ROZDZIAŁ 11 WPŁYW ZMIAN KURSU WALUTOWEGO NA RYNEK PRACY

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "ROZDZIAŁ 11 WPŁYW ZMIAN KURSU WALUTOWEGO NA RYNEK PRACY"

Transkrypt

1 Rszard Sefański ROZDZIAŁ 11 WPŁYW ZMIAN KURSU WALUTOWEGO NA RYNEK PRACY Absrak Ocena wpłwu zmian kursu waluowego na rnek prac jes szczególnie isona dla polskiej gospodarki w najbliższch laach. Spośród magicznego czworokąa celów poliki sabilizacji (wsoka i sabilna dnamika wzrosu gospodarczego, sabiln poziom cen, pełne zarudnienie, równowaga w sosunkach z zagranicą) suacja na rnku prac przedsawia się obecnie najgorzej. Dlaego eż ineresujące wdaje się bć określenie poencjalnego wpłwu aprecjacji złoego na wsokość sop bezrobocia w naszm kraju. W ciągu kilku najbliższch la można się bowiem spodziewać realnego umocnienia polskiej walu. Zjawisko o będzie niezależne od kszałowania się polskich obroów handlowch. Spadek realnego kursu waluowego może wnikać z napłwu kapiału zagranicznego do naszego kraju związanego z subwencjami unijnmi oraz napłwem inwescji bezpośrednich. Celem arkułu jes empirczna werfikacja koncepcji eorecznch wjaśniającch wpłw zmian kursu waluowego na rnek prac w wbranch krajach, charakerzowan poprzez sopę bezrobocia. Analiza empirczna zosała przeprowadzona dla dwóch grup krajów. Pierwsza z nich obejmuje ssem o usabilizowanej gospodarce rnkowej. Należą do nich: Niemc, Francja, Holandia, Włoch, Wielka Brania i San Zjednoczone. Druga grupa krajów są o pańswa Europ Środkowo Wschodniej: Polska, Czech, Węgr i Słowacja. Wbór krajów o różnej suacji gospodarczej oraz różnch ssemach kursu waluowego umożliwił porównanie poszczególnch krajów i pozwolił na wciągnięcie ogólnch wniosków doczącch wpłwu zmian kursu waluowego na suację na rnku prac. Zakres czasow jes różn dla poszczególnch krajów, co wnika z dosępności porównwalnch danch sascznch. Dla Francji, Holandii, Sanów Zjednoczonch, Wielkiej i Włoch obejmuje laa Dane dla gospodarki Niemiec zosał poddane analizie w okresie po zjednoczeniu. W przpadku Polski oraz Czech, Węgier i Słowacji okres en obejmuje laa Jego przjęcie wnika z dosępności porównwalnch danch empircznch dla analizowanej grup krajów. Zakres przedmioow obejmuje dla wszskich krajów akie szeregi danch, jak: sopa bezrobocia oraz realn kurs waluow, produk krajow bruo, produkcja przemsłowa i wsokość wnagrodzeń godzinowch. W przpadku Francji, Holandii, Sanów Zjednoczonch, Wielkiej Branii, Czech i Węgier uwzględniono akże kosz prac oraz wnagrodzenia miesięczne. Analizowane wskaźniki uznano za poencjalne deerminan kszałowania się sop bezrobocia. Teoreczne koncepcje wpłwu kursu waluowego na rnek prac Kurs waluow może wpłwać na rnek prac pośrednio i bezpośrednio. Wpłw pośredni odbwa się poprzez oddziałwanie na wielkość eksporu i imporu oraz, co za m idzie, na kszałowanie się produkcji przemsłowej oraz produku krajowego bruo. Zmian kursu waluowego wpłwają na relawne kosz prac w danm kraju w sosunku do koszów prac za granicą. Umocnienie się walu krajowej może zaem wwierać na rnek prac

