 letnch. Słowa kluczowe: cykle gełdowe, trend, fltr Hodrcka-Prescotta, analza harmonczna. Wprowadzene Przedmotem zanteresowana welu ekonomstów są zmany, jake dokonują sę w zakrese aktywnośc gospodarczej na przestrzen czasu. Zrozumene przyczyn tych zman mstotne znaczene dla zarządzana gospodarką. Zmany te z reguły ne mają prostego, regularnego lub cyklcznego charakteru 1. Jednak mmo wszystko w pewnego rodzaju chaose danych poszukuje sę regularnośc. Jeżel stopeń zdentyfkowanej regularnośc dobrze wyjaśna kształtowane zman badanego zjawska, to można mówć o cyklach konunkturalnych. Czasem ne są to opsywane w lteraturze cykle Ktchna czy Juglara, a jedyne cykle sezonowe, które jednak w swojej naturze przypomnają klasyczne cykle konunkturalne 2. Dla ekonomsty oraz nwestora gełdowego szczególne cekawe może być badane występowana cykl gełdowych. Z jednej strony pozwala to na testowane model teoretycznych, a z drugej strony dostarczać pewnych Katedra Ekonom, Wydzał Nauk Ekonomcznych, Poltechnka Koszalńska 1 D. Romer, Makroekonoma dla zaawansowanych, Wydawnctwo Naukowe PWN, Warszawa 2000, s R. B. Barsky, J. A. Mron, The Seasonal Cycle and Busness Cycle, Journal of Poltcal Economy, 97 (7), 1989, s
2 124 Grzegorz Przekota wskazówek nwestycyjnych. Teora ekonom sugeruje, że pownen stneć slny zwązek mędzy dzałalnoścą gospodarczą a pewnym mnmalnym cenam akcj, zważywszy chocażby na to, ż cena akcj jest zdyskontowaną wartoścą przedsęborstwa 3. Zatem do występowana cykl gełdowych przyczynać mogą sę cyklczne zmany aktywnośc nwestycyjnej. Take badana prowadzl mędzy nnym Bernanke Gertler 4 oraz Kyotak Moore 5. Ale przyczyna występowana cykl gełdowych może tkwć także w okresowych zmanach popytu konsumpcyjnego 6. Zastosowane metody statystyczne Problem, który poruszany jest w pracy dotyczy jedyne samej dentyfkacj cykl oraz określench sły długośc. W zwązku z tym, ż ne wysunęto żadnej hpotezy dotyczącej chocażby długośc cykl, należało wybrać narzędze, które umożlw przetestowane różnych scenaruszy. Dobrym rozwązanem w tym zakrese może być zastosowane analzy harmoncznej 7. W metodze tej badane zjawsko y t opsuje sę za pomocą sumy tzw. harmonk, czyl funkcj snusodalnych cosnusodalnych o danym okrese: gdze: numer, 0,, parametry strukturalne. Perwsza harmonka (=1) ma okres równy długośc całego szeregu, druga (=2) połowe tego szeregu, trzeca (=3) jednej trzecej długośc szeregu, td. Ostatna harmonka o numerze =n/2 ma okres równy 2/n. 3 G. Duca, The relatonshp beetwen the stock market and the economy: experence from nterantonal fnancal markets, Bank of Valletta Revew, 36 (3), 2007, s B. Bernanke, M. Gertler, Agency Costs, Net Worth and Busness Fluctuatons, Amercan Economc Revew, 79 (1), 1989, s N. Kyotak, J. Moore, Credt Cycles, Journal of Poltcal Economy, 105, 1997, s F. Modglan, Consumer Spendng and Monetary Polcy: the Lnkages, Federal Reserve Bank of Boston Conference Seres, 1971, Paper No M. Ceślak, Prognozowane gospodarcze, Metody zastosowana, Wydawnctwo Naukowe PWN, Warszawa 2011, s
3 Zastosowane analzy harmoncznej 125 Oceny parametrów powyższego modelu wyznacza sę za pomocą metody najmnejszych kwadratów. Wyznaczyć można je ze wzorów: Dla ostatnej o numerze n/2: Analza harmonczna dotyczy badana kształtowana sę zjawska wokół pozomu średnego reprezentowanego przez parametr a 0. W szeregach danych gełdowych rzadko występuje trend boczny, który umożlwłby zastosowane wyjścowego modelu, dlatego też oscylacje należy badać wokół tendencj rozwojowej, a węc stosując model: gdze: f(t) funkcja trendu. W pracy trend elmnowano przy pomocy fltru Hodrcka-Prescotta. Z analzą harmonczną zwązanych jest wele cekawych mar, w szczególnośc dla poszczególnych harmonk można wyznaczyć welkośc ampltud: oraz ch przesunęce fazowe:
4 126 Grzegorz Przekota Przesunęce fazowe umożlwa zlokalzowane na os czasu punktów, w których zjawsko przyjmuje wartośc ekstremalne, a welkość ampltudy pozwala na określene wartośc ekstremum w stosunku do pozomu przecętnego. Identyfkację długośc cykl można przeprowadzć za pomocą oceny udzału poszczególnych harmonk w warancj zmennej badanej zmennej: gdze: s 2 ocena warancj badanej zmennej. Dane podlegające analze Badana objęły osem ndeksów gełdowych. Cztery ndeksy dotyczą wodących gełd śwatowych: 1. DAX ndeks gełdy nemeckej. 2. FTSE 250 ndeks gełdy angelskej. 3. NIKKEI 225 ndeks gełdy japońskej. 4. S&P 500 ndeks gełdy amerykańskej, a kolejne cztery lokalnych gełd Europy Środkowej: 5. BUX ndeks gełdy węgerskej. 6. PX ndeks gełdy czeskej. 7. SAX ndeks gełdy słowackej. 8. WIG ndeks gełdy polskej. Wykorzystano dane mesęczne z lat Każdy z szeregów lczy po 180 obserwacj. Wykresy danych wraz z funkcją trendu zameszczono na rysunku 1. Szereg czasowe ndeksów gełd śwatowych są do sebe podobne, tj. okresy trendów wzrostowych spadkowych przypadają w podobnym czase. Nanesony na wykresy trend także wykazuje podobeństwo, dotyczy to dolnych górnych punktów zwrotnych.
5 Zastosowane analzy harmoncznej 127 Rysunek 1. Wartośc trend ndeksów gełdowych w latach
6 128 Grzegorz Przekota Mmo pewnych wyraźnych różnc w dynamce trendu, ch cechą wspólną są punkty zwrotne. Zauważyć można bowem, ż trend osąga maksma około roku , a mnma w roku 2003 na przełome 2009/2010. Różna jest jednak sła zman, gdyż w całym okrese ndeks FTSE 250 jest w wyraźnym trendze wzrostowym, NIKKEI 225 spadkowym, a DAX S&P 500 bocznym. Zachowane ndeksów gełd Europy Środkowej jest także podobne do sebe. Indeksy te od roku 2003 do roku 2007 dynamczne zyskwały na wartośc, a w roku 2009 odnotowały dość znaczne spadk wartośc, po których nastąpło w przypadku ndeksów BUX, PX WIG wyraźne odbce. W odróżnenu od tej trójk, po roku 2009 ndeks SAX cały czas systematyczne tracł na wartośc. Indeksy gełd Europy Środkowej w swom zachowanu najbardzej zblżone są do ndeksu FTSE 250 gełdy angelskej. Na rysunku 2 przedstawono odchylena wartośc ndeksów gełdowych od ln trendu. Odchylena te podlegać będą modelowanu przy użycu analzy harmoncznej. Rysunek 2. Odchylena wartośc ndeksów gełdowych od ln trendu
7 Zastosowane analzy harmoncznej 129 cd. Rysunek 2. Odchylena wartośc ndeksów gełdowych od ln trendu Analza harmonczna cykl gełdowych Długość badanych szeregów czasowych n=180 umożlwa zastosowane 90 harmonk. W praktyce ne ma konecznośc wyznaczana wszystkch, raczej chodz o poszukane, takch które mają najwększy udzał w badanego zjawska. W pracy przetestowano 10 harmonk o numerach zgodnych z zameszczonym w tabel 1. Tabela 1. Zastosowane Okres m-cy lat , , , , , ,17
8 130 Grzegorz Przekota Dlndeksu gełdowego DAX najwększy udzał w warancj odchyleń wartośc ndeksu od trendu ma harmonka 3, która odpowada okresow 5-letnemu oraz harmona 5, która odpowada okresow 3-letnemu. Wyjaśnają one odpowedno 15,2% 12,6% warancj. Ponad 8%-owy udzał w warancj mają także 2 6, które odpowadają okresow 7,5-letnemu 2,5-letnemu. Wartośc ampltudy pozwalają na określene jak slne od pozomu teoretycznego odchylają sę cykle dla poszczególnych harmonk. Są to wartośc bezwzględne odchyleń, zatem z uwag na różny pozom wartośc ndeksów gełdowych, trudno jest bezpośredno porównywać słę odchyleń pomędzy poszczególnym ndeksam. Rozwązanem może być odnesene wartośc ampltudy do pozomu średnego ndeksu. Dlndeksu gełdowego DAX najwększa wartość ampltudy dotyczy 3. Uzyskano dla nej odchylene ±388,1 pkt od pozomu przecętnego, co stanow 7,0% przecętnej wartośc teoretycznej. Wększe możlwośc w zakrese analzy cykl daje wartość przesunęca fazowego, które to może być bezpośredno porównywane pomędzy ndeksam. Wartość ta wyznacza punkt na os czasu, w którym dochodz do osągnęca ekstremum, a węc wyznacza dolny lub górny punkt zwrotny cyklu. Za pomocą przesunęca fazowego można odczytać, który z ndeksów wcześnej podlega zmane. Dla trzecej ndeksu DAX przesunęce fazowe wynos 11,8 co oznacza, że cykl przyjmuje perwszą wartość ekstremalną pomędzy lstopadem a grudnem 1998 r. Dla trzecej jest to dolny punkt zwrotny. Pąta harmonka przyjmuje perwsze ekstremum w czerwcu 1998 r. (przesunęce fazowe 6,2) jest to górny punkt zwrotny. Tabela 2. Parametry wybranych harmonk dlndeksu gełdowego DAX b Ampltuda Przesunęce fazowe t 1-1, , ,1528-2,1377 0,0296% 2 299, , , ,6656 9,0297% 3-367, , , , ,1589% 5 311, , ,3246 6, ,6348% 6 14, , ,4827 0,2386 8,0876% , , ,2250-2,8716 1,6547% , , ,2539-1,8917 1,6554% 30-23, , ,9865-0,2339 0,9466% 60 29, , ,2698-0,5442 0,1048% 90 0, , ,7726 0,0000 0,3512%
9 Zastosowane analzy harmoncznej 131 Wynk dlndeksu gełdowego FTSE 250 dają mocnejsze wynk. Okazuje sę, ż najwększy udzał w warancj odchyleń wartośc ndeksu od trendu, podobne jak dlndeksu DAX, ma harmonka 3, która odpowada okresow 5-letnemu oraz harmona 5, która odpowada okresow 3- letnemu, ale tutaj wyjaśnają one odpowedno 23,0% 19,8% warancj. Udzały pozostałych harmonk są już wyraźne mnejsze. Dlndeksu gełdowego FTSE 250 podobne jak dlndeksu DAX najwększa wartość ampltudy dotyczy 3. Uzyskano dla nej odchylene ±598,5 pkt od pozomu przecętnego, co stanow 7,6% przecętnej wartośc teoretycznej. Wartość ta jest wększa nż analogczna dlndeksu DAX, co oznacza slnejsze wahana. Wartośc przesunęć fazowych cykl dla trzecej pątej ndeksu FTSE 250 są wększe nż dlndeksu DAX, odpowedno 13,4 a 11,8 6,4 a 6,2, co oznacza, że cykle te w stosunku do cykl ndeksu DAX są opóźnone. Tabela 3. Parametry wybranych harmonk dlndeksu gełdowego FTSE 250 b Ampltuda Przesunęce fazowe t 1-6,8968 0,2622 6, ,9114 0,0031% 2 288, , , ,4509 6,0405% 3-590, , , , ,9599% 5 498, , ,7776 6, ,7994% 6-66, , ,1700-1,5479 2,8045% , , ,2238-1,4776 5,0694% , , ,7768-1,8823 2,2122% 30-14,6414-3, ,0171 1,2859 0,0145% 60-6, , ,1284 0,2613 0,0094% 90 0, , ,8320 0,0000 0,3715% Dlndeksu gełdowego NIKKEI 225 podobne jak dlndeksu DAX ne otrzymano wyraźne odbegających harmonk. Najwększy udzał w warancj odchyleń wartośc ndeksu od trendu mają 2 3, które odpowadają okresow 7,5-letnemu 5-letnemu. Wyjaśnają one odpowedno 12,7% 9,7% warancj. Ponad 8%-owy udzał w warancj ma także harmonka 6, która odpowada okresow 2,5-letnemu. Dla ndeksu gełdowego NIKKEI wartośc ampltud ne przekraczają 6% przecętnego pozomu ndeksu. Zatem cykle te są słabsze nż dwóch poprzednch ndeksów. Natomast są w stosunku do DAX FTSE 250 wyprzedzające. Dla trzecej, jednej z ważnejszych harmonk, uzyskano tutaj
10 132 Grzegorz Przekota przesunęce fazowe na pozome 9,7, a węc punkty zwrotne pojawają sę znaczne szybcej nż dlndeksu DAX (11,8) FTSE 250 (13,4). Tabela 4. Parametry wybranych harmonk dlndeksu gełdowego NIKKEI 225 b Ampltuda Przesunęc e fazowe t 1-36,4955 1, , ,1748 0,0316% 2 697, , , , ,6833% 3-543, , ,6043 9,6528 9,7489% 5-90, , ,3743-1,2860 3,9495% 6-471, , ,7972-4,4993 8,0437% , , ,7225 1,9656 1,9469% , , ,2924-1,8690 1,8473% 30 47, , ,6866 0,6531 0,1321% 60 15, , ,0527 0,0911 0,1518% 90 0, , ,8640 0,0000 0,1274% Wynk dlndeksu gełdowego S&P 500 analogczne są do wynków ndeksu NIKKEI 225. Najwększy udzał w warancj odchyleń wartośc ndeksu od trendu mają 2 3, które odpowadają okresow 7,5-letnemu 5-letnemu. Wyjaśnają one odpowedno 11,9% 8,1% warancj. Dodatkowo ponad 7%-owy udzał w warancj ma także harmonka 5 10, które odpowadają okresow 3-letnemu 1,5-rocznemu. Cykle ndeksu S&P 500 są jeszcze słabsze nż dlndeksu gełdowego NIKKEI, gdyż wartośc ampltud ne przekraczają 5% przecętnego pozomu ndeksu. Natomast wartość przesunęca fazowego dla trzecej 10,1, wskazuje na podobeństwo do NIKKEI wyraźne wyprzedzane cykl DAX FTSE 250. Tabela 5. Parametry wybranych harmonk dlndeksu gełdowego S&P 500 b Ampltuda Przesunęc e fazowe t 1 1,6464 0,9012 1, ,6520 0,0154% 2 49, , , , ,8628% 3-37, , , ,1076 8,1187% 5 41,6681 8, ,5383 7,8391 7,9288% 6-17, , ,5224-2,6426 4,9240% 10-28, , ,7097-2,1954 7,2617% 15 12,6893-4, ,5794-2,3046 0,8080% 30-7,8746 9, ,0215-0,6821 0,6332% 60 4,2091 0,3817 4,2264 0,7068 0,0783% 90 0,0000 3,4184 3,4184 0,0000 0,1024%
11 Zastosowane analzy harmoncznej 133 Wynk dla perwszego z ndeksów gełd Europy Środkowej są nne nż wynk uzyskane dla gełd śwatowych. Okazuje sę, ż najwększy udzał w warancj odchyleń wartośc ndeksu od trendu ma harmonka 6, która odpowada okresow 2,5-letnemu wyjaśna 23,5% warancj. Stosukowo duży udzał 17,3%, w warancj ma także harmonka 3 odpowadająca okresow 5-letnemu. Ponad 10%-owy udzał ma także harmonka 5 odpowadająca okresow 3-letnemu. Cykle dlndeksu BUX są już wyraźne slnejsze nż dla gełd śwatowych, dla 6 uzyskano wartość ampltudy ±1685,9 pkt, co stanow 11,4% pozomu przecętnego. Cykle te na podstawe przesunęca fazowego dla trzecej uznać można za opóźnone w stosunku do S&P 500 NIKKEI 225. Tabela 6. Parametry wybranych harmonk dlndeksu gełdowego BUX b Ampltuda Przesunęc e fazowe t 1-97, , , ,0860 0,0851% 2 506, , , ,3084 3,3096% , , , , ,3149% , , ,1181 8, ,9879% 6-208, , ,8568-0, ,4582% 10-81, , ,6620-0,5749 1,3868% 15 96, , ,0387-0,6880 0,6251% , , ,0268-1,0739 0,2417% , , ,0759-0,5194 0,2279% 90 0, , ,3345 0,0000 0,0098% Wynk dlndeksu PX są podobne jak dlndeksu BUX. Także w przypadku tego ndeksu najwększy udzał w warancj odchyleń wartośc ndeksu od trendu ma harmonka 6, która odpowada okresow 2,5- letnemu wyjaśna 20,0% warancj. Stosukowo duży udzał maja także 3 5 odpowadające okresow 5-letnemu 3-letnemu, odpowedno 11,8% 10,0%. Cykle dlndeksu PX są słabsze nż dla BUX, dla 6 uzyskano wartość ampltudy ±89,7 pkt, co stanow 9,8% pozomu przecętnego. Podobne jak dla BUX można uznać je za opóźnone w stosunku do S&P 500 NIKKEI 225.
12 134 Grzegorz Przekota Tabela 7. Parametry wybranych harmonk dlndeksu gełdowego PX b Ampltuda Przesunęc e fazowe t 1-6,9629-3,8168 7, ,6352 0,1570% 2 46, , , ,0859 7,2165% 3-68, , , , ,7757% 5 63,3112-4, ,4499-8, ,0231% 6-6, , ,7041-0, ,0339% 10-5, , ,9927-0,4576 2,8768% 15 10, , ,5476-1,1535 0,8565% 30 3,4368-4,4798 5,6463-0,6249 0,0794% 60 3,7306-1,8462 4,1624-0,5306 0,0431% 90 0,0000 3,9223 3,9223 0,0000 0,0766% Wynk dlndeksu SAX wskazują, ż najwększy udzał w warancj odchyleń wartośc ndeksu od trendu ma harmonka 5, która odpowada okresow 3-letnemu wyjaśna 23,3% warancj. Ale także harmonka 6, która odpowada okresow 2,5-letnemu ma stosukowo duży udzał w warancj 14,0%. Sła cykl ndeksu SAX zblżona jest do sły cykl ndeksów BUX PX. Wartośc najwększych ampltud zblżają sę do 10% wartośc przecętej ndeksu. Ponadto podobne jak dlndeksów BUX PX, można uznać je za opóźnone w stosunku do gełd śwatowych. Wartość przesunęca fazowego dla przyjętej jako podstawa porównana trzecej jest tutaj ujemna, co oznacza przesunęce w lewo dotyczy górnego punktu zwrotnego. Uwzględnene długośc okresu trzecej wskazuje, ż perwszy dolny punkt zwrotny przypada na około 17 mesąc, co jest znaczne opóźnone w stosunku do pozostałych ndeksów. Tabela 8. Parametry wybranych harmonk dlndeksu gełdowego SAX b Ampltuda Przesunęc e fazowe t 1-2,4555-2,2082 3, ,0174 0,5120% 2 10,5256 5, , ,6678 6,5905% 3-7,9649 1,5723 8, ,1389 3,0945% 5-3, , ,2621 0, ,2678% 6 8, , ,2519 2, ,9733% 10-5,7214 9, ,9575-1,5738 5,6370% 15 0,9949 0,6631 1,1957 1,8772 0,0671% 30 1,3473-3,7924 4,0246-0,3260 0,7605%
13 Zastosowane analzy harmoncznej ,3957 1,0954 1,1647-0,1655 0,0637% 90 0,0000-0,0931 0,0931 0,0000 0,0008% W przypadku ndeksu gełdowego WIG uzyskano wynk podobne jak dla ndeksu SAX. Także tutaj najwększy udzał w warancj odchyleń wartośc ndeksu od trendu ma harmonka 5, która odpowada okresow 3- letnemu wyjaśna 19,7% warancj. Dodatkowo harmonka 3 odpowadająca okresow 5-letnemu wyjaśna 13,4% warancj, a harmonka 6 odpowadająca okresow 2,5-letnemu wyjaśna 8,3% warancj. Sła cykl ndeksu WIG upodabna je do nnych ndeksów regonu. Wartość ampltudy dla 5 stanow 11% wartośc przecętej ndeksu, a przesunęce fazowe dla trzecej jest znaczne opóźnone w stosunku do gełd śwatowych. Do porównana czasu występowana cykl wybrano harmonkę trzecą, która najlepej opsuje cykle gełd śwatowych. Tymczasem dlndeksów gełd Europy Środkowej lepej byłoby używać harmonk pątej czy szóstej. W przypadku pątej także zauważyć można opóźnene, które dla ndeksów BUX PX wynos około 2 mesące w stosunku do DAX, FTSE 250 S&P 500. Dlndeksu WIG już takego opóźnena ne stwerdzono. Tabela 9. Parametry wybranych harmonk dlndeksu gełdowego WIG b Ampltuda Przesunęc e fazowe t 1-163, , , ,2904 0,0535% , , , ,4662 4,3785% , , , , ,3995% , , ,7809 6, ,7123% 6-912, , ,3430-2,0788 8,3457% , , ,2205-1,0700 0,9405% , , ,4213-0,7249 0,5131% 30-2, , ,3278-0,0385 0,0099% , , ,2081-0,6564 0,1116% 90 0, , ,9960 0,0000 0,0017%
14 136 Grzegorz Przekota Zakończene Wynk badań pozwalają na wycągnęce klku ważnych wnosków dotyczących problemu dentyfkacj cykl gełdowych: 1. Generalne wyznaczone cykle są bardzo słabe, gdyż wyjaśnają one newelk procent wartośc ndeksów. Przyczyna może tkwć w ch regularnośc. Model teoretyczny zakłada regularność cykl, tymczasem w rzeczywstośc takej regularnośc sę ne obserwuje. 2. Najwększy udzał w warancj pozomu ndeksów mały cykle co najmnej 2,5-letne. Dla gełd śwatowych były to cykle 5-co 7,5-letne, a dla krajów Europy Środkowej 2,5 3-letne. Wpływ na wynk ma zastosowana metoda wyodrębnena trendu. Z rysunku 1 odczytać można, ż zastosowane trendu lnowego spowoduje wzmocnene cykl długch 7,5-letnch. 3. Harmonka nr 15, która w badanu odpowada cyklow rocznemu wyjaśna znkomą część warancj pozomu ndeksów, co oznacza, że ne ujawnła sę sezonowość mesęczna. A węc przeczy to opsywanym efektom styczna, lpca czy grudna. Bblografa 1. Barsky R. B., Mron J. A., The Seasonal Cycle and Busness Cycle, Journal of Poltcal Economy, 97 (7), 1989, s Bernanke B., Gertler M., Agency Costs, Net Worth and Busness Fluctuatons, Amercan Economc Revew, 79 (1), 1989, s Ceślak M., Prognozowane gospodarcze, Metody zastosowana, Wydawnctwo Naukowe PWN, Warszawa Duca G., The relatonshp beetwen the stock market and the economy: experence from nterantonal fnancal markets, Bank of Valletta Revew, 36 (3), 2007, s Kyotak N., Moore J., Credt Cycles, Journal of Poltcal Economy, 105, 1997, s Modglan F., Consumer Spendng and Monetary Polcy: the Lnkages, Federal Reserve Bank of Boston Conference Seres, 1971, Paper No Romer D., Makroekonoma dla zaawansowanych, Wydawnctwo Naukowe PWN, Warszawa 2000.
15 Zastosowane analzy harmoncznej 137 APPLICATION OF THE HARMONIC ANALYSIS TO DETERMINE STRENGTH AND LENGTH OF CYCLES IN THE STOCK MARKET Ths paper dscusses the problem of dentfyng cycles n the stock market. On the bass of monthly data on the development of ndces of eght selected exchanges n the perod January 1998 December 2012 sought to determne the exstence of cycles. To determne the length and strength appled Hodrck-Prescott flter and harmonc analyss. Trend was solated usng a flter, and harmonc analyss was used to dentfy cycles. Data for the world stock exchanges ndcate that a year cycle, and the data for the local stock exchanges n Central Europe ndcate the exstence of cycles of year.
Cykle czy fluktuacje? Wykorzystanie analizy harmonicznej w analizie zmian indeksów giełdowych
Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Szczecińskiego nr 62 Finanse, Rynki Finansowe, Ubezpieczenia nr 5 (215) DOI: 1.126/frfu.215.5-34 s. 411 422 Cykle czy fluktuacje? Wykorzystanie analizy harmonicznej w analizie
Bardziej szczegółowoKształtowanie się firm informatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu
PRACE KOMISJI GEOGRAFII PRZEMY SŁU Nr 7 WARSZAWA KRAKÓW 2004 Akadema Pedagogczna, Kraków Kształtowane sę frm nformatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu Postępujący proces rozwoju
Bardziej szczegółowoBADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG20
Darusz Letkowsk Unwersytet Łódzk BADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG0 Wprowadzene Teora wyboru efektywnego portfela nwestycyjnego zaproponowana przez H. Markowtza oraz jej rozwnęca
Bardziej szczegółowoKONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE
Adranna Mastalerz-Kodzs Unwersytet Ekonomczny w Katowcach KONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE Wprowadzene W dzałalnośc nstytucj fnansowych, takch
Bardziej szczegółowoSTARE A NOWE KRAJE UE KONKURENCYJNOŚĆ POLSKIEGO EKSPORTU
Ewa Szymank Katedra Teor Ekonom Akadema Ekonomczna w Krakowe ul. Rakowcka 27, 31-510 Kraków STARE A NOWE KRAJE UE KONKURENCYJNOŚĆ POLSKIEGO EKSPORTU Abstrakt Artykuł przedstawa wynk badań konkurencyjnośc
Bardziej szczegółowoKrzysztof Borowski Zastosowanie metody wideł cenowych w analizie technicznej
Krzysztof Borowsk Zastosowane metody wdeł cenowych w analze technczne Wprowadzene Metoda wdeł cenowych została perwszy raz ogłoszona przez Alana Andrewsa 1 w roku 1960. Trzy lne wchodzące w skład metody
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH 1 Test zgodnośc χ 2 Hpoteza zerowa H 0 ( Cecha X populacj ma rozkład o dystrybuance F). Hpoteza alternatywna H1( Cecha X populacj
Bardziej szczegółowoOPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE OPTIMAL INVESTMENT STRATEGY FUNDAMENTAL ANALYSIS
ZESZYTY NAUKOWE POLITECHNIKI ŚLĄSKIEJ 2014 Sera: ORGANIZACJA I ZARZĄDZANIE z. 68 Nr kol. 1905 Adranna MASTALERZ-KODZIS Unwersytet Ekonomczny w Katowcach OPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE
Bardziej szczegółowoPlan wykładu: Typowe dane. Jednoczynnikowa Analiza wariancji. Zasada: porównać zmienność pomiędzy i wewnątrz grup
Jednoczynnkowa Analza Waranc (ANOVA) Wykład 11 Przypomnene: wykłady zadana kursu były zaczerpnęte z podręcznków: Statystyka dla studentów kerunków techncznych przyrodnczych, J. Koronack, J. Melnczuk, WNT
Bardziej szczegółowoO PEWNYM MODELU POZWALAJĄCYM IDENTYFIKOWAĆ K NAJBARDZIEJ PODEJRZANYCH REKORDÓW W ZBIORZE DANYCH KSIĘGOWYCH W PROCESIE WYKRYWANIA OSZUSTW FINANSOWYCH
Mateusz Baryła Unwersytet Ekonomczny w Krakowe O PEWNYM MODELU POZWALAJĄCYM IDENTYFIKOWAĆ K NAJBARDZIEJ PODEJRZANYCH REKORDÓW W ZBIORZE DANYCH KSIĘGOWYCH W PROCESIE WYKRYWANIA OSZUSTW FINANSOWYCH Wprowadzene
Bardziej szczegółowoANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVI/3, 2015, str. 248 257 ANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ Sławomr
Bardziej szczegółowoZadane 1: Wyznacz średne ruchome 3-okresowe z następujących danych obrazujących zużyce energ elektrycznej [kwh] w pewnym zakładze w mesącach styczeń - lpec 1998 r.: 400; 410; 430; 40; 400; 380; 370. Zadane
Bardziej szczegółowoSZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW
SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW Stefan WÓJTOWICZ, Katarzyna BIERNAT ZAKŁAD METROLOGII I BADAŃ NIENISZCZĄCYCH INSTYTUT ELEKTROTECHNIKI ul. Pożaryskego 8, 04-703 Warszawa tel.
Bardziej szczegółowoPROGNOZOWANIE SPRZEDAŻY Z ZASTOSOWANIEM ROZKŁADU GAMMA Z KOREKCJĄ ZE WZGLĘDU NA WAHANIA SEZONOWE
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36 Krzysztof Dmytrów * Marusz Doszyń ** Unwersytet Szczecńsk PROGNOZOWANIE SPRZEDAŻY Z ZASTOSOWANIEM ROZKŁADU GAMMA Z KOREKCJĄ ZE WZGLĘDU NA
Bardziej szczegółowoAnaliza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009
Mara Konopka Katedra Ekonomk Organzacj Przedsęborstw Szkoła Główna Gospodarstwa Wejskego w Warszawe Analza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009 Wstęp Polska prywatyzacja
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA REGIONALNA
ЕЗЮМЕ В,. Т (,,.),. В, 2010. щ,. В -,. STATYSTYKA REGIONALNA Paweł DYKAS Zróżncowane rozwoju powatów w woj. małopolskm W artykule podjęto próbę analzy rozwoju ekonomcznego powatów w woj. małopolskm, wykorzystując
Bardziej szczegółowoOligopol dynamiczny. Rozpatrzmy model sekwencyjnej konkurencji ilościowej jako gra jednokrotna z pełną i doskonalej informacją
Olgopol dynamczny Rozpatrzmy model sekwencyjnej konkurencj loścowej jako gra jednokrotna z pełną doskonalej nformacją (1934) Dwa okresy: t=0, 1 tzn. frma 2 podejmując decyzję zna decyzję frmy 1 Q=q 1 +q
Bardziej szczegółowoKURS STATYSTYKA. Lekcja 6 Regresja i linie regresji ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 6 Regresja lne regresj ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 Funkcja regresj I rodzaju cechy Y zależnej
Bardziej szczegółowoBadanie optymalnego poziomu kapitału i zatrudnienia w polskich przedsiębiorstwach - ocena i klasyfikacja
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Badane optymalnego pozomu kaptału zatrudnena w polskch przedsęborstwach - ocena klasyfkacja Prowadząc dzałalność gospodarczą przedsęborstwa kerują sę jedną z dwóch zasad
Bardziej szczegółowo8. Optymalizacja decyzji inwestycyjnych
dr nż. Zbgnew Tarapata: Optymalzacja decyzj nwestycyjnych, cz.ii 8. Optymalzacja decyzj nwestycyjnych W rozdzale 8, część I przedstawono elementarne nformacje dotyczące metod oceny decyzj nwestycyjnych.
Bardziej szczegółowoGRUDZIEŃ 1983 INFORMACJA O REALIZACJI WAŻNIEJSZYCH ZADAŃ SPOŁECZNO - GOSPODARCZYCH. 'yyy..(0 P O U F N E WOJEWÓDZKI URZĄD STATYSTYCZNY
WOJEWÓDZK URZĄD STATYSTYCZNY W BELSKUBAŁEJ J /{J OT u Q.0 ru rrr^ 'yyy..(0 P O U F N E Egz. nr S Dane wstępne mogą ulec zmane NFORMACJA O REALZACJ WAŻNEJSZYCH ZADAŃ SPOŁECZNO GOSPODARCZYCH W WOJEWÓDZTWE
Bardziej szczegółowoProces narodzin i śmierci
Proces narodzn śmerc Jeżel w ewnej oulacj nowe osobnk ojawają sę w sosób losowy, rzy czym gęstość zdarzeń na jednostkę czasu jest stała w czase wynos λ, oraz lczba osobnków n, które ojawły sę od chwl do
Bardziej szczegółowoEFEKT PRZEDZIAŁOWY WSPÓŁCZYNNIKA DETERMINACJI MODELU RYNKU
OPTIMUM. STUDIA EKONOMICZNE NR 2 (68) 2014 Joanna OLBRYŚ 1 EFEKT PRZEDZIAŁOWY WSPÓŁCZYNNIKA DETERMINACJI MODELU RYNKU Streszczene W lteraturze przedmotu zauważa sę, że konsekwencją obecnośc zakłóceń w
Bardziej szczegółowoWeryfikacja hipotez dla wielu populacji
Weryfkacja hpotez dla welu populacj Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Intelgencj Metod Matematycznych Wydzał Informatyk Poltechnk Szczecńskej 5. Parametryczne testy stotnośc w
Bardziej szczegółowoModele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe ogólne. α β β β ε. Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 4.
Modele weloczynnkowe Analza Zarządzane Portfelem cz. 4 Ogólne model weloczynnkowy można zapsać jako: (,...,,..., ) P f F F F = n Dr Katarzyna Kuzak lub (,...,,..., ) f F F F = n Modele weloczynnkowe Można
Bardziej szczegółowoKURS STATYSTYKA. Lekcja 1 Statystyka opisowa ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 1 Statystyka opsowa ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 W statystyce opsowej mamy pełne nformacje
Bardziej szczegółowoANALIZA PREFERENCJI SŁUCHACZY UNIWERSYTETU TRZECIEGO WIEKU Z WYKORZYSTANIEM WYBRANYCH METOD NIESYMETRYCZNEGO SKALOWANIA WIELOWYMIAROWEGO
Artur Zaborsk Unwersytet Ekonomczny we Wrocławu ANALIZA PREFERENCJI SŁUCHACZY UNIWERSYTETU TRZECIEGO WIEKU Z WYKORZYSTANIEM WYBRANYCH METOD NIESYMETRYCZNEGO SKALOWANIA WIELOWYMIAROWEGO Wprowadzene Od ukazana
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013
ZESZYTY NAUKOWE NSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANE MASOWEGO MOMENTU BEZWŁADNOŚC WZGLĘDEM OS PODŁUŻNEJ DLA SAMOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWE WZORÓW DOŚWADCZALNYCH 1. Wstęp
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 2(88)/2012
ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW (88)/01 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANIE ASOWEGO OENTU BEZWŁADNOŚCI WZGLĘDE OSI PIONOWEJ DLA SAOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWIE WZORU EPIRYCZNEGO 1. Wstęp asowy moment
Bardziej szczegółowoRegulacje i sądownictwo przeszkody w konkurencji między firmami w Europie Środkowej i Wschodniej
Łukasz Goczek * Regulacje sądownctwo przeszkody w konkurencj mędzy frmam w Europe Środkowej Wschodnej Wstęp Celem artykułu jest analza przeszkód dla konkurencj pomędzy frmam w Europe Środkowej Wschodnej.
Bardziej szczegółowoA O n RZECZPOSPOLITA POLSKA. Gospodarki Narodowej. Warszawa, dnia2/stycznia 2014
Warszawa, dna2/styczna 2014 r, RZECZPOSPOLITA POLSKA MINISTERSTWO ADMINISTRACJI I CYFRYZACJI PODSEKRETARZ STANU Małgorzata Olsze wska BM-WP 005.6. 20 14 Pan Marek Zółkowsk Przewodnczący Komsj Gospodark
Bardziej szczegółowoBADANIE DRGAŃ WŁASNYCH NAPĘDU ROBOTA KUCHENNEGO Z SILNIKIEM SRM
Zeszyty Problemowe Maszyny Elektryczne Nr 88/2010 13 Potr Bogusz Marusz Korkosz Jan Prokop POLITECHNIKA RZESZOWSKA Wydzał Elektrotechnk Informatyk BADANIE DRGAŃ WŁASNYCH NAPĘDU ROBOTA KUCHENNEGO Z SILNIKIEM
Bardziej szczegółowoEgzamin ze statystyki/ Studia Licencjackie Stacjonarne/ Termin I /czerwiec 2010
Egzamn ze statystyk/ Studa Lcencjacke Stacjonarne/ Termn /czerwec 2010 Uwaga: Przy rozwązywanu zadań, jeśl to koneczne, naleŝy przyjąć pozom stotnośc 0,01 współczynnk ufnośc 0,99 Zadane 1 PonŜsze zestawene
Bardziej szczegółowoWPŁYW AKCESJI POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ NA ROZWÓJ ROLNICTWA EKOLOGICZNEGO. Lidia Luty
74 LIDIA LUTY ROCZNIKI NAUKOWE EKONOMII ROLNICTWA I ROZWOJU OBSZARÓW WIEJSKICH, T. 11, z. 1, 214 WPŁYW AKCESJI POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ NA ROZWÓJ ROLNICTWA EKOLOGICZNEGO Lda Lut Katedra Statstk Matematcznej
Bardziej szczegółowoPomiary parametrów akustycznych wnętrz.
Pomary parametrów akustycznych wnętrz. Ocena obektywna wnętrz pod względem akustycznym dokonywana jest na podstawe wartośc następujących parametrów: czasu pogłosu, wczesnego czasu pogłosu ED, wskaźnków
Bardziej szczegółowo3. ŁUK ELEKTRYCZNY PRĄDU STAŁEGO I PRZEMIENNEGO
3. ŁUK ELEKTRYCZNY PRĄDU STŁEGO I PRZEMIENNEGO 3.1. Cel zakres ćwczena Celem ćwczena jest zapoznane sę z podstawowym właścwoścam łuku elektrycznego palącego sę swobodne, w powetrzu o cśnentmosferycznym.
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Interpretacja parametrów przy zmennych objaśnających cągłych Semelastyczność 2. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy 3. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne
Bardziej szczegółowo65120/ / / /200
. W celu zbadana zależnośc pomędzy płcą klentów ch preferencjam, wylosowano kobet mężczyzn zadano m pytane: uważasz za lepszy produkt frmy A czy B? Wynk były następujące: Odpowedź Kobety Mężczyźn Wolę
Bardziej szczegółowoAnaliza korelacji i regresji
Analza korelacj regresj Zad. Pewen zakład produkcyjny zatrudna pracownków fzycznych. Ich wydajność pracy (Y w szt./h) oraz mesęczne wynagrodzene (X w tys. zł) przedstawa ponższa tabela: Pracownk y x A
Bardziej szczegółowoProste modele ze złożonym zachowaniem czyli o chaosie
Proste modele ze złożonym zachowanem czyl o chaose 29 kwetna 2014 Komputer jest narzędzem coraz częścej stosowanym przez naukowców do ukazywana skrzętne ukrywanych przez naturę tajemnc. Symulacja, obok
Bardziej szczegółowoOcena jakościowo-cenowych strategii konkurowania w polskim handlu produktami rolno-spożywczymi. dr Iwona Szczepaniak
Ocena jakoścowo-cenowych strateg konkurowana w polskm handlu produktam rolno-spożywczym dr Iwona Szczepanak Ekonomczne, społeczne nstytucjonalne czynnk wzrostu w sektorze rolno-spożywczym w Europe Cechocnek,
Bardziej szczegółowoPropozycja modyfikacji klasycznego podejścia do analizy gospodarności
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Propozycja modyfkacj klasycznego podejśca do analzy gospodarnośc Przedsęborstwa dysponujące dentycznym zasobam czynnków produkcj oraz dzałające w dentycznych warunkach
Bardziej szczegółowoMinister Edukacji Narodowej Pani Katarzyna HALL Ministerstwo Edukacji Narodowej al. J. Ch. Szucha 25 00-918 Warszawa Dnia 03 czerwca 2009 r.
Mnster Edukacj arodowej Pan Katarzyna HALL Mnsterstwo Edukacj arodowej al. J. Ch. Szucha 25 00-918 arszawa Dna 03 czerwca 2009 r. TEMAT: Propozycja zmany art. 30a ustawy Karta auczycela w forme lstu otwartego
Bardziej szczegółowoNatalia Nehrebecka. Wykład 2
Natala Nehrebecka Wykład . Model lnowy Postad modelu lnowego Zaps macerzowy modelu lnowego. Estymacja modelu Wartośd teoretyczna (dopasowana) Reszty 3. MNK przypadek jednej zmennej . Model lnowy Postad
Bardziej szczegółowoZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW POLSKI WSCHODNIEJ
Studa Materały. Mscellanea Oeconomcae Rok 19, Nr 4/2015, tom I Wydzał Zarządzana Admnstracj Unwersytetu Jana Kochanowskego w Kelcach Zntegrowane podejśce do spójnośc rola statystyk publcznej Paweł Dykas
Bardziej szczegółowoStatystyka Opisowa 2014 część 2. Katarzyna Lubnauer
Statystyka Opsowa 2014 część 2 Katarzyna Lubnauer Lteratura: 1. Statystyka w Zarządzanu Admr D. Aczel 2. Statystyka Opsowa od Podstaw Ewa Waslewska 3. Statystyka, Lucjan Kowalsk. 4. Statystyka opsowa,
Bardziej szczegółowoAnaliza rodzajów skutków i krytyczności uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 1629A
Analza rodzajów skutków krytycznośc uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 629A Celem analzy krytycznośc jest szeregowane potencjalnych rodzajów uszkodzeń zdentyfkowanych zgodne z zasadam FMEA na podstawe
Bardziej szczegółowoW praktyce często zdarza się, że wyniki obu prób możemy traktować jako. wyniki pomiarów na tym samym elemencie populacji np.
Wykład 7 Uwaga: W praktyce często zdarza sę, że wynk obu prób możemy traktować jako wynk pomarów na tym samym elemence populacj np. wynk x przed wynk y po operacj dla tego samego osobnka. Należy wówczas
Bardziej szczegółowoPODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH
PODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH Z a k ł a d U b e z p e c z e ń S p o ł e c z n y c h Wprowadzene Nnejsza ulotka adresowana jest zarówno do osób dopero ubegających
Bardziej szczegółowoAnaliza ekonomiczna rynku energii elektrycznej w latach 2007-2008 1)
Analza ekonomczna rynku energ elektrycznej w latach 2007-2008 1) Autor: Marek Detl 2) (Buletyn Urzędu Regulacj Energetyk - nr 6/2009) Elektroenergetyka jest jedną z kluczowych branŝ w Polsce. Jej dzałane
Bardziej szczegółowoSystemy Ochrony Powietrza Ćwiczenia Laboratoryjne
ś POLITECHNIKA POZNAŃSKA INSTYTUT INŻYNIERII ŚRODOWISKA PROWADZĄCY: mgr nż. Łukasz Amanowcz Systemy Ochrony Powetrza Ćwczena Laboratoryjne 2 TEMAT ĆWICZENIA: Oznaczane lczbowego rozkładu lnowych projekcyjnych
Bardziej szczegółowoBadanie współzależności dwóch cech ilościowych X i Y. Analiza korelacji prostej
Badane współzależnośc dwóch cech loścowych X Y. Analza korelacj prostej Kody znaków: żółte wyróżnene nowe pojęce czerwony uwaga kursywa komentarz 1 Zagadnena 1. Zwązek determnstyczny (funkcyjny) a korelacyjny.
Bardziej szczegółowoWYBRANE METODY TWORZENIA STRATEGII ZRÓWNOWAŻONEGO TRANSPORTU MIEJSKIEGO SELECTED METHODS FOR DEVELOPING SUSTAINABLE URBAN TRANS- PORT STRATEGIES
Zbgnew SKROBACKI WYBRANE METODY TWORZENIA STRATEGII ZRÓWNOWAŻONEGO TRANSPORTU MIEJSKIEGO SELECTED METHODS FOR DEVELOPING SUSTAINABLE URBAN TRANS- PORT STRATEGIES W artykule przedstawone systemowe podejśce
Bardziej szczegółowoSystem Przeciwdziałania Powstawaniu Bezrobocia na Terenach Słabo Zurbanizowanych SPRAWOZDANIE Z BADAŃ Autor: Joanna Wójcik
Opracowane w ramach projektu System Przecwdzałana Powstawanu Bezroboca na Terenach Słabo Zurbanzowanych ze środków Europejskego Funduszu Społecznego w ramach Incjatywy Wspólnotowej EQUAL PARTNERSTWO NA
Bardziej szczegółowoI. Elementy analizy matematycznej
WSTAWKA MATEMATYCZNA I. Elementy analzy matematycznej Pochodna funkcj f(x) Pochodna funkcj podaje nam prędkość zman funkcj: df f (x + x) f (x) f '(x) = = lm x 0 (1) dx x Pochodna funkcj podaje nam zarazem
Bardziej szczegółowoSprawozdanie powinno zawierać:
Sprawozdane pownno zawerać: 1. wypełnoną stronę tytułową (gotowa do ćw. nr 0 na strone drugej, do pozostałych ćwczeń zameszczona na strone 3), 2. krótk ops celu dośwadczena, 3. krótk ops metody pomaru,
Bardziej szczegółowoANALIZA JEDNOSTKOWYCH STRAT CIEPŁA W SYSTEMIE RUR PREIZOLOWANYCH
ZESZYTY NAUKOWE POLITECHNIKI RZESZOWSKIEJ Nr 83 Budownctwo Inżynera Środowska z. 59 (4/1) 01 Bożena BABIARZ Barbara ZIĘBA Poltechnka Rzeszowska ANALIZA JEDNOSTKOWYCH STRAT CIEPŁA W SYSTEMIE RUR PREIZOLOWANYCH
Bardziej szczegółowoNatalia Nehrebecka. Zajęcia 4
St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0 1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających
Bardziej szczegółowoStatystyka Inżynierska
Statystyka Inżynerska dr hab. nż. Jacek Tarasuk AGH, WFIS 013 Wykład DYSKRETNE I CIĄGŁE ROZKŁADY JEDNOWYMIAROWE Zmenna losowa, Funkcja rozkładu, Funkcja gęstośc, Dystrybuanta, Charakterystyk zmennej, Funkcje
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE METOD WAP DO OCENY POZIOMU PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA ROZWOJU ROLNICTWA W POLSCE
Inżynera Rolncza 1(126)/2011 ZASTOSOWANIE METOD WAP DO OCENY POZIOMU PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA ROZWOJU ROLNICTWA W POLSCE Katedra Zastosowań Matematyk Informatyk, Unwersytet Przyrodnczy w Lublne w Lublne
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka Katarzyna Rosiak-Lada. Zajęcia 3
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Katarzyna Rosak-Lada Zajęca 3 1. Dobrod dopasowana równana regresj. Współczynnk determnacj R 2 Dekompozycja warancj zmennej zależnej Współczynnk determnacj R 2 2. Zmenne
Bardziej szczegółowoRegulamin promocji 14 wiosna
promocja_14_wosna strona 1/5 Regulamn promocj 14 wosna 1. Organzatorem promocj 14 wosna, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa od 01 lutego 2014 do 30
Bardziej szczegółowoPROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO
Zeszyty Naukowe Szkoły Głównej Gospodarstwa Wejskego w Warszawe PROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO Tom 12 (XXVII) Zeszyt 4 Wydawnctwo SGGW Warszawa 2012 Elżbeta Kacperska 1 Katedra Ekonomk Rolnctwa Mędzynarodowych
Bardziej szczegółowoXXX OLIMPIADA FIZYCZNA ETAP III Zadanie doświadczalne
XXX OLIMPIADA FIZYCZNA ETAP III Zadane dośwadczalne ZADANIE D Nazwa zadana: Maszyna analogowa. Dane są:. doda półprzewodnkowa (krzemowa) 2. opornk dekadowy (- 5 Ω ), 3. woltomerz cyfrowy, 4. źródło napęca
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zastosowane
Bardziej szczegółowoMikroekonometria 13. Mikołaj Czajkowski Wiktor Budziński
Mkroekonometra 13 Mkołaj Czajkowsk Wktor Budzńsk Symulacje Analogczne jak w przypadku cągłej zmennej zależnej można wykorzystać metody Monte Carlo do analzy różnego rodzaju problemów w modelach gdze zmenna
Bardziej szczegółowoKRZYWA BÉZIERA TWORZENIE I WIZUALIZACJA KRZYWYCH PARAMETRYCZNYCH NA PRZYKŁADZIE KRZYWEJ BÉZIERA
KRZYWA BÉZIERA TWORZENIE I WIZUALIZACJA KRZYWYCH PARAMETRYCZNYCH NA PRZYKŁADZIE KRZYWEJ BÉZIERA Krzysztof Serżęga Wyższa Szkoła Informatyk Zarządzana w Rzeszowe Streszczene Artykuł porusza temat zwązany
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0-1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających Interpretacja
Bardziej szczegółowoOpracowanie metody predykcji czasu życia baterii na obiekcie i oceny jej aktualnego stanu na podstawie analizy bieżących parametrów jej eksploatacji.
Zakład Systemów Zaslana (Z-5) Opracowane nr 323/Z5 z pracy statutowej pt. Opracowane metody predykcj czasu życa bater na obekce oceny jej aktualnego stanu na podstawe analzy beżących parametrów jej eksploatacj.
Bardziej szczegółowoKierownik Katedry i Kliniki: prof. dr hab. Bernard Panaszek, prof. zw. UMW. Recenzja
KATEDRA KLINIKA CHORÓB WEWNĘTRZNYCHYCH GERIATRII ALERGOLOGU Unwersytet Medyczny m. Pastów Śląskch we Wrocławu 50-367 Wrocław, ul. Cure-Skłodowskej 66 Tel. 71/7842521 Fax 71/7842529 E-mal: bernard.panaszek@umed.wroc.pl
Bardziej szczegółowoOKREŚLENIE CZASU MIESZANIA WIELOSKŁADNIKOWEGO UKŁADU ZIARNISTEGO PODCZAS MIESZANIA Z RECYRKULACJĄ SKŁADNIKÓW
Inżynera Rolncza 8(96)/2007 OKREŚLENIE CZASU MIESZANIA WIELOSKŁADNIKOWEGO UKŁADU ZIARNISTEGO PODCZAS MIESZANIA Z RECYRKULACJĄ SKŁADNIKÓW Jolanta Królczyk, Marek Tukendorf Katedra Technk Rolnczej Leśnej,
Bardziej szczegółowoSTATECZNOŚĆ SKARP. α - kąt nachylenia skarpy [ o ], φ - kąt tarcia wewnętrznego gruntu [ o ],
STATECZNOŚĆ SKARP W przypadku obektu wykonanego z gruntów nespostych zaprojektowane bezpecznego nachylena skarp sprowadza sę do przekształcena wzoru na współczynnk statecznośc do postac: tgφ tgα = n gdze:
Bardziej szczegółowoRozkład dwupunktowy. Rozkład dwupunktowy. Rozkład dwupunktowy x i p i 0 1-p 1 p suma 1
Rozkład dwupunktowy Zmenna losowa przyjmuje tylko dwe wartośc: wartość 1 z prawdopodobeństwem p wartość 0 z prawdopodobeństwem 1- p x p 0 1-p 1 p suma 1 Rozkład dwupunktowy Funkcja rozkładu prawdopodobeństwa
Bardziej szczegółowoNatalia Nehrebecka. Zajęcia 3
St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 3 1. Dobroć dopasowana równana regresj. Współczynnk determnacj R Dk Dekompozycja warancj zmennej zależnej ż Współczynnk determnacj R. Zmenne cągłe a
Bardziej szczegółowoWERYFIKACJA EKONOMETRYCZNA MODELU CAPM II RODZAJU DLA RÓŻNYCH HORYZONTÓW STÓP ZWROTU I PORTFELI RYNKOWYCH
SCRIPTA COMENIANA LESNENSIA PWSZ m. J. A. Komeńskego w Leszne R o k 0 0 8, n r 6 TOMASZ ŚWIST* WERYFIKACJA EKONOMETRYCZNA MODELU CAPM II RODZAJU DLA RÓŻNYCH HORYZONTÓW STÓP ZWROTU I PORTFELI RYNKOWYCH
Bardziej szczegółowoZaawansowane metody numeryczne
Wykład 9. jej modyfkacje. Oznaczena Będzemy rozpatrywać zagadnene rozwązana następującego układu n równań lnowych z n newadomym x 1... x n : a 11 x 1 + a 12 x 2 +... + a 1n x n = b 1 a 21 x 1 + a 22 x
Bardziej szczegółowoMikroekonometria 5. Mikołaj Czajkowski Wiktor Budziński
Mkroekonometra 5 Mkołaj Czajkowsk Wktor Budzńsk Uogólnone modele lnowe Uogólnone modele lnowe (ang. Generalzed Lnear Models GLM) Różną sę od standardowego MNK na dwa sposoby: Rozkład zmennej objaśnanej
Bardziej szczegółowoMODEL NADWYŻKI FINANSOWEJ PRZEDSIĘBIORSTWA DEWELOPERSKIEGO. SYMULACYJNE STUDIUM PRZYPADKU
Tadeusz Czernk Unwersytet Ekonomczny w Katowcach Wydzał Fnansów Ubezpeczeń Katedra Matematyk Stosowanej tadeusz.czernk@ue.katowce.pl Danel Iskra Unwersytet Ekonomczny w Katowcach Wydzał Fnansów Ubezpeczeń
Bardziej szczegółowoMETODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównanie obiektów przy ocenie wielokryterialnej. Ranking obiektów.
Opracowane: Dorota Mszczyńska METODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównane obektów przy ocene welokryteralnej. Rankng obektów. Porównane wybranych obektów (warantów decyzyjnych) ze względu na różne cechy (krytera)
Bardziej szczegółowoZaawansowane metody numeryczne Komputerowa analiza zagadnień różniczkowych 1. Układy równań liniowych
Zaawansowane metody numeryczne Komputerowa analza zagadneń różnczkowych 1. Układy równań lnowych P. F. Góra http://th-www.f.uj.edu.pl/zfs/gora/ semestr letn 2006/07 Podstawowe fakty Równane Ax = b, x,
Bardziej szczegółowoTeoria niepewności pomiaru (Rachunek niepewności pomiaru) Rodzaje błędów pomiaru
Pomary fzyczne - dokonywane tylko ze skończoną dokładnoścą. Powodem - nedoskonałość przyrządów pomarowych neprecyzyjność naszych zmysłów borących udzał w obserwacjach. Podawane samego tylko wynku pomaru
Bardziej szczegółowoUsługi KPMG oferowane polskim przedsiębiorcom
Usług KPMG oferowane polskm przedsęborcom Czyl jak w czym pomagamy polskm frmom kpmg.pl 1 Usług KPMG oferowane polskm przedsęborcom 2013 Usług KPMG oferowane polskm przedsęborcom Doradztwo fnansowe ksęgowe
Bardziej szczegółowoDywersyfikacja portfela poprzez inwestycje alternatywne. Prowadzący: Jerzy Nikorowski, Superfund TFI.
Dywersyfkacja ortfela orzez nwestycje alternatywne. Prowadzący: Jerzy Nkorowsk, Suerfund TFI. Część I. 1) Czym jest dywersyfkacja Jest to technka zarządzana ryzykem nwestycyjnym, która zakłada osadane
Bardziej szczegółowoSprawozdanie Skarbnika Hufca Za okres 24.09.2011-24.11.2013. Wprowadzenie
Skarbnk Hufca ZHP Kraków Nowa Huta phm. Marek Balon HO Kraków, dn. 21.10.2013r. Sprawozdane Skarbnka Hufca Za okres 24.09.2011-24.11.2013 Wprowadzene W dnu 24.09.2011r. odbył sę Zjazd Sprawozdawczo-Wyborczy
Bardziej szczegółowoMetody predykcji analiza regresji
Metody predykcj analza regresj TPD 008/009 JERZY STEFANOWSKI Instytut Informatyk Poltechnka Poznańska Przebeg wykładu. Predykcja z wykorzystanem analzy regresj.. Przypomnene wadomośc z poprzednch przedmotów..
Bardziej szczegółowoMIĘDZYNARODOWE UNORMOWANIA WYRAśANIA ANIA NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH
MIĘDZYNARODOWE UNORMOWANIA WYRAśANIA ANIA NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH Adam Mchczyńsk W roku 995 grupa nstytucj mędzynarodowych: ISO Internatonal Organzaton for Standardzaton (Mędzynarodowa Organzacja Normalzacyjna),
Bardziej szczegółowoAPROKSYMACJA QUASIJEDNOSTAJNA
POZNAN UNIVE RSITY OF TE CHNOLOGY ACADE MIC JOURNALS No 73 Electrcal Engneerng 213 Jan PURCZYŃSKI* APROKSYMACJA QUASIJEDNOSTAJNA W pracy wykorzystano metodę aproksymacj średnokwadratowej welomanowej, przy
Bardziej szczegółowoANALIZA WPŁYWU OBSERWACJI NIETYPOWYCH NA WYNIKI MODELOWANIA REGIONALNEJ WYDAJNOŚCI PRACY
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36, T. 1 Barbara Batóg *, Jacek Batóg ** Unwersytet Szczecńsk ANALIZA WPŁYWU OBSERWACJI NIETYPOWYCH NA WYNIKI MODELOWANIA REGIONALNEJ WYDAJNOŚCI
Bardziej szczegółowoZAJĘCIA 3. Pozycyjne miary dyspersji, miary asymetrii, spłaszczenia i koncentracji
ZAJĘCIA Pozycyjne ary dyspersj, ary asyetr, spłaszczena koncentracj MIARY DYSPERSJI: POZYCYJNE, BEZWZGLĘDNE Rozstęp dwartkowy (ędzykwartylowy) Rozstęp dwartkowy określa rozpętośd tej częśc obszaru zennośc
Bardziej szczegółowoZarządzanie ryzykiem w przedsiębiorstwie i jego wpływ na analizę opłacalności przedsięwzięć inwestycyjnych
dr nż Andrze Chylńsk Katedra Bankowośc Fnansów Wyższa Szkoła Menedżerska w Warszawe Zarządzane ryzykem w rzedsęborstwe ego wływ na analzę ołacalnośc rzedsęwzęć nwestycynych w w w e - f n a n s e c o m
Bardziej szczegółowoModel ASAD. ceny i płace mogą ulegać zmianom (w odróżnieniu od poprzednio omawianych modeli)
Model odstawowe założena modelu: ceny płace mogą ulegać zmanom (w odróżnenu od poprzedno omawanych model) punktem odnesena analzy jest obserwacja pozomu produkcj cen (a ne stopy procentowej jak w modelu
Bardziej szczegółowoWSKAŹNIK OCENY HIC SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO
WSKAŹNIK OCENY SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO Dagmara KARBOWNICZEK 1, Kazmerz LEJDA, Ruch cała człoweka w samochodze podczas wypadku drogowego zależy od sztywnośc nadwoza
Bardziej szczegółowoEvaluation of estimation accuracy of correlation functions with use of virtual correlator model
Jadwga LAL-JADZIAK Unwersytet Zelonogórsk Instytut etrolog Elektrycznej Elżbeta KAWECKA Unwersytet Zelonogórsk Instytut Informatyk Elektronk Ocena dokładnośc estymacj funkcj korelacyjnych z użycem modelu
Bardziej szczegółowoWYBÓR PORTFELA PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH ZA POMOCĄ METODY AHP
Ewa Pośpech Unwersytet Ekonomczny w Katowcach Wydzał Zarządzana Katedra Matematyk posp@ue.katowce.pl WYBÓR PORTFELA PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH ZA POMOCĄ METODY AHP Streszczene: W artykule rozważano zagadnene
Bardziej szczegółowoOeconomiA copernicana 2013 Nr 3. Modele ekonometryczne w opisie wartości rezydualnej inwestycji
OeconomA coperncana 2013 Nr 3 ISSN 2083-1277, (Onlne) ISSN 2353-1827 http://www.oeconoma.coperncana.umk.pl/ Klber P., Stefańsk A. (2003), Modele ekonometryczne w opse wartośc rezydualnej nwestycj, Oeconoma
Bardziej szczegółowoOkreślanie mocy cylindra C w zaleŝności od ostrości wzroku V 0 Ostrość wzroku V 0 7/5 6/5 5/5 4/5 3/5 2/5 Moc cylindra C 0,5 0,75 1,0 1,25 1,5 > 2
T A R C Z A Z E G A R O W A ASTYGMATYZM 1.Pojęca ogólne a) astygmatyzm prosty (najbardzej zgodny z pozomem) - najbardzej płask połudnk tzn. o najmnejszej mocy jest pozomy b) astygmatyzm odwrotny (najbardzej
Bardziej szczegółowoSPRAWDZANIE PRAWA MALUSA
INSTYTUT ELEKTRONIKI I SYSTEMÓW STEROWANIA WYDZIAŁ ELEKTRYCZNY POLITECHNIKA CZĘSTOCHOWSKA LABORATORIUM FIZYKI ĆWICZENIE NR O- SPRAWDZANIE PRAWA MALUSA I. Zagadnena do przestudowana 1. Fala elektromagnetyczna,
Bardziej szczegółowoPlanowanie eksperymentu pomiarowego I
POLITECHNIKA ŚLĄSKA W GLIWICACH WYDZIAŁ INŻYNIERII ŚRODOWISKA ENERGETYKI INSTYTUT MASZYN URZĄDZEŃ ENERGETYCZNYCH Plaowae eksperymetu pomarowego I Laboratorum merctwa (M 0) Opracował: dr ż. Grzegorz Wcak
Bardziej szczegółowoPróba wyjaśnienia regionalnego zróżnicowania międzypłciowej luki płacowej w Polsce
Studa Regonalne Lokalne Nr 3(49)/2012 ISSN 1509 4995 Tymon Słoczyńsk* Próba wyjaśnena regonalnego zróżncowana mędzypłcowej luk płacowej w Polsce W artykule opsano regonalne zróżncowane mędzypłcowej luk
Bardziej szczegółowoAnaliza i diagnoza sytuacji finansowej wybranych branż notowanych na Warszawskiej Giełdzie Papierów Wartościowych w latach
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Analza dagnoza sytuacj fnansowej wybranych branż notowanych na Warszawskej Gełdze Paperów Wartoścowych w latach 997-998 W artykule podjęta została próba analzy dagnozy
Bardziej szczegółowo