OeconomiA copernicana. Katarzyna Czech Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "OeconomiA copernicana. Katarzyna Czech Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie"

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: 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

Parytet stóp procentowych a premia za ryzyko na przykładzie kursu EURUSD

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

Bardziej szczegółowo

ESTYMACJA KRZYWEJ DOCHODOWOŚCI STÓP PROCENTOWYCH DLA POLSKI

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECI SKIEGO

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

Bardziej szczegółowo

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

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

Bardziej szczegółowo

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

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

Bardziej szczegółowo

EFEKT DŹWIGNI NA GPW W WARSZAWIE WPROWADZENIE

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

WYCENA KONTRAKTÓW FUTURES, FORWARD I SWAP

WYCENA 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 szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

Prognozowanie średniego miesięcznego kursu kupna USD

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

Bardziej szczegółowo

Zarządzanie ryzykiem. Lista 3

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

Bardziej szczegółowo

Nie(efektywność) informacyjna giełdowego rynku kontraktów terminowych w Polsce

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

Bardziej szczegółowo

METODY STATYSTYCZNE W FINANSACH

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

Bardziej szczegółowo

WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE

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

Bardziej szczegółowo

Analiza metod oceny efektywności inwestycji rzeczowych**

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

Bardziej szczegółowo

POWIĄZANIA POMIĘDZY KRÓTKOOKRESOWYMI I DŁUGOOKRESOWYMI STOPAMI PROCENTOWYMI W POLSCE

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

Bardziej szczegółowo

MODELOWANIE STRUKTURY TERMINOWEJ STÓP PROCENTOWYCH WYZWANIE DLA EKONOMETRII

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

i 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

i 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 szczegółowo

Krzysztof Piontek Weryfikacja modeli Blacka-Scholesa dla opcji na WIG20

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

Bardziej szczegółowo

Stała potencjalnego wzrostu w rachunku kapitału ludzkiego

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

MODELOWANIE FINANSOWYCH SZEREGÓW CZASOWYCH Z WARUNKOWĄ WARIANCJĄ. 1. Wstęp

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

Bardziej szczegółowo

Analiza rynku projekt

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

Bardziej szczegółowo

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

Estymacja stopy NAIRU dla Polski *

Estymacja 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 szczegółowo

Modelowanie premii za ryzyko na polskim rynku pieniężnym z wykorzystaniem instrumentów SWAP na POLONIĘ

Modelowanie 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 szczegółowo

Wyzwania praktyczne w modelowaniu wielowymiarowych procesów GARCH

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

PROGNOZOWANIE. Ćwiczenia 2. mgr Dawid Doliński

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

Bardziej szczegółowo

WPŁYW NIEPEWNOŚCI OSZACOWANIA ZMIENNOŚCI NA CENĘ INSTRUMENTÓW POCHODNYCH

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

Bardziej szczegółowo

MODELOWANIE EFEKTU DŹWIGNI W FINANSOWYCH SZEREGACH CZASOWYCH

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

Bardziej szczegółowo

ŹRÓDŁA FLUKTUACJI REALNEGO EFEKTYWNEGO KURSU EUR/ PLN

ŹRÓDŁA 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 szczegółowo

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) 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 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 szczegółowo

Niestacjonarne zmienne czasowe własności i testowanie

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

Bardziej szczegółowo

Rozdzia³ 4. Badanie polityki monetarnej Polski metod¹ wektora autoregresji

Rozdzia³ 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 szczegółowo

O PEWNYCH KRYTERIACH INWESTOWANIA W OPCJE NA AKCJE

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

Bardziej szczegółowo

EFEKT DNIA TYGODNIA NA GIEŁDZIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH W WARSZAWIE WSTĘP

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

Bardziej szczegółowo

ANNA GÓRSKA MONIKA KRAWIEC Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie

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

Bardziej szczegółowo

Ocena efektywności procedury Congruent Specyfication dla małych prób

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

WYKORZYSTANIE STATISTICA DATA MINER DO PROGNOZOWANIA W KRAJOWYM DEPOZYCIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