2 118 Rszard Sefański wpłw zbliżon do wzrosu płac prz braku zmian wdajności prac. Oznacza o, że może o doprowadzić do odpłwu miejsc prac za granicę. Jes o wpłw bezpośredni kursu waluowego na rnek prac. Ocena wpłwu kursu waluowego na rnek prac zależ od ego, cz analiza opara jes na poglądach ekonomii neokenesowskiej cz neoklascznej. Zgodnie z koncepcją racjonalnch oczekiwań zmian kursu waluowego nie powinn wwierać żadnego wpłwu na wielkość zarudnienia ak w krókim, jak i w długim okresie (Spahn, 1997). Według H. Siebera bezrobocie jes wwołane problemami rnku prac a nie niskim realnm kursem waluowm i może zosać rozwiązane jednie poprzez dososowanie płac (Sieber, 1997). Wpłw zmian realnego kursu waluowego na poziom bezrobocia jes wąpliw, a nawe jeśli wsępuje, jes on sosunkowo niewielki. Oddziałwanie na suację na rnku prac za pomocą kursu waluowego jes zaem nieskueczne. Sabilizacja ego rnku powinna opierać się na innch insrumenach poliki makroekonomicznej, kóre są w m zakresie bardziej skueczne (Genberg, 1989). Zmian realnej warości pieniądza krajowego wwołują dososowania srukuralne i przepłw sił roboczej do branż o wższej wdajności prac, co jes korzsne w długim okresie. Przedsawiciele szkoł neokenesowskiej uważają naomias, że realna aprecjacja powoduje akie same skuki na rnku prac, jak wzros płac nie powiązan ze wzrosem wdajności prac. Dososowanie gospodarki nasępuje poprzez likwidację miejsc prac o niższej wdajności prac (Siever, 1997). Pełne zarudnienie na wmaga zaem akwnej poliki kursu waluowego. Realna aprecjacja walu krajowej negawnie oddziałuje na dnamikę wzrosu gospodarczego oraz wielkość zarudnienia (Uzig, 1997). Mechanizm prowadzące do równowagi na rnku prac i pełnego zarudnienia mogą bć deformowane poprzez zmian kursu waluowego w dwóch przpadkach: po pierwsze prz pełnm zarudnieniu wzros warości pieniądza krajowego wnikając z napłwu kapiału zagranicznego może zwiększć kosz prac i doprowadzić do wzrosu bezrobocia. W przpadku niepełnego zarudnienia może zdarzć się, że nawe w przpadku spadku płac nie nasąpi wzros zarudnienia i spadek bezrobocia, ponieważ spadek płac może bć zneuralizowan przez wzmocnienie się pieniądza krajowego. Realne umocnienie pieniądza krajowego może doprowadzić akże do akiej suacji, że przedsiębiorswa zmniejszą cen swoich produków. Jeśli nie spowoduje o spadku płac może przcznić się do ograniczenia renowności przedsiębiorsw. W akiej suacji wwoła o do spadek zarudnienia, ponieważ część przedsiębiorsw może ograniczć produkcję lub zosać zamknięa. Nawe jeśli w późniejszm okresie nasąpi realne osłabienie walu uracone miejsca prac mogą już nie zosać odworzone. Oznacza o, że krókookresowe wahania kursu waluowego mogą wwierać negawne skuki na wielkość zarudnienia w długim okresie. Meodologia badań empircznch Analiz empirczne oparo na danch sascznch pochodzącch z OECD. Dane doczące produku krajowego bruo oraz produkcji przemsłowej wkorzsano w cenach sałch dla 2000 roku. W danch empircznch przjęo, że cznnikami, kóre mogą wwierać poencjaln wpłw na kszałowanie się sop bezrobocia oraz wielkości zarudnienia są realn kurs waluow, produk krajow bruo, produkcja przemsłowa, kosz prac oraz wsokość wnagrodzeń. Za realn kurs waluow przjęo wskaźnik określając warość pieniądza krajowego w sosunku do walu głównch parnerów handlowch ważon ich udziałem w eksporcie i imporcie danego pańswa. Wzros realnego kursu waluowego oznacza aprecjację pieniądza krajowego i odwronie. W badaniach empircznch wkorzsano analizę korelacji i regresji oraz es przcznowości Grangera. W pierwszej kolejności wszskie szeregi czasowe oczszczono

3 Wpłw zmian kursu waluowego na rnek prac 119 sezonowo i usunięo z nich wahania przpadkowe poprzez zasosowanie modelu Census 2/ X- 11. W en sposób wznaczono krzwe Hendersona dla wszskich analizowanch zmiennch. Tak przgoowane szeregi czasowe danch empircznch zawierają zarówno rend, jak i wahania koniunkuralne. Posać rendu wznaczono poprzez zasosowanie filru Hodricka Prescoa. Meoda a jes częso sosowana w celu oszacowania rendu nieliniowego. Daje ona zazwczaj dobre odwzorowanie endencji rozwojowej. Filr Hodricka Prescoa jes sosunkowo prosą meodą. Posać rendu uzskana prz jej zasosowaniu powinna spełniać nasępujące kreria: składnik rendu powinien bć mniej więcej krzwą, kórą sudenci zajmując się koniunkurą gospodarczą narsowalib poprzez serię danch, rend danej zmiennej powinien bć liniową ransformacją ej serii danch i a sama ransformacja powinna bć sosowana do wszskich analizowanch szeregów, schema przekszałcenia powinien bć dobrze zdefiniowan i ławo reprodukowaln (Kdland, Presco, 1990). Meoda a bwa krkowana za mechaniczn charaker, kór umożliwia wznaczenie rendu i wahań koniunkuralnch nawe w szeregach danch, w kórch one z pewnością nie wsępują Pomimo ego ograniczenia jes o najczęściej wkorzswan sposób wodrębniania wahań cklicznch (Jaeger, 1994). Po wznaczeniu posaci rendu dla wszskich badanch zmiennch oszacowano szeregi odchleń od rendu w oparciu o meodę muliplikawną. Wznaczono je jako: warość empirczna / warość eoreczna (rend) *100. W en sposób uzskano obraz wahań poszczególnch zmiennch empircznch. Wszskie szeregi danch sał się dzięki zasosowaniu ej procedur sacjonarne. Zmniejszło o rzko wsępowania pozornch korelacji pomiędz badanmi zmiennmi. Analiza empirczna opara na szeregach odchleń od rendu umożliwia ocenę krókookresowch zależności międz badanmi zmiennmi. W celu określenia cznników deerminującch sopę bezrobocia w wbranch krajach przeprowadzono analizę korelacji pomiędz badanmi szeregami, uwzględniającą możliwość wsępowania pomiędz nimi wprzedzeń i opóźnień. Na użek analiz empircznej przjęo, że maksmaln okres wprzedzenia pomiędz badanmi zmiennmi wnosi 15 kwarałów. Przjęcie sosunkowo długiego okresu możliwch wprzedzeń lub opóźnień wnika z ego, że sopa bezrobocia może reagować ze znacznm opóźnieniem na zmian cznników je deerminującch. Współcznnik korelacji informuje o isnieniu współzmienności, bądź jej braku w odniesieniu do analizowanch szeregów. Wsępowanie współzmienności może, choć nie musi świadczć związku przcznowo skukowm międz badanmi szeregami czasowmi danch empircznch. Współcznnik korelacji nie przesądza o isnieniu akiej zależności. Analiza korelacji pozwoliła wodrębnić szeregi danch o sascznie isonej współzmienności. Dla określenia poencjalnch związków przcznowo - skukowch wkorzsano es przcznowości Grangera. Pozwala on na poszukiwanie szeregów danch empircznch wpłwającch na badane zmienne. Jes o jednakże przcznowość jednie w sensie Grangera. Meoda a zakłada wpłw zmiennej X na zmienną Y wed, gd prognoz kszałowania się zmiennej Y wkorzsujące warości zmiennej X są lepsze, niż w przpadku, gd warości zmiennej X nie są brane pod uwagę prz prognozowaniu zmiennej Y (Granger, 1969). Wniki esu przcznowości Grangera informują akże, jaki jes maksmaln okres wprzedzenia jednego szeregu w sosunku do drugiego, prz kórm może wsępować związek przcznowo-skukow. W przpadku, gd obdwa szeregi są równoczesne meoda a nie pozwala na usalenie związku przcznowo-skukowego. Tes Grangera nie informuje akże o inenswności i kierunku wpłwu jednej zmiennej na drugą. W analizie empircznej przjęo, że es Grangera spełniają szeregi o prawdopodobieńswie odrzucenia hipoez o wsępowaniu związku przcznowo- skukowego mniejszm niż 5%.

4 120 Rszard Sefański W celu oszacowania sił i kierunku badanch szeregów na sopę bezrobocia w wbranch krajach zasosowano analizę regresji wielorakiej. Szeregi wahań cznników deerminującch flukuacje sop bezrobocia wznaczone w oparciu o analizę korelacji lub es przcznowości Grangera zosał wkorzsane jako dane wejściowe do modelu regresji krokowej. Prz czm, ze względu na cel arkułu, analizowano jednie e szeregi, w kórch jako poencjalna deerminana sop bezrobocia wsępował realn kurs waluow. Regresja krokowa jes o najczęściej sosowaną meodą doboru zmiennch objaśniającch (Aczel, 2000). Na każdm eapie obliczeń dokonuje się rewizji ocen isoności każdej zmiennej. Minimalizuje o rzko pozosawienia poza modelem ważnej zmiennej lub urzmania w nim zmiennej nieważnej. Uwzględniono w niej wszskie wodrębnione cznniki z wznaczonmi okresami wprzedzenia. W kolejnch eapach analiz weliminowano zmienne nieisone ze sascznego punku widzenia. Usunięo akże część zmiennch niezależnch o silnej korelacji wzajemnej. W kolejnch eapach analiz pozosawiono jedną spośród silnie skorelowanch zmiennch niezależnch. W celu uniknięcia zjawiska koincdencji usunięo akże szeregi, dla kórch warość współcznnika sojącego prz zmiennej miała inn znak niż współcznnik korelacji wznaczon dla danego okresu wprzedzenia. W en sposób uzskano równania regresji dla szeregów odchleń od rendu sop bezrobocia w wbranch krajach. Wniki Uzskane wniki korelacji wskazują na o, że realn kurs waluow może poencjalnie wpłwać na sopę bezrobocia. We wszskich badanch pańswach poza Włochami odnoowano isoną korelację pomiędz badanmi zmiennmi. We Francji, Holandii, Niemczech, Sanach Zjednoczonch, Wielkiej Branii, Polsce, Słowacji i na Węgrzech największe współcznniki korelacji wznaczone dla odpowiednich okresów wprzedzenia kursu w sosunku do sop bezrobocia wskazują na współzmienność pomiędz badanmi szeregami czasowmi (abela 1.). Realnemu umocnieniu walu krajowej owarzsz wzros sop bezrobocia i odwronie. Jes o zależność oczekiwana przez przedsawicieli szkoł neokenesowskiej. Okres opóźnienia zmian sop bezrobocia w sosunku do kursu waluowego wnosi od zera do rzech kwarałów. Jednie w przpadku Wielkiej Branii jes on wraźnie dłuższ i wnosi 10 kwarałów. Współcznniki korelacji przjmują sosunkowo niskie warości j. od 0,3 do 0,56. W Czechach realnemu umocnieniu się koron owarzsz spadek sop bezrobocia w m samm kwarale i odwronie. Bardzo silną korelację zaobserwowano we wszskich krajach pomiędz sopą bezrobocia a koniunkurą wewnęrzną, charakerzowaną przez produk krajow bruo i produkcję przemsłową. Wzrosowi PKB i produkcji przemsłowej owarzszł spadek sop bezrobocia i odwronie. W pierwszej grupie badanch gospodarek współcznniki korelacji przjmował w większości przpadków warości bezwzględne od 0,8 do 0,9. W krajach Europ Środkowo- Wschodniej korelacja bła słabsza. Współcznniki korelacji przjmował warości od 0,4 do 0,7. Okres opóźnienia zmian sop bezrobocia w sosunku do wahań koniunkur wewnęrznej wnosił zazwczaj od zera do rzech kwarałów. Jednie we Włoszech i na Węgrzech bł on dłuższ i zwierał się w przedziale od czerech do siedmiu kwarałów. Silną korelację odnoowano akże pomiędz sawką płac godzinnch i sopą bezrobocia. Zwiększeniu wnagrodzeń owarzszł we wszskich badanch krajach, za wjąkiem Słowacji, wzros sop bezrobocia. Współcznniki korelacji zawierał się w przedziale od 0,4 do 0,8. Podobne wnioski można sformułować dla koszów prac. Korelacja pomiędz wnagrodzeniami miesięcznmi i sopą bezrobocia bła wraźnie mniejsza niż w przpadku godzinowch sawek płac.

5 Wpłw zmian kursu waluowego na rnek prac 121 Tabela 1. Korelacja szeregów wahań sop bezrobocia i cznników ją deerminującch w wbranch krajach Zmienna wprzedzająca Okres wprzedzenia w kwarałach Współcznnik korelacji Francja Realn kurs waluow 0 0,40 PKB 1-0,87 Produkcja przemsłowa 2-0,76 Kosz prac 8 0,69 Wnagrodzenia 9 0,66 Wnagrodzenie godzinne 8 0,77 Holandia Realn kurs waluow 2 0,49 PKB 2-0,79 Produkcja przemsłowa 3-0,57 Kosz prac 6 0,70 Wnagrodzenia 2 0,35 Wnagrodzenie godzinne 5 0,54 Niemc Realn kurs waluow 0 0,350 PKB 0-0,738 Produkcja przemsłowa 1-0,721 Wnagrodzenie godzinne 7 0,436 San Zjednoczone Realn kurs waluow 3 0,35 PKB 0-0,88 Produkcja przemsłowa 0-0,90 Kosz prac 4 0,64 Wnagrodzenia 6 0,37 Wnagrodzenie godzinne 4 0,69 Wielka Brania Realn kurs waluow 10 0,32 PKB 3-0,87 Produkcja przemsłowa 2-0,79 Kosz prac 6 0,73 Wnagrodzenia 6 0,69 Włoch PKB 4-0,54 Produkcja przemsłowa 7 0,46 Wnagrodzenie godzinne 13 0,62 Czech Realn kurs waluow 0-0,35 PKB 2-0,61 Produkcja przemsłowa 0-0,67 Kosz prac 9 0,44 Wnagrodzenia 6 0,32 Wnagrodzenie godzinne 7 0,70

6 122 Rszard Sefański Polska Realn kurs waluow 0 0,30 PKB 0-0,41 Produkcja przemsłowa 1-0,43 Wnagrodzenie godzinne 2 0,80 Słowacja PKB 0-0,84 Produkcja przemsłowa 3-0,64 Wnagrodzenie godzinne 2-0,62 Węgr Realn kurs waluow 2 0,56 PKB 5-0,43 Produkcja przemsłowa 4-0,58 Kosz prac 8 0,66 Wnagrodzenia 7 0,55 Wnagrodzenie godzinne 11 0,69 Źródło: opracowanie własne Tes przcznowości Grangera wkazał, że realn kurs waluow może poencjalnie wpłwać na sopę bezrobocia we wszskich analizowanch krajach. Jedne różnice polegają na długości maksmalnego wprzedzenia pomiędz zmianą realnego kursu waluowego a wahaniami sop bezrobocia (abela 2.). W przpadku Francji, Włoch, Czech, Holandii okres en wnosi 15 kwarałów. Naomias w Sanach Zjednoczonch oraz w Wielkiej Branii maksmaln okres wprzedzenia, prz kórm można oczekiwać związku przcznowo skukowego wnosi zaledwie 1 kwarał. W Polsce okres en wnosi 13 kwarałów. Poencjalnmi cznnikami wpłwającmi na sopę bezrobocia w analizowanch krajach mogą bć akże PKB (we wszskich krajach) oraz produkcja przemsłowa (z wjąkiem Czech). Maksmalne okres wprzedzenia dla związku przcznowo skukowego są różne w analizowanch gospodarkach. Zazwczaj są one krósze niż w przpadku realnego kursu waluowego. Może o wnikać z faku, że zmian realnego kursu waluowego mogą wpłwać w pierwszej kolejności na kszałowanie się eksporu i imporu oraz produkcji przemsłowej i PKB. Sopa bezrobocia reaguje po pewnm czasie na zmian koniunkur wewnęrznej. Godzinowe sawki wnagrodzeń mogą poencjalnie wpłwać na kszałowanie się sop bezrobocia w dziewięciu krajach, j. wszskich za wjąkiem Włoch. Podobnie jak w przpadku koniunkur wewnęrznej- maksmalne okres wprzedzenia zmian wnagrodzeń w sosunku do kszałowania się sop bezrobocia są krósze niż w przpadku realnego kursu waluowego. Wnoszą one zazwczaj od 2 do 13 kwarałów. Kosz prac zosał wpowane przez es przcznowości Grangera jako poencjalne deerminan kszałowania się sop bezrobocia we wszskich sześciu krajach dla, kórch bł one uwzględnione. Wnagrodzenia miesięczne zosał uznane za poencjaln cznnik wpłwając na sopę bezrobocia jednie w rzech spośród sześciu badanch krajów (Francja, USA, Wielka Brania).

7 Wpłw zmian kursu waluowego na rnek prac 123 Tabela 2. Cznniki wpłwające na sopę bezrobocia w wbranch krajach spełniające es przcznowości Grangera Zmienna objaśniająca Maksmaln Prawdopodobieńs okres wprzedzenia w wo odrzucenia kwarałach hipoez Francja Realn kurs waluow 15 0,012 PKB 15 0,005 Produkcja przemsłowa 12 0,003 Kosz prac 6 0,019 Wnagrodzenia 11 0,006 Wnagrodzenie godzinne 10 0,030 Holandia Realn kurs waluow 15 0,033 PKB 8 0,048 Produkcja przemsłowa 3 0,026 Kosz prac 12 0,008 Wnagrodzenia 3 0,006 Niemc Realn kurs waluow 8 0,032 PKB 13 0,032 Produkcja przemsłowa 8 0,122 Wnagrodzenie godzinne 13 0,024 San Zjednoczone Realn kurs waluow 1 0,028 PKB 9 0,017 Produkcja przemsłowa 9 0,015 Kosz prac 12 0,010 Wnagrodzenia 2 0,040 Wnagrodzenie godzinne 12 0,019 Wielka Brania Realn kurs waluow 1 0,001 PKB 14 0,018 Produkcja przemsłowa 12 0,029 Kosz prac 3 0,003 Wnagrodzenia 3 0,003 Wnagrodzenie godzinne 5 0,004 Włoch Realn kurs waluow 15 0,002 PKB 3 0,008 Produkcja przemsłowa 3 0,024 Czech Realn kurs waluow 15 0,000 PKB 15 0,000 Kosz prac 1 0,000 Wnagrodzenie godzinne 2 0,015 Polska Realn kurs waluow 13 0,014

8 124 Rszard Sefański PKB 12 0,011 Produkcja przemsłowa 2 0,022 Wnagrodzenie godzinne 12 0,002 Słowacja Realn kurs waluow 14 0,003 PKB 14 0,001 Produkcja przemsłowa 7 0,036 Wnagrodzenie godzinne 11 0,037 Węgr Realn kurs waluow 12 0,049 PKB 13 0,045 Produkcja przemsłowa 2 0,020 Kosz prac 8 0,006 Wnagrodzenie godzinne 8 0,022 Źródło: opracowanie własne Wodrębnione szeregi odchleń od rendu, kóre poencjalnie mogą wpłwać na kszałowanie się sop bezrobocia w poszczególnch krajach zosał wkorzsane do oszacowania równań regresji. Silna korelacja wzajemna pomiędz PKB i produkcją przemsłową oraz wnagrodzeniami godzinnmi i koszami prac spowodowała, że prz wznaczaniu równań regresji wkorzsano jednie szeregi: realnego kursu waluowego PKB i godzinowch sawek płac. W efekcie uzskano równania regresji wjaśniające wpłw badanch zmiennch na sopę bezrobocia w dziewięciu krajach. Model oszacowan dla Włoch miał bardzo słabe dopasowanie do danch empircznch i dlaego zosał odrzucon. Oszacowane równania regresji wraz ze skorgowanm współcznnikiem dskrminacji dla wbranch krajów przedsawiono poniżej. Francja, R^2=0,88 = 128, ,365* RKW 5 3,278* PKB 1 + 2,620* WYN 6 Holandia, R^2=0,74 = 273, ,518* RKW 2 5,481* PKB 2 + 3,214* WYN 5 Niemc, R^2=0,72 = 231,472 6,616* PKB 0 + 5,299* WYN 4 San Zjednoczone, R^2=0,81 = 388, ,281* RKW 3 6,181* PKB 0 + 3,011* WYN 2 Wielka Brania, R^2=0,87 = 749,001 0,359* RKW 0 6,131* PKB 2

9 Wpłw zmian kursu waluowego na rnek prac 125 Czech, R^2=0,73 = 570, ,761* RKW 10 7,380* PKB 3 + 1,903* WYN 6 Polska, R^2=0,81 = 238,874 3,231* + PKB 1 1,833* WYN 3 Słowacja, R^2=0,77 = 260,028 7,520* PKB 3 + 5,904* WYN 10 Węgr, R^2=0,53 = 322,011+ 1,300* RKW 2 3,527 * PKB 2 Oszacowane równania regresji cechują się sosunkowo dobrm dopasowaniem do danch empircznch. Wjaśniają one kszałowanie się sop bezrobocia w przedziale od 72% do 88%. Oznacza o, że inne cznniki odpowiadają w 12% do 28% za kszałowanie się badanej zmiennej. Jednie w przpadku Węgier model jes gorzej dopasowan (skorgowan współcznnik deerminacji wnosi 0,53). Jedną zmienną, kóra zosała uwzględniona we wszskich równaniach regresji jes produk krajow bruo. We wszskich analizowanch krajach wpłwa ona w en sam sposób na sopę bezrobocia. Wzros PKB powoduje spadek sop bezrobocia i odwronie. Wpłw en jes ponad proporcjonaln. Wzros PKB o 1% powoduje spadek sop bezrobocia od 3,27% w Sanach Zjednoczonch do 7,38% w Czechach (jes o procenowa zmiana sop bezrobocia, np. spadek sop bezrobocia z 5% o 20% oznacza, że sopa bezrobocia wnosi 4%). Efek en jes zgodn z oczekiwaniami. Sopa bezrobocia reaguje na zmian produku krajowego bruo z opóźnieniem od zera do rzech kwarałów. Realn kurs waluow wsępuje jako cznnik deerminując wsokość sop bezrobocia w sześciu badanch krajach: Francji, Holandii, Sanach Zjednoczonch, Wielkiej Branii, Czechach i na Węgrzech. W pięciu krajach, za wjąkiem Wielkiej Branii, realne umocnienie pieniądza krajowego przczniało się do wzrosu sop bezrobocia. Jes o efek oczekiwan przez przedsawicieli szkoł neokenesowskiej. Wpłw zmian kursu waluowego na kszałowanie się sop bezrobocia jes jednakże bardzo słab. Oszacowane paramer zawierają się w przedziale od 0,28 do 1,3. Realna aprecjacja pieniądza krajowego o 1% powoduje wzros sop bezrobocia o 0,28% do 1,3%. Przkładowo wzmocnienie dolara o 10% w sosunku do walu głównch parnerów handlowch spowodowałob wzros sop bezrobocia w Sanach Zjednoczonch z 5,00% do 5,14%. Oznacza o, że wpłw zmian realnego kursu waluowego na kszałowanie się sop bezrobocia jes sosunkowo nieznaczn. Jes o w pewnm sopniu zgodne z koncepcjami ekonomisów nuru neoklascznego. Uważają oni bowiem, że nawe jeśli zmian realnej warości pieniądza krajowego oddziałują na sopę bezrobocia o wpłw en jes niewielki i rudno rozwiązwać problem rnku prac poprzez akwną polikę kursową. Wniki uzskane dla Wielkiej Branii są zaskakujące. Realne umocnienie funa powoduje spadek sop bezrobocia w m samm kwarale. Wniosek en może oznaczać, że poza modelem pozosał ważne cznniki wpłwające na sopę bezrobocia w Wielkiej Branii, kórch pominięcie zniekszałciło

10 126 Rszard Sefański uzskane wniki. W celu określenia wpłwu kursu waluowego na rnek prac w ej gospodarce należ przeprowadzić kolejne badania empirczne. W Polsce oraz Niemczech i Słowacji zmienna a nie wkazwała isonego znaczenia dla wjaśnienia kszałowania się sop bezrobocia. Uwzględnienie realnego kursu waluowego nie polepszało isonie dopasowania modeli regresji. Oznacza o, że w ch krajach wpłw zmian kursu waluowego na kszałowanie się sop bezrobocia jes słabsz niż w pozosałch. W siedmiu spośród dziewięciu modeli regresji wsępują godzinowe sawki płac. Kierunek ich wpłwu jes idenczn we wszskich krajach j. Francji, Holandii, Niemczech, Sanach Zjednoczonch, Czechach, Polsce i Słowacji. Wzros wnagrodzeń za godzinę prac powoduje zwiększenie się sop bezrobocia. Wpłw en jes ponad proporcjonaln. Wzros wnagrodzeń o 1% powoduje zwiększenie się sop bezrobocia od 1,8% w Polsce do 5,9% na Słowacji. Opóźnienie reakcji sop bezrobocia na wahania płac wnosi od w większości przpadków od 2 do 6 kwarałów. Jednie na Słowacji okres en jes dłuższ i wnosi 10 kwarałów. Waro podkreślić, że o ile kierunek wpłwu wzrosu wnagrodzeń i realnej aprecjacji pieniądza krajowego na sopę bezrobocia w oszacowanch modelach regresji jes aki sam, o le znaczne różnice wsępują w sile oddziałwania badanch zmiennch na rnek prac. Zmian sawek płac godzinowch oddziałują znacznie silniej na sopę bezrobocia niż wahania realnego kursu waluowego (nawe prz uwzględnieniu znacznie wższej ampliud wahań ego osaniego w sosunku do flukuacji płac godzinowch). Podsumowanie Przeprowadzone badania empirczne powierdził isnienie wpłwu zmian realnego kursu waluowego na suację na rnku prac w wbranch krajach. Nie pozwolił jednakże na odpowiedź na panie cz rację mają neokenesiści uważając, że poprzez akwną polikę kursową można wwierać pożądan wpłw na wielkość zarudnienia, cz eż neoklasc wierdząc, że kurs waluow nie wpłwa na sopę bezrobocia lub wpłwa w niewielkim sopniu. W pięciu spośród dziewięciu krajów, dla kórch sworzono modele regresji, realne umocnienie walu krajowej przcznia się do wzrosu sop bezrobocia. Wpłw en jes jednakże bardzo słab. W rzech krajach, w m w Polsce, nie powierdzono, ab aprecjacja bądź deprecjacja walu krajowej sanowiła isoną deerminanę sop bezrobocia. Nie swierdzono akże isnienia wraźnch różnic pomiędz dwoma analizowanmi grupami krajów (rozwinięe gospodarki rnkowe i kraje Europ Środkowo-Wschodniej). Wdaje się, że mechanizm kszałowania się sop bezrobocia we wszskich badanch gospodarkach są zbliżone do siebie. Wdaje się, że w przpadku gospodarki polskiej nie należ się obawiać negawnego wpłwu realnej aprecjacji złoego na kszałowanie się sop bezrobocia. Wniki badań empircznch nie powierdził isnienia silnego związku pomiędz mi zmiennmi. Nawe, gdb okazało się że zależność a wzmocni się w przszłości do poziomu obserwowanego w pięciu krajach, w kórch odnoowano powiązanie realnej warości walu z wsokością sop bezrobocia, wpłw en nie będzie szczególnie ison. BIBLIOGRAFIA: 1. Aczel A. D., (2000), Saska w zarządzaniu, PWN, Warszawa. 2. Granger C. W. J., (1969), Invesigaing Casual Relaions b Economeric Models and Cross-specral Mehods, Economerica, 1969, vol. 37, s Genberg H., (1989), Exchange Rae Managemen and Macroeconomic Polic: A Naional

11 Wpłw zmian kursu waluowego na rnek prac 127 Perspecive, Scandinavian Journal of Economics, nr 2, s Jaeger A., (1994), Mechanical Derending b Hodrick Presco Filering: A Noe, Empirical Economics, vol. 19. s Kdland F. E., Presco E. C., (1990), Business ccles: Real fac and a monear mh, Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarerl Review, vol.14, s Sieber H., (1997), Lohnzurückzuhalung, Aufwerung und Beschäfigung, WiS Wirschafwissenschafliches Sudium, vol. 27, s Siever, (1997), Währungsunion und Beschäfigung, Deusche Bank, Auszüge aus Pressearikeln, nr. 9, s Spahn H-P., (1997), Wechselkurs, Lohn und Bechafigung, Wirschafsdiens, nr. 4, s Uzig S. (1997), Zur Kuasaliä von realenr Aufwerung der D-Mark und Sandornacheilen, Wirschafsdiens, nr 3, s

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

Motto. Czy to nie zabawne, że ci sami ludzie, którzy śmieją się z science fiction, słuchają prognoz pogody oraz ekonomistów? (K.

Motto. Czy to nie zabawne, że ci sami ludzie, którzy śmieją się z science fiction, słuchają prognoz pogody oraz ekonomistów? (K. Motto Cz to nie zