OeconomiA copernicana. Katarzyna Czech Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie
|
|
- Wiktoria Leśniak
- 8 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 OeconomiA copernicana 2012 Nr 3 IN Kaarzyna Czech zoła Główna Gospodarswa Wiejsiego w Warszawie NIEZABEZPIECZONY PARYTET TÓP PROCENTOWYCH NA RYNKU JENA JAPOŃKIEGO Klasyfiacja JEL: F31 łowa luczowe: niezabezpieczony parye sóp procenowych, ryne waluowy, jen japońsi, sraegie speulacyjne carry rade Absra: Celem aryułu jes sprawdzenie słuszności hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych na rynu jena japońsiego. W pracy zaprezenowano eorię niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych oraz przedsawiono doychczasowe wynii badań w ym zaresie. Ponado, w aryule opisano waluowe sraegie carry rade, órych idea opiera się na założeniu o niesłuszności eorii niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. Z uwagi na fa, iż jen japońsi jes najbardziej popularną nisooprocenowaną waluą wyorzysywaną w sraegii carry rade, przeprowadzone w aryule badania opierają się na analizie ego rynu waluowego. Zgodnie z eorią paryeu sóp procenowych sraegia carry rade nie powinna generować zysów. Wielu badaczy wyazało jedna wysoą profiowość ych waluowych sraegii speulacyjnych, co daje podsawy sądzić, że niezabezpieczony parye sóp procenowych na rynu jena Copyrigh Polsie Towarzyswo Eonomiczne Oddział w Toruniu. Tes wpłynął 18 wienia 2012, zosał zaacepowany do publiacji 25 czerwca Dane onaowe auora: aarzyna_banasia@sggw.pl, zoła Główna Gospodarswa Wiejsiego w Warszawie, ul. Nowoursynowsa 166, blo 5, po. 25, Warszawa.
2 64 Kaarzyna Czech japońsiego nie jes spełniony. Weryfiację hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych na rynu jena japońsiego przeprowadzono w oparciu o lasyczny model regresji oraz o es orogonalności błędu prognozy przyszłego ursu asowego doonanej przy użyciu ursu erminowego. Przedsawione w aryule badania empiryczne nie pozwoliły jednoznacznie swierdzić, czy hipoeza niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych na rynu jena japońsiego jes spełniona. Wyazano isone odchylenia ursu JPY/TRY od paryeu UIP. Z olei, wynii badań dla ursów JPY/NZD i JPY/UD nie dały podsaw do odrzucenia hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. UNCOVERED INTERET RATE PARITY ON THE JAPANEE YEN EXCHANGE RATE MARKET JEL Classificaion: F31 Keywords: uncovered ineres rae pariy, exchange rae mare, Japanese yen, currency speculaion sraegy carry rade Absrac: The aim of he paper is o verify he uncovered ineres rae pariy hypohesis on he Japanese yen exchange rae mare. The aricle describes he heory of uncovered ineres rae pariy and presens he review of previous research resuls. Moreover, he paper characerizes he currency speculaion sraegy carry rade which is fundamenally based on he assumpion ha he uncovered ineres rae pariy doesn hold. The Japanese yen is one of he mos popular carry rade funding currency and herefore he aricle is focused on he analysis of his exchange rae mare.the uncovered ineres rae pariy condiion suggess ha carry rade sraegy should no resul in excess profis. However, he high average payoff o carry rade is widely documened by many researchers and hus i may imply ha uncovered ineres rae pariy doesn hold on he Japanese yen mare. The uncovered ineres rae pariy on he Japanese yen mare is esed by applying he convenional regression approach and orhogonaliy es of he forward rae forecas error. The resuls show ha i is hard o say definiely ha uncovered ineres rae pariy holds on he analyzed exchange rae mare. The uncovered ineres rae pariy hypohesis is rejeced for JPY/TRY mare. However, here is no enough evidence o rejec UIP hypohesis for JPY/NZD and JPY/UD exchange rae mares. WPROWADZENIE Niezabezpieczony parye sóp procenowych (UIP) jes elemenem wielu ważnych modeli ursów waluowych. Jego analiza sanowi niezwy-
3 Niezabezpieczony parye sup procenowych 65 le isony obszar badań eonomisów. Więszość opubliowanych badań wsazuje jedna na odrzucenie hipoezy paryeu UIP. Ponado, isnieją sraegie speulacyjne, órych idea opiera się na założeniu o niesłuszności niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. raegie e noszą nazwę zw. carry rade i polegają na wyorzysaniu różnicy w oprocenowaniu dwóch walu. Zysowność ych sraegii jes sprzeczna z eorią paryeu UIP. Zgodnie z eorią niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych, nie powinna isnieć bowiem żadna sysemayczna różnica w sopie zwrou z apiału w walucie rajowej i w walucie zagranicznej. Klasyczna forma sraegii carry rade polega na zapożyczeniu się w walucie nisooprocenowanej (np. jen japońsi, JPY), a nasępnie zainwesowaniu uzysanych środów w raju o wyższych sopach procenowych (np. dolar nowozelandzi, NZD; lir ureci, TRY). Z uwagi na fa, iż jen japońsi jes najbardziej popularną nisooprocenowaną waluą wyorzysywaną w sraegii carry rade, przeprowadzone w aryule badania opierają się właśnie na analizie ego rynu waluowego. Celem aryułu jes sprawdzenie słuszności hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych na rynu jena japońsiego. Badania przeprowadzono dla rzech par waluowych j. JPY/UD, JPY/NZD, JPY/TRY w oresie od sycznia 2000 do grudnia 2010 r. przy użyciu danych o częsoliwości miesięcznej i waralnej. Hipoeza paryeu UIP zosała zweryfiowana w oparciu o lasyczny model regresji oraz o es orogonalności błędu prognozy przyszłego ursu asowego doonanej przy użyciu ursu erminowego. TEORIA PARYTETU TÓP PROCENTOWYCH W wielu modelach ursów waluowych przyjmuje się słuszność eorii paryeu sóp procenowych. W lieraurze przedmiou wyróżnia się dwie formy paryeu j. zabezpieczony parye sóp procenowych (covered ineres rae pariy, CIP) i niezabezpieczony parye sóp procenowych (uncovered ineres rae pariy, UIP) (Wdowińsi 2010, s. 133). Zabezpieczony parye sóp procenowych (CIP) opisuje zależność między waluowym ursem erminowym (forward), waluowym ursem bieżącym (spo) oraz sopami procenowymi waluy bazowej i waluy woowanej. Koncepcję ę formułuje się nasępująco: 1+ r * = 1+ r F ( ), (1)
4 66 Kaarzyna Czech gdzie odzwierciedla warość waluowego ursu asowego w czasie (urs waluowy wyrażony w jednosach waluy woowanej za jednosę waluy bazowej), F oznacza erminowy urs waluowy (forward) usalony w momencie dla onraów wygasających w momencie + oraz r i r * oznaczają odpowiednio nominalne sopy procenowe waluy woowanej i waluy bazowej. Niezabezpieczony parye sóp procenowych (UIP) załada z olei, że relacja oczeiwanego ursu waluowego i bieżącego ursu waluowego jes równa relacji sóp procenowych w raju waluy bazowej i woowanej. 1 r 1+ r E( + + = * Ω ), (2) gdzie wyrażenie E( + Ω ) oznacza rynowe oczeiwania odnośnie szałowania się waluowego ursu asowego w czasie + ( ), wyorzysując informację dosępną w czasie, + odzwierciedla warość walu- * owego ursu asowego w czasie oraz r i r oznaczają nominalne sopy procenowe waluy woowanej i waluy bazowej. Z uwagi na fa, że rudno jes oszacować przyszłe oczeiwania odnośnie szałowania się ursu asowego, przy weryfiacji hipoezy + + paryeu UIP załadana jes racjonalność oczeiwań uczesniów rynu. Zgodnie z eorią racjonalnych oczeiwań, przyszła warość ursu asowego w momencie + ( ) jes równa oczeiwaniom odnośnie szałowanie się ursu spo w czasie + ( E ( + Ω ) ). + E + ) + + = ( η (3) gdzie wyrażenie E( + Ω ) oznacza rynowe oczeiwania odnośnie szałowania się waluowego ursu asowego, wyorzysując informację dosępną w czasie, + + odzwierciedla warość waluowego ursu
5 asowego obowiązującego w czasie +, naomias Niezabezpieczony parye sup procenowych 67 η + oznacza biały szum, niesorelowany z informacją dosępną w czasie. Załadając, że uczesnicy rynu mają racjonalne oczeiwania oraz są neuralni wobec ryzya, niezabezpieczony parye sóp procenowych może być esowany w oparciu o poniższą funcję regresji. * s + s = α + β ( r r ) + ε + (4) gdzie s i s + odzwierciedlają odpowiednio warość logarymu nauralnego waluowego ursu asowego obowiązującego w czasie i w czasie * +, r i r oznaczają nominalne sopy procenowe waluy woowanej i waluy bazowej naomias ε + o sładni losowy, niezależny od informacji Ω dosępnej w czasie, o średniej równej zero i sałej wariancji. Jeśli parye UIP jes spełniony o wówczas paramer β w równaniu regresji (4) powinien być równy jedności (β = 1), a paramer α powinien wynosić zero (α = 0). Z połączenia hipoezy zabezpieczonego i niezabezpieczonego paryeu sóp można wywniosować, że relacja ursu erminowego i ursu bieżącego jes równa relacji oczeiwanego i bieżącego ursu waluowego. ( ) E ( + Ω ) F = (5) Powyższa zależność wynia ze wzorów (1) i (2). Oznacza ona, że urs erminowy usalony w momencie dla onraów wygasających w momencie + ( F ) powinien być równy rynowym oczeiwaniom odnośnie szałowania się ursu asowego, óry będzie obowiązywał w oresie + ( E( + Ω ) ). Z zależności (5) wynia zaem, że urs forwardowy ( F ) jes równy oczeiwaniom uczesniów rynu odnośnie szałowanie się ursu asowego w momencie + ( E( + Ω ) ). E ( Ω ) = F + ( ) (6)
6 68 Kaarzyna Czech Załadając, że uczesnicy rynu mają racjonalne oczeiwania, hipoeza UIP może być esowana w oparciu o poniższe równanie (7). ( ) s + = α + βf + ε + (7) gdzie s + odzwierciedla warość logarymu nauralnego waluowego ur- su asowego obowiązującego w czasie +, f oznacza zlogarymowany erminowy urs waluowy (forward) usalony w momencie dla onraów wygasających w momencie +, naomias ε + o sładni losowy, niezależny od informacji Ω dosępnej w czasie, o średniej równej zero i sałej wariancji. W równaniu (7) załada się, że urs erminowy sanowi nieobciążoną prognozę przyszłego ursu asowego s + f, jeżeli paramery α i β wynoszą odpowiednio zero i jeden. Isnieje wysoie prawdopodobieńswo, że zmienne f i s + generowane są przez procesy niesacjonarne, co uniemożliwia zasosowanie lasycznej meody najmniejszych wadraów (KMNK) przy szacowaniu paramerów równania (7). Dlaego eż, wielu badaczy esuje hipoezę paryeu UIP w oparciu o model regresji (8). Obu- sronne odjęcie zmiennej s od zmiennych f i s + jes bowiem z reguły wysarczające, żeby wygenerować proces sacjonarny. ( ) s + s = α + β ( f s ) + ε + (8) gdzie s i s + odzwierciedlają odpowiednio warość logarymu nauralnego waluowego ursu asowego obowiązującego w czasie i w czasie +, f oznacza zlogarymowany erminowy urs waluowy (forward) usalony w momencie dla onraów wygasających w momencie +, naomias ε o sładni losowy, niezależny od informacji Ω dosępnej + w czasie, o średniej równej zero i sałej wariancji. Jeśli uczesnicy rynu są neuralni wobec ryzya i mają neuralne oczeiwania, o wówczas paramer β w modelu regresji (8) powinien być równy jedności, a paramer α powinien wynosić zero. Badania McCallum a (1994) wsazują na zdecydowaną przewagę równania (8) nad równaniem (7) w esowaniu hipoezy UIP.
7 Niezabezpieczony parye sup procenowych 69 Badania empiryczne przeprowadzone w oparciu o funcję regresji (8) wsazują, że paramer β jes z reguły bliższy warości -1 a nie 1 (Froo, Thaler 1990). Negaywną warość β uzysali m.in. Fama (1984), Froo i Franel (1989), McCallum (1994). Badania paryeu UIP opubliowane w osanich laach nie pozwalają jedna na aie jednoznaczne odrzucenie hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. Alexius (2001) zauważył, że paramer β blisi warości -1 może wyniać z ego, że we wcześniejszych badaniach wyorzysywano głównie róoerminowe sopy procenowe. Dla długoerminowych sóp procenowych oszacowania parameru β są bowiem częso więsze od zera a nawe blisie jedności. Do podobnych wniosów doszli Chinn i Meredih (2005), órzy o wyorzysali w swoich badaniach pięciolenie insrumeny finansowe. Lohian i Wu (2011) zauważyli naomias, że badania prowadzone w oparciu o długoerminowe szeregi czasowe dają znaczne lepsze rezulay i nie pozwalają już na aie jednoznaczne odrzucenie hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. NIEZABEZPIECZONY PARYTET TÓP PROCENTOWYCH A PROFITOWOŚĆ TRATEGII PEKULACYJNYCH CARRY TRADE W osanich laach zauważalny jes znaczny wzros zaineresowania waluową sraegią carry rade. Isoa ej speulacyjnej gry polega na wyorzysaniu różnic w oprocenowaniu dwóch walu. Zgodnie z eorią niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych aie sraegie speulacyjne nie powinny jedna generować zysów. Najprossza forma waluowej sraegii carry rade polega na zapożyczeniu się w walucie nisooprocenowanej, a nasępnie zainwesowaniu uzysanych środów pieniężnych w walucie raju o wyższych sopach procenowych (Burnside, Eichenbaum, Kleshchelsi, Rebelo 2006). opa zwrou z ej sraegii będzie wówczas nasępująca: z + * = r r s+ s (9) gdzie s i s + odzwierciedlają odpowiednio warość logarymu nauralnego waluowego ursu asowego obowiązującego w czasie i w czasie * +, r i r oznaczają nominalne sopy procenowe waluy woowanej
8 70 Kaarzyna Czech i waluy bazowej, naomias z + o sopa zwrou wygenerowana ze sraegii carry rade w czasie +. Jeżeli niezabezpieczony parye sóp procenowych jes spełniony (równanie 2), o wówczas sopa zwrou ( ) po- z + winna wynosić zero. Profiowość sraegii carry rade jes zaem sprzeczna z eorią paryeu UIP. Należy jedna dodać, że przedsawiona w równaniu (9) sopa zwrou ze sraegii carry rade nawiązuje jedynie do najprosszej formy ej waluowej gry speulacyjnej. Bardzo częso inwesorzy wyorzysują dodaowo onray forward, by zapewnić sobie dany urs wymiany na oniec oresu inwesycji. Ponado, inwesują oni pożyczone środi pieniężne nie ylo na rynu sopy procenowej, czy eż insrumenów dłużnych, ale aże na rynu acji, owarów i innych insrumenów finansowych w rajach o wyższym oszcie pieniądza. Wielu badaczy zajmujących się waluowymi sraegiami carry rade wyazało dużą zysowność ych ransacji speulacyjnych. Fong (2010) analizował profiowość sraegii carry rade, w órych waluą nisooprocenowaną był japońsi jen, a waluami, w órych inwesowano pożyczone środi pieniężne były dolar ausralijsi, dolar anadyjsi, euro, fun bryyjsi, dolar nowozelandzi i dolar ameryańsi. Zdaniem Fonga (2010) sraegia carry rade generuje średnio wyższe sopy zwrou w porównaniu do rynu acji. Zysowność sraegii carry rade badał aże Darvas (2009). Na podsawie obliczeń w oparciu o dane hisoryczne z oresu dla 11 głównych par waluowych, poazał, że sraegie e mogą generować wysoie zysi. Zauważył on jedna, że zysowność carry rade jes zależna od ego, czy zasosowano w danej sraegii dźwignię finansową. oro isnieje szereg dowodów na o, że sraegie carry rade mogą generować wysoie profiy, a z olei ich zysowność jes sprzeczna z eorią paryeu UIP, o wówczas można przypuszczać, że hipoeza paryeu UIP na rynu aich par waluowych ja jen japońsi do dolara ameryańsiego (JPY/UD), jen japońsi do dolara nowozelandziego (JPY/NZD), czy eż jen japońsi do lira ureciego (JPY/TRY) będzie odrzucona. Jen japońsi jes bowiem najczęściej sosowaną waluą nisooprocenowaną, w órej inwesorzy zaciągają redyy. Z olei, dolar ameryańsi, dolar nowozelandzi i lir ureci o waluy, w órych częso inwesowane są pożyczone środi pieniężne. Zdaniem Baillie go i Chang a (2011), sraegie carry rade odgrywają niezwyle ważną rolę w wyjaśnieniu odchyleń ursu waluowego od poziomu wyniającego z niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. Zabezpieczony parye sóp procenowych (CIP) wsazuje, że mamy do
9 Niezabezpieczony parye sup procenowych 71 czynienia z dodanią/ujemną premią forwardową 1 jeżeli oprocenowanie waluy woowanej ( r ) jes wyższe/niższe od oprocenowania waluy bazowej ( r ). Przyjmując słuszność paryeu CIP, parye UIP sugeruje * naomias, że dodania/ujemna premia forwardowa jes związana z deprecjacją/aprecjacją waluy woowanej oraz aprecjacją/deprecjacją waluy bazowej. A zaem, parye sóp procenowych załada, że im wyższe oprocenowanie danej waluy, ym niższa jej warość i vice versa. Z olei, prowadzone na olbrzymią salę inwesycje w rajach o wyższym oszcie pieniądza (m. in. Nowa Zelandia, Turcja ip.) przyczyniają się do aprecjacji waluy ych rajów. Naomias duży odpływ apiału z rajów o nisiej sopie procenowej (m. in. Japonia) przyczynia się do znacznej deprecjacji ich waluy. Zaangażowanie inwesorów w sraegie carry rade powoduje zaem odwrócenie zależności wyniającej z paryeu UIP. Im wyższe oprocenowanie danej waluy, ym w rzeczywisości wyższa warość danej waluy, a im niższe oprocenowanie ym warość waluy niższa. Jedna w czasach ryzysu, niepooju na rynach finansowych można zaobserwować odwroną zależność. Wówczas, nagły spade zaineresowania sraegiami carry rade przyczynia się do silnego osłabienia walu rajów o wyższych sopach procenowych oraz umocnienia walu nisooprocenowanych. Można by zaem przypuszczać, że w czasach ryzysu, parye UIP na rynu waluowym będzie zachowany. Badanie niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych w czasach ryzysu przeprowadzili mi. in Flood i Rose (2002). Dowiedli oni, że parye UIP sprawdza się sysemaycznie lepiej w oresie niepooju, zawirowań, iedy o obserwujemy znaczny wzros zmienności na rynach finansowych. TETOWANIE NIEZABEZPIECZONEGO PARYTETU TÓP PROCENTOWYCH NA RYNKU JENA JAPOŃKIEGO Tesowanie niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych przeprowadzono w oparciu o model regresji (8) oraz w oparciu o es orogonalności błędu prognozy przyszłego ursu asowego, doonanej przy użyciu ursu erminowego. Badania wyonano dla rzech par waluowych j. JPY/UD, JPY/NZD, JPY/TRY w oresie od sycznia 2000 do grudnia 2010 r. przy użyciu danych o częsoliwości miesięcznej i waralnej. Wynii oszacowań modelu regresji (8) dla badanych ursów waluowych zosały przedsawione w abeli 1. Można zaobserwować, iż oceny 1 Premia forwardowa oreślana jes jao różnica pomiędzy ursem erminowym (forward) a ursem bieżącym (spo).
10 72 Kaarzyna Czech parameru β przyjmują warości mniejsze od zera dla ursów JPY/UD oraz JPY/TRY i warości więsze od zera dla ursu JPY/NZD. Należy poreślić, że ujemny paramer β przeczy założeniu, że dodania premia forwardowa jes związana z deprecjacją waluy woowanej (aprecjacją waluy bazowej), a ym samym przeczy założeniom hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. W przypadu rynu JPY/UD oraz JPY/NZD nie ma podsaw do odrzucenia hipoezy zerowej α = 0 oraz β = 1. Z olei w przypadu rynu JPY/TRY ocena parameru β jes saysycznie isonie różna od jedności. Obliczenia nie wyazują auoorelacji ani heerosedasyczności sładnia losowego, óre o mogłyby obniżać precyzję oszacowań parameru β. Tabela 1. Wynii esowania niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych na rynu jena japońsiego w oparciu o model regresji (8) JPY/UD JPY/NZD JPY/TRY α β α β α β dane miesięczne, = 1 miesiąc α, β -0,01-1,34 0,01 1,84-0,01-0,02** -1,21-1,59 1,53 0,79-1,65-31,19 R 2 0,006 0,023 0,001 LM 1,83 1,59 0,99 LM-ARCH 10,36 16,46 4,31 dane waralne, = 3 miesiące α, β -0,01-1,33 0,03 1,78-0,03-0,06** -0,99-1,33 0,79 0,3-1,48-9,70 R 2 0,014 0,012 0,008 LM 2,35 0,42 0,88 LM-ARCH 6,11 0,61 4,08 *, ** odrzucenie hipoezy zerowej na poziomie isoności 0,05; 0,01 Badane hipoezy zerowe: α = 0, β = 1 (saysya ) oraz bra auoorelacji sładnia losowego (saysya LM) i homosedasyczność sładnia losowego (saysya LM-ARCH) Źródło: Opracowanie własne na podsawie danych z bazy Reuers Daasream. Przeprowadzone powyżej badania rynu jena japońsiego nie powierdzają jednoznacznie słuszności paryeu sóp procenowych. Hipoeza niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych dla ursu JPY/TRY jes od-
11 Niezabezpieczony parye sup procenowych 73 rzucona. Nie ma naomias podsaw do odrzucenia hipoezy UIP w przypadu pozosałych dwóch par waluowych. Jedna należy podreślić, że ujemna warość parameru β uzysana w oparciu o dane z rynu JPY/UD również przeczy założeniom paryeu UIP. Nie można zaem uznać, że niezabezpieczony parye sóp procenowych jes uaj spełniony. Jedynie w przypadu rynu JPY/NZD ocena parameru β jes więsza od zera oraz nieisonie różna od jedności. Inna meoda esowania hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych polega na esowaniu orogonalności błędu prognozy w równaniu 10. prawdzamy uaj, czy błąd prognozy jes niezależny od informacji dosępnej na rynu w momencie (Ω ). Należy podreślić, że chodzi u o prognozę przyszłego ursu asowego ( ) zbudowaną przy użyciu ursu erminowego ( f ). s + ( ) s + f = ϕx + ε + (10) gdzie X Ω oznacza weor wybranych zmiennych ze zbioru informacji dosępnej w czasie, naomias ϕ o weor paramerów. Weor zmiennych X może zawierać opóźnione warości zmiennej objaśnianej, sopy procenowe w analizowanych pańswach, przyrosy indesów giełdowych oraz szereg innych informacji dosępnych w czasie. Tes orogonalności polega na zweryfiowaniu hipoezy zerowej, że weor paramerów ϕ = 0. Doychczasowe badania wsazują z reguły na o, że weor paramerów ϕ jes isonie różny od zera (por. Hansen, Hodric 1980), co oznacza odrzucenie hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. W abeli 2 przedsawiono wynii badań przeprowadzonych w oparciu o równanie (10) dla wybranych ursów waluowych. Weor zmiennych X zawiera opóźnione warości zmiennej objaśnianej j. różnicę między zlogarymowanym ursem spo obowiązującym w czasie oraz zlogarymowanym ursem erminowym forward usalonym w momencie - dla onraów wygasających w momencie ( s ). f
12 74 Kaarzyna Czech Tabela 2. Wynii esowania niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych na rynu jena japońsiego w oparciu o es orogonalności błędu prognozy w równaniu (10) JPY/UD JPY/NZD JPY/TRY ϕ ϕ ϕ dane miesięczne, = 1 miesiąc ϕ -0,02 0,10 0,83** -0,22 1,18 17,32 LM 1,76 1,44 1,63 LM-ARCH 9,49 17,04 5,50 dane waralne, = 3 miesiące ϕ -0,06 0,08 0,48** -0,42 0,55 3,53 LM 2,03 0,17 0,74 LM-ARCH 8,23 0,99 16,87** *, ** odrzucenie hipoezy zerowej na poziomie isoności 0,05; 0,01 Badane hipoezy zerowe: ϕ = 0 (saysya ) oraz bra auoorelacji sładnia losowego (saysya LM) i homosedasyczność sładnia losowego (saysya LM-ARCH) Źródło: Opracowanie własne na podsawie danych z bazy Reuers Daasream. Wynii badań przedsawione w abeli 2 wsazują na odrzucenie hipoezy zerowej ϕ = 0 dla ursu waluowego JPY/TRY. Z olei dla pozosałych dwóch par waluowych, nie ma podsaw do odrzucenia hipoezy, że paramer ϕ jes równy zero. Hipoeza niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych dla ursu JPY/TRY jes zaem odrzucona. Nie ma naomias podsaw do odrzucenia hipoezy UIP w przypadu par waluowych JPY/NZD i JPY/UD. Badania empiryczne przeprowadzone w oparciu o funcję regresji (8) oraz es orogonalności błędu prognozy w równaniu (10) nie pozwalają jednoznacznie swierdzić, czy hipoeza niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych na rynu jena japońsiego jes spełniona. Wyazano isone odchylenia ursu JPY/TRY od paryeu UIP. Z olei, wynii badań dla ursów JPY/NZD i JPY/UD nie pozwalają na odrzucenie hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. Należy jedna dodać, że zdaniem nieórych badaczy, liniowa funcja regresji nie jes opymalnym narzędziem służącym do weryfiacji hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. Nieliniowość w relacji między oczeiwaną zmianą
13 Niezabezpieczony parye sup procenowych 75 ursu waluowego, a różnicą w sopach procenowych wynia między innymi z wysępowania oszów ransacyjnych, z przeprowadzanych przez Bani Cenralne inerwencji waluowych oraz z wysępowania limiów w wyorzysaniu waluowych sraegii speulacyjnych (arno, Valene, Leon 2006). arno, Valene i Leon wyorzysali w badaniach niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych zw. modele wygładzonego przejścia (TR, smooh ransiion regression model), w órych warością progową była funcja oczeiwanych odchyleń od paryeu UIP. Pomimo zasosowania coraz bardziej sompliowanych i zaawansowanych meod eonomerycznych w esowaniu niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych, parye UIP pozosaje jedna nadal zagadnieniem spornym i pozosawiającym wiele niewyjaśnionych wesii dla nauowców. Teoria paryeu UIP jes fundamenem wielu eonomicznych modeli ursów waluowych. Jednaże prawidłowość ej eorii jes wesionowana przez badaczy z całego świaa. Jednoznaczne powierdzenie słuszności eorii paryeu UIP na rynu waluowym jes bowiem bardzo rudne. ZAKOŃCZENIE Niezabezpieczony parye sóp procenowych załada, że relacja oczeiwanego i bieżącego ursu waluowego jes równa relacji sóp procenowych w raju waluy bazowej i waluy woowanej. Teoria paryeu UIP jes fundamenem wielu eonomicznych modeli ursów waluowych. Prawidłowość ej eorii jes jedna wesionowana przez badaczy z całego świaa. Zysowność sraegii carry rade jes sprzeczna z eorią niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. Zgodnie z paryeem UIP nie powinna bowiem isnieć żadna sysemayczna różnica w sopie zwrou z apiału w walucie rajowej i walucie zagranicznej. Jen japońsi jes popularną nisooprocenowaną waluą wyorzysywaną w sraegii carry rade. Wyazana przez wielu badaczy wysoa zysowność sraegii carry rade sugeruje, że niezabezpieczony parye sóp procenowych na rynu jena japońsiego nie jes zachowany. Tesowanie niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych na rynu jena japońsiego przeprowadzono w oparciu o model regresji oraz es orogonalności błędu prognozy przyszłego ursu asowego, doonanej przy użyciu ursu erminowego. Badania wyonano dla rzech par waluowych j. JPY/UD, JPY/NZD, JPY/TRY w oresie od sycznia 2000 do grudnia 2010 r. przy użyciu danych o częsoliwości miesięcznej i waralnej. Przeprowadzone badania empiryczne nie pozwalają jednoznacznie
14 76 Kaarzyna Czech swierdzić, czy hipoeza niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych na rynu jena japońsiego jes spełniona. Wyazano isone odchylenia ursu JPY/TRY od paryeu UIP. Jednaże wynii badań dla ursów JPY/NZD i JPY/UD nie dają podsaw do odrzucenia hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. LITERATURA Alexius A. (2001), Uncovered Ineres Pariy Revisied, Review of Inernaional Economics, Vol. 9, No. 3. Baillie R. T., Chang.. (2011), Carry Trades, Momenum Trading and he Forward Premium Anomaly, Journal of Financial Mares, No. 14. Burnside C., Eichenbaum M., Kleshchelsi I., Rebelo. (2006), The Reurns o Currency peculaion, NBER Woring Paper eries, No Chinn M.D., Meredih G. (2005), Tesing Uncovered Ineres Pariy a hor and Long Horizons During he Pos-Breon Woods Era, NBER Woring Paper eries, No Darvas Z. (2009), Leveraged Carry Trade Porfolios, Journal of Baning & Finance, No. 33. Fama E. F. (1984), Forward and po Exchange Raes, Journal of Moneary Economics, No. 14. Flood R. P., Rose A. K. (2002), Uncovered Ineres Pariy in Crisis, Inernaional Moneary Fund aff Papers, Vol. 49, No. 2. Fong W. M. (2010), A ochasic Dominance Analysis of Yen Carry Trade, Journal of Baning & Finance, No. 34. Froo K. A., Franel J. A. (1989), Forward Discoun Bias: Is i an Exchange Ris Premium?, The Quarerly Journal of Economics, No Froo K. A., Thaler R. H. (1990), Anomalies: Foreign Exchange, The Journal of Economic Perspecives, Vol. 4, No. 3. Hansen L. P., Hodric R. J. (1980), Forward Exchange Raes as Opimal Predicors of Fuure po Raes: An Economeric Analysis, Journal of Poliical Economy, Vol. 88, No. 5. Lohian J. R., Wu L. (2011), Uncovered Ineres-Rae Pariy Over he Pas Two Cenuries, Journal of Inernaional Money and Finance, No. 30. McCallum B. T. (1994), A Reconsideraion of he Uncovered Ineres Pariy Relaionship, Journal of Moneary Economics, No. 33.
15 Niezabezpieczony parye sup procenowych 77 arno L., Valene G., Leon H. (2006), Nonlineariy in Deviaions from Uncovered Ineres Pariy: An Explanaion of he Forward Bias Puzzle, Review of Finance, No. 10. Wdowińsi P. (2010), Modele ursów waluowych, Wydawnicwo Uniwersyeu Łódziego, Łódź.
16
ANOMALIA PREMII FORWARD NA RYNKU JENA JAPOŃSKIEGO
ANOMALIA PREMII FORWARD NA RYNKU JENA JAPOŃSKIEGO Kaarzyna Czech Wydział Nauk Ekonomicznych SGGW w Warszawie Wprowadzenie Niezabezpieczony parye sóp procenowych (UIP jes elemenem wielu ważnych modeli kursów
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 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 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 szczegółowoTWIERDZENIE FRISCHA-WAUGHA-STONE A A PYTANIE RUTKAUSKASA
Uniwersye Szczecińsi TWIERDZENIE FRISCHA-WAUGHA-STONE A A PYTANIE RUTKAUSKASA Zagadnienia, óre zosaną uaj poruszone, przedsawiono m.in. w pracach [], [2], [3], [4], [5], [6]. Konferencje i seminaria nauowe
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECI SKIEGO
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECI SKIEGO NR 394 PRACE KATEDRY EKONOMETRII I STATYSTYKI NR 5 4 EWA DZIAWGO Uniwersye Miołaa Kopernia w Toruniu ANALIZA WRA LIWO CI CENY KOSZYKOWEJ OPCJI KUPNA WPROWADZENIE
Bardziej 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 szczegółowoKURS EKONOMETRIA. Lekcja 1 Wprowadzenie do modelowania ekonometrycznego ZADANIE DOMOWE. Strona 1
KURS EKONOMETRIA Lekcja 1 Wprowadzenie do modelowania ekonomerycznego ZADANIE DOMOWE www.erapez.pl Srona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowiedź (ylko jedna jes prawdziwa). Pyanie 1 Kóre z poniższych
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 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 szczegółowoWitold Orzeszko WSPÓŁCZYNNIK INFORMACJI WZAJEMNEJ JAKO MIARA ZALEŻNOŚCI NIELINIOWYCH W SZEREGACH CZASOWYCH
Uniwersye Miołaja Kopernia w Toruniu Kaedra Eonomerii i Saysyi Wiold Orzeszo WSPÓŁCZYNNIK INFORMACJI WZAJEMNEJ JAKO MIARA ZALEŻNOŚCI NIELINIOWYCH W SZEREGACH CZASOWYCH Z a r y s r e ś c i. W aryule scharaeryzowano
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 szczegółowoKatarzyna Czech. Anomalia premii terminowej na rynku jena japo skiego
Kaarzyna Czech Anomalia premii erminowej na rynku jena japo skiego Wydawnicwo SGGW Warszawa 2016 Copyrigh by Wydawnicwo SGGW, Warszawa 2016 Recenzenci: prof. dr hab. Sanisław Sańko dr hab. Pior Wdowiński,
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 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 szczegółowoTeoria sterowania 1 Temat ćwiczenia nr 7a: Synteza parametryczna układów regulacji.
eoria serowania ema ćwiczenia nr 7a: Syneza parameryczna uładów regulacji. Celem ćwiczenia jes orecja zadanego uładu regulacji wyorzysując nasępujące meody: ryerium ampliudy rezonansowej, meodę ZiegleraNicholsa
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 szczegółowoi 0,T F T F 0 Zatem: oprocentowanie proste (kapitalizacja na koniec okresu umownego 0;N, tj. w momencie t N : F t F 0 t 0;N, F 0
Maemayka finansowa i ubezpieczeniowa - 1 Sopy procenowe i dyskonowe 1. Sopa procenowa (sopa zwrou, sopa zysku) (Ineres Rae). Niech: F - kapiał wypoŝyczony (zainwesowany) w momencie, F T - kapiał zwrócony
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 szczegółowoMAKROEKONOMIA 2. Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2. Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak
MAKROEKONOMIA 2 Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2 Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak ( ) ( ) ( ) i E E E i r r = = = = = θ θ ρ ν φ ε ρ α * 1 1 1 ) ( R. popyu R. Fishera Krzywa Phillipsa
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 63 2013
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 63 2013 MAŁGORZATA BOŁTUĆ Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu ZALEŻNOŚĆ POMIĘDZY RYNKIEM SWAPÓW KREDYTOWYCH
Bardziej 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 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 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 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 szczegółowoPROGNOZOWANIE. Ćwiczenia 2. mgr Dawid Doliński
Ćwiczenia 2 mgr Dawid Doliński Modele szeregów czasowych sały poziom rend sezonowość Y Y Y Czas Czas Czas Modele naiwny Modele średniej arymeycznej Model Browna Modele ARMA Model Hola Modele analiyczne
Bardziej 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 szczegółowoMODELOWANIE STRUKTURY TERMINOWEJ STÓP PROCENTOWYCH WYZWANIE DLA EKONOMETRII
KRZYSZTOF JAJUGA Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu MODELOWANIE STRUKTURY TERMINOWEJ STÓP PROCENTOWYCH WYZWANIE DLA EKONOMETRII. Modele makroekonomiczne a modele sóp procenowych wprowadzenie Nie do podważenia
Bardziej szczegółowoEfektywność rynku w przypadku FOREX Weryfikacja hipotezy o efektywności dla FOREX FOREX. Jerzy Mycielski. 4 grudnia 2018
4 grudnia 2018 Zabezpieczony parytet stóp procentowych (CIP - Covered Interest Parity) Warunek braku arbitrażu: inwestycja w złotówkach powinna dać tę samą stopę zwrotu co całkowicie zabezpieczona inwestycja
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 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 szczegółowoEkonometryczne modele nieliniowe
Eonomeryczne modele nieliniowe Wyład Doromił Serwa Zajęcia Wyład Laoraorium ompuerowe Prezenacje Zaliczenie EGZAMI 50% a egzaminie oowiązują wszysie informacje przeazane w czasie wyładów np. slajdy. Aywność
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 szczegółowoAnaliza popytu. Ekonometria. Metody i analiza problemów ekonomicznych. (pod red. Krzysztofa Jajugi), Wydawnictwo AE Wrocław, 1999.
Analiza popyu Eonomeria. Meody i analiza problemów eonomicznych (pod red. Krzyszofa Jajugi) Wydawnicwo AE Wrocław 1999. Popy P = f ( X X... X ε ) 1 2 m Zmienne onrolowane: np.: cena (C) nałady na relamę
Bardziej szczegółowoMAKROEKONOMIA 2. Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2. Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak
MAKROEKONOMIA 2 Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2 Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak E i E E i r r 1 1 1 ) ( R. popyu R. Fishera Krzywa Phillipsa Oczekiwania Reguła poliyki monearnej
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 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 szczegółowoTeoria impulsu i jej empiryczne potwierdzenie przy użyciu metod filtracji szeregów czasowych
Paweł Srzypczyńsi, Krzyszof Borowsi Szoła Główna Handlowa Teoria impulsu i jej empiryczne powierdzenie przy użyciu meod filracji szeregów czasowych 1. Wprowadzenie Współczesne narzędzia z zaresu analizy
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 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 szczegółowoMAKROEKONOMIA 2. Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2. Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak
MAKROEKONOMIA 2 Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2 Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak ( ) ( ) ( ) E i E E i r r ν φ θ θ ρ ε ρ α 1 1 1 ) ( R. popyu R. Fishera Krzywa Phillipsa Oczekiwania
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 szczegółowoPROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL AUTOR: ŻANETA PRUSKA
1 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 AUTOR: mgr inż. ŻANETA PRUSKA DODATEK SOLVER 2 Sprawdzić czy w zakładce Dane znajduję się Solver 1. Kliknij przycisk Microsof Office, a nasępnie kliknij przycisk Opcje
Bardziej szczegółowoTemat 6. ( ) ( ) ( ) k. Szeregi Fouriera. Własności szeregów Fouriera. θ możemy traktować jako funkcje ω, których dziedziną jest dyskretny zbiór
ema 6 Opracował: Lesław Dereń Kaedra eorii Sygnałów Insyu eleomuniacji, eleinformayi i Ausyi Poliechnia Wrocławsa Prawa auorsie zasrzeżone Szeregi ouriera Jeżeli f ( ) jes funcją oresową o oresie, czyli
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 szczegółowoPROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 AUTOR: MARTYNA MALAK PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 AUTOR: MARTYNA MALAK
1 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE 2 hp://www.oucome-seo.pl/excel2.xls DODATEK SOLVER WERSJE EXCELA 5.0, 95, 97, 2000, 2002/XP i 2003. 3 Dodaek Solver jes dosępny w menu Narzędzia. Jeżeli Solver nie jes dosępny
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 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 szczegółowoA C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XLIII nr 2 (2012)
A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XLIII nr 2 (2012) 211 220 Pierwsza wersja złożona 25 października 2011 ISSN Końcowa wersja zaakcepowana 3 grudnia 2012 2080-0339
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 szczegółowoANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA / Ćwiczenia 1
ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA / Ćwiczenia 1 mgr inż. Żanea Pruska Maeriał opracowany na podsawie lieraury przedmiou. Zadanie 1 Firma Alfa jes jednym z głównych dosawców firmy Bea. Ilość produku X,
Bardziej szczegółowoKrzysztof Jajuga Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu. Modelowanie stóp procentowych a narzędzia ekonometrii finansowej
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE IX Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 6 8 września 2005 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Krzyszof Jajuga 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 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 szczegółowoOeconomiA 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 szczegółowoWPŁYW NIEPEWNOŚCI OSZACOWANIA ZMIENNOŚCI NA CENĘ INSTRUMENTÓW POCHODNYCH
Tadeusz Czernik Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach WPŁYW NIEPEWNOŚCI OZACOWANIA ZMIENNOŚCI NA CENĘ INTRUMENTÓW POCHODNYCH Wprowadzenie Jednym z filarów współczesnych finansów jes eoria wyceny insrumenów
Bardziej 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 szczegółowoRyzyko stopy procentowej. Struktury stóp procentowych. Konwersje
Ryzyko sopy procenowej. Srukury sóp procenowych. Konwersje. Definicja sopy procenowej. Definicja pieniądza.. Pojęcie sopy wolnej od ryzyka. Sopy NBP. 3. Sopy na rynku depozyów międzybankowych. 4. Srukura
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 szczegółowoOPTYMALIZACJA PORTFELA INWESTYCYJNEGO ZE WZGLĘDU NA MINIMALNY POZIOM TOLERANCJI DLA USTALONEGO VaR
Daniel Iskra Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach OPTYMALIZACJA PORTFELA IWESTYCYJEGO ZE WZGLĘDU A MIIMALY POZIOM TOLERACJI DLA USTALOEGO VaR Wprowadzenie W osanich laach bardzo popularną miarą ryzyka sała
Bardziej 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 szczegółowoNowokeynesowski model gospodarki
M.Brzoza-Brzezina Poliyka pieniężna: Neokeynesowski model gospodarki Nowokeynesowski model gospodarki Model nowokeynesowski (laa 90. XX w.) jes obecnie najprosszym, sandardowym narzędziem analizy procesów
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 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 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 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 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 szczegółowoWpływ przestępczości na wzrost gospodarczy
Magdalena Paszkiewicz Uniwersye Łódzki magpasz@wp.pl Wpływ przesępczości na wzros gospodarczy Myśl o dobrobycie jes bliska każdemu z nas. Chcielibyśmy być obywaelami bogaego, praworządnego pańswa, w kórego
Bardziej szczegółowoZastosowanie narzędzi analizy technicznej w bezpośrednim i pośrednim inwestowaniu w towary
Anna Górska 1 Kaedra Ekonomiki Rolnicwa i Międzynarodowych Sosunków Gospodarczych Szkoła Główna Gospodarswa Wiejskiego Warszawa Zasosowanie narzędzi analizy echnicznej w bezpośrednim i pośrednim inwesowaniu
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 MAŁGORZATA WASILEWSKA PORÓWNANIE METODY NPV, DRZEW DECYZYJNYCH I METODY OPCJI REALNYCH W WYCENIE PROJEKTÓW
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 szczegółowoRozdzia³ 4. Badanie polityki monetarnej Polski metod¹ wektora autoregresji
Alernaywne sraegie dezinflacji Wojciech Maliszewsi Rozdzia³ 4. Badanie poliyi monearnej Polsi meod¹ weora auoregresji 4.. Wprowadzenie Dopiero dziewiêæ la po osi¹gniêciu sabilizacji maroeonomicznej, Polsa
Bardziej szczegółowoOCENA ATRAKCYJNOŚCI INWESTYCYJNEJ AKCJI NA PODSTAWIE CZASU PRZEBYWANIA W OBSZARACH OGRANICZONYCH KRZYWĄ WYKŁADNICZĄ
Tadeusz Czernik Daniel Iskra Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach Kaedra Maemayki Sosowanej adeusz.czernik@ue.kaowice.pl daniel.iskra@ue.kaowice.pl OCEN TRKCYJNOŚCI INWESTYCYJNEJ KCJI N PODSTWIE CZSU PRZEBYWNI
Bardziej 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 szczegółowoPolitechnika Gdańska Wydział Elektrotechniki i Automatyki Katedra Inżynierii Systemów Sterowania. Podstawy Automatyki
Poliechnika Gdańska Wydział Elekroechniki i Auomayki Kaedra Inżynierii Sysemów Serowania Podsawy Auomayki Repeyorium z Podsaw auomayki Zadania do ćwiczeń ermin T15 Opracowanie: Kazimierz Duzinkiewicz,
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE KONTRAKTÓW CIRS W MECHANIZMIE CURRENCY CARRYTRADES
Katedra Rynków Kapitałowych Szkoła Główna Handlowa w Warszawie Jacek Tomaszewski ZASTOSOWANIE KONTRAKTÓW CIRS W MECHANIZMIE CURRENCY CARRYTRADES Rynek kapitałowy, a koniunktura gospodarcza Łódź, 3 4 grudnia
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 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 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 szczegółowoA C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XLIII nr 2 (2012) 161 181
A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XLIII nr (01) 161 181 Pierwsza wersja złożona 9 marca 01 ISSN Końcowa wersja zaakcepowana 15 grudnia 01 080-0339 Anna Michałek
Bardziej szczegółowoKrzysztof Piontek MODELOWANIE ZMIENNOŚCI STÓP PROCENTOWYCH NA PRZYKŁADZIE STOPY WIBOR
Inwesycje finansowe i ubezpieczenia endencje świaowe a rynek polski Krzyszof Pionek Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu MODELOWANIE ZMIENNOŚCI STÓP PROCENTOWYCH NA PRZYKŁADZIE STOPY WIBOR Wsęp Konieczność
Bardziej szczegółowoWskazówki projektowe do obliczania nośności i maksymalnego zanurzenia statku rybackiego na wstępnym etapie projektowania
CEPOWSKI omasz 1 Wskazówki projekowe do obliczania nośności i maksymalnego zanurzenia saku rybackiego na wsępnym eapie projekowania WSĘP Celem podjęych badań było opracowanie wskazówek projekowych do wyznaczania
Bardziej szczegółowoMATERIAŁY I STUDIA. Zeszyt nr 258. Podatność polskich rynków finansowych na niestabilności wewnętrzne i zewnętrzne
MATERIAŁY I STUDIA Zeszy nr 58 Podaność polskich rynków finansowych na niesabilności wewnęrzne i zewnęrzne Wojciech Bieńkowski, Bogna Gawrońska-Nowak, Wojciech Grabowski Warszawa, 0 r. Wojciech Bieńkowski
Bardziej szczegółowoINWESTYCJE. Makroekonomia II Dr Dagmara Mycielska Dr hab. Joanna Siwińska-Gorzelak
INWESTYCJE Makroekonomia II Dr Dagmara Mycielska Dr hab. Joanna Siwińska-Gorzelak Inwesycje Inwesycje w kapiał rwały: wydaki przedsiębiorsw na dobra używane podczas procesu produkcji innych dóbr Inwesycje
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 szczegółowo- Macierz handlu. - Modele grawitacji. Model Handlu Swiatowego LINK. - Model Link. Notatki do wykładu 1011
Noai do wyładu 0 Model Handlu Swiaowego LINK - Macierz handlu - Modele grawiaci - Model Lin W.Macieewsi (98) Eonomeryczne modele wymiany międzynarodowe, PWN L.R.Klein (982) Wyłady z eonomerii, PWE Macierz
Bardziej szczegółowo