Krzysztof Piontek MODELOWANIE ZMIENNOŚCI STÓP PROCENTOWYCH NA PRZYKŁADZIE STOPY WIBOR

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

Zastosowanie narzędzi analizy technicznej w bezpośrednim i pośrednim inwestowaniu w towary

Zastosowanie 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 szczegółowo

ZESZYTY 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 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 szczegółowo

ZARZĄDZANIE KOSZTAMI UTRZYMANIA GOTÓWKI W ODDZIAŁACH BANKU KOMERCYJNEGO

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

Bardziej szczegółowo

dr Bartłomiej Rokicki Katedra Makroekonomii i Teorii Handlu Zagranicznego Wydział Nauk Ekonomicznych UW

dr Bartłomiej Rokicki Katedra Makroekonomii i Teorii Handlu Zagranicznego Wydział Nauk Ekonomicznych UW Katedra Makroekonomii i Teorii Handlu Zagranicznego Wydział Nauk konomicznych UW Warunek arbitrażu Arbitraż jest możliwy jedynie w przypadku występowania różnic w cenie identycznych lub podobnych dóbr

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

WPŁYW PUBLIKACJI DANYCH MAKROEKONOMICZNYCH NA KURS EUR/PLN W KONTEKŚCIE BADANIA MIKROSTRUKTURY RYNKU

WPŁYW 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 szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

Europejska opcja kupna akcji calloption

Europejska 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

ZASTOSOWANIE KONTRAKTÓW CIRS W MECHANIZMIE CURRENCY CARRYTRADES

ZASTOSOWANIE 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 szczegółowo

WARTOŚĆ ZAGROŻONA OPCJI EUROPEJSKICH SZACOWANA PRZEDZIAŁOWO. SYMULACJE

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

Bardziej szczegółowo

Matematyka finansowa 20.03.2006 r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XXXVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 20 marca 2006 r.

Matematyka finansowa 20.03.2006 r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XXXVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 20 marca 2006 r. Komisja Egzaminacyjna dla Akuariuszy XXXVIII Egzamin dla Akuariuszy z 20 marca 2006 r. Część I Maemayka finansowa WERSJA TESTU A Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minu 1 1. Ile

Bardziej szczegółowo

Efekty agregacji czasowej szeregów finansowych a modele klasy Sign RCA

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

Bardziej szczegółowo

Katedra Systemów Przetwarzania Sygnałów SZEREGI FOURIERA

Katedra Systemów Przetwarzania Sygnałów SZEREGI FOURIERA Ćwiczenie Zmodyfiowano 7..5 Prawa auorsie zasrzeżone: Kaedra Sysemów Przewarzania Sygnałów PWr SZEREGI OURIERA Celem ćwiczenia jes zapoznanie się z analizą i synezą sygnałów oresowych w dziedzinie częsoliwości.

Bardziej szczegółowo

Szybkość reakcji chemicznej jest proporcjonalna do iloczynu stężeń. reagentów w danej chwili. n A + m B +... p C + r D +... v = k 1 C A n C B m...

Szybkość reakcji chemicznej jest proporcjonalna do iloczynu stężeń. reagentów w danej chwili. n A + m B +... p C + r D +... v = k 1 C A n C B m... 9 KINETYKA CHEMICZNA Zagadnienia eoreyczne Prawo działania mas. Szybość reacji chemicznych. Reacje zerowego, pierwszego i drugiego rzędu. Cząseczowość i rzędowość reacji chemicznych. Czynnii wpływające

Bardziej szczegółowo

Równania różniczkowe. Lista nr 2. Literatura: N.M. Matwiejew, Metody całkowania równań różniczkowych zwyczajnych.

Równania różniczkowe. Lista nr 2. Literatura: N.M. Matwiejew, Metody całkowania równań różniczkowych zwyczajnych. Równania różniczkowe. Lisa nr 2. Lieraura: N.M. Mawiejew, Meody całkowania równań różniczkowych zwyczajnych. W. Krysicki, L. Włodarski, Analiza Maemayczna w Zadaniach, część II 1. Znaleźć ogólną posać

Bardziej szczegółowo

WYCENA OBLIGACJI KATASTROFICZNEJ WRAZ Z SYMULACJAMI NUMERYCZNYMI

WYCENA OBLIGACJI KATASTROFICZNEJ WRAZ Z SYMULACJAMI NUMERYCZNYMI Zeszyy Naukowe Wydziału Informaycznych Technik Zarządzania Wyższej Szkoły Informayki Sosowanej i Zarządzania Współczesne Problemy Zarządzania Nr 1/2010 WYCENA OBLIGACJI KATASTROFICZNEJ WRAZ Z SYULACJAI

Bardziej szczegółowo

Wykład 5 Kurs walutowy parytet stóp procentowych

Wykład 5 Kurs walutowy parytet stóp procentowych Wykład 5 Kurs walutowy parytet stóp procentowych dr Leszek Wincenciak WNUW 2/30 Plan wykładu: Kurs walutowy i stopy procentowe Kursy walutowe i dochody z aktywów Rynek pieniężny i rynek walutowy fektywność

Bardziej szczegółowo

Metody analizy i prognozowania szeregów czasowych

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

Bardziej szczegółowo

1.1. Bezpośrednie transformowanie napięć przemiennych

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

Bardziej szczegółowo

O EFEKTACH ZASTOSOWANIA PEWNEJ METODY WYZNACZANIA PROGNOZ JAKOŚCIOWYCH ZMIAN CEN AKCJI W WARUNKACH KRYZYSU FINANSOWEGO 2008 ROKU

O EFEKTACH ZASTOSOWANIA PEWNEJ METODY WYZNACZANIA PROGNOZ JAKOŚCIOWYCH ZMIAN CEN AKCJI W WARUNKACH KRYZYSU FINANSOWEGO 2008 ROKU Arykuł opublikowany w: Rynki kapiałowe a koniunkura gospodarcza, red. A. Szablewski, R. Wójcikowski, Wydawnicwo Poliechniki Łódzkiej, Łódź 009, s. 95-07 Doroa Wiśniewska Uniwersye Ekonomiczny w Poznaniu

Bardziej szczegółowo

ZESZYTY 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 ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 690 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 51 2012 GRZEGORZ MICHALSKI POZIOM ZAANGAŻOWANIA KAPITAŁU W ZAPASACH W ORGANIZACJACH NON-PROFIT * Wprowadzenie

Bardziej szczegółowo

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

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

Bardziej szczegółowo

ISBN (ebook) 978-83-7969-048-0

ISBN (ebook) 978-83-7969-048-0 Recenzen Krysyna Srzała Redakor Wydawnicwa UŁ Iwona Gos Okładkę projekowała Barbara Grzejszczak Rozprawa habiliacyjna napisana w Kaedrze Ekonomerii Uniwersyeu Łódzkiego Copyrigh by Pior Wdowiński, Łódź

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

Analiza zdarzeń Event studies

Analiza zdarzeń Event studies Analiza zdarzeń Event studies Dobromił Serwa akson.sgh.waw.pl/~dserwa/ef.htm Leratura Campbell J., Lo A., MacKinlay A.C.(997) he Econometrics of Financial Markets. Princeton Universy Press, Rozdział 4.

Bardziej szczegółowo

Porównanie jakości nieliniowych modeli ekonometrycznych na podstawie testów trafności prognoz

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

Bardziej szczegółowo

Wykład 3 POLITYKA PIENIĘŻNA POLITYKA FISKALNA

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

Bardziej szczegółowo

BEZRYZYKOWNE BONY I LOKATY BANKOWE ALTERNATYWĄ DLA PRZYSZŁYCH EMERYTÓW. W tym krótkim i matematycznie bardzo prostym artykule pragnę osiągnąc 3 cele:

BEZRYZYKOWNE BONY I LOKATY BANKOWE ALTERNATYWĄ DLA PRZYSZŁYCH EMERYTÓW. W tym krótkim i matematycznie bardzo prostym artykule pragnę osiągnąc 3 cele: 1 BEZRYZYKOWNE BONY I LOKATY BANKOWE ALTERNATYWĄ DLA PRZYSZŁYCH EMERYTÓW Leszek S. Zaremba (Polish Open Universiy) W ym krókim i maemaycznie bardzo prosym arykule pragnę osiągnąc cele: (a) pokazac że kupowanie

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

Dobór przekroju żyły powrotnej w kablach elektroenergetycznych

Dobór przekroju żyły powrotnej w kablach elektroenergetycznych Dobór przekroju żyły powronej w kablach elekroenergeycznych Franciszek pyra, ZPBE Energopomiar Elekryka, Gliwice Marian Urbańczyk, Insyu Fizyki Poliechnika Śląska, Gliwice. Wsęp Zagadnienie poprawnego

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

IMPLEMENTACJA WYBRANYCH METOD ANALIZY STANÓW NIEUSTALONYCH W ŚRODOWISKU MATHCAD

IMPLEMENTACJA WYBRANYCH METOD ANALIZY STANÓW NIEUSTALONYCH W ŚRODOWISKU MATHCAD Pior Jankowski Akademia Morska w Gdyni IMPLEMENTACJA WYBRANYCH METOD ANALIZY STANÓW NIEUSTALONYCH W ŚRODOWISKU MATHCAD W arykule przedsawiono możliwości (oraz ograniczenia) środowiska Mahcad do analizy

Bardziej szczegółowo

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 27 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaa Kopernika w Toruniu Małgorzaa Borzyszkowska Uniwersye Gdański

Bardziej szczegółowo

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

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

Bardziej szczegółowo

PROGNOZOWANIE ZUŻYCIA CIEPŁEJ I ZIMNEJ WODY W SPÓŁDZIELCZYCH ZASOBACH MIESZKANIOWYCH

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

K wartość kapitału zaangażowanego w proces produkcji, w tys. jp.

K wartość kapitału zaangażowanego w proces produkcji, w tys. jp. Sprawdzian 2. Zadanie 1. Za pomocą KMNK oszacowano następującą funkcję produkcji: Gdzie: P wartość produkcji, w tys. jp (jednostek pieniężnych) K wartość kapitału zaangażowanego w proces produkcji, w tys.

Bardziej szczegółowo

REGULAMIN FUNDUSZU ROZLICZENIOWEGO

REGULAMIN FUNDUSZU ROZLICZENIOWEGO REGULAMIN FUNDUSZU ROZLICZENIOEGO przyjęy uchwałą nr 10/60/98 Rady Nadzorczej Krajowego Depozyu Papierów arościowych S.A. z dnia 28 września 1998 r., zawierdzony decyzją Komisji Papierów arościowych i

Bardziej szczegółowo

MODELE AUTOREGRESYJNE JAKO INSTRUMENT ZARZĄDZANIA ZAPASAMI NA PRZYKŁADZIE ELEKTROWNI CIEPLNEJ

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

Bardziej szczegółowo

KONCEPCJA WARTOŚCI ZAGROŻONEJ VaR (VALUE AT RISK)

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

Bardziej szczegółowo

z graniczną technologią

z graniczną technologią STUDIA OECOOMICA POSAIESIA 23, vol., no. (25) Uniwersye Ekonomiczny w Poznaniu, Wydział Informayki i Gospodarki Elekronicznej, Kaedra Ekonomii Maemaycznej emil.panek@ue.poznan.pl iesacjonarny model von

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

MODELOWANIE WŁASNOŚCI SZEREGÓW STÓP ZWROTU SKOŚNOŚĆ ROZKŁADÓW

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

Maksyminowe strategie immunizacji portfela

Maksyminowe strategie immunizacji portfela Alina Kondraiuk-Janyska Maksyminowe sraegie immunizacji porfela rozprawa dokorska Promoor: dr hab. Leszek Zaremba Kaedra Meod Ilościowych Wyższa Szkoła Zarządzania- The Polish Open Universiy Wydział Fizyki

Bardziej szczegółowo

Komputerowa analiza przepływów turbulentnych i indeksu Dow Jones

Komputerowa analiza przepływów turbulentnych i indeksu Dow Jones Kompuerowa analiza przepływów urbulennych i indeksu Dow Jones Rafał Ogrodowczyk Pańswowa Wyższa Szkoła Zawodowa w Chełmie Wiesław A. Kamiński Uniwersye Marii Curie-Skłodowskie w Lublinie W badaniach porównano

Bardziej szczegółowo

Reakcja banków centralnych na kryzys

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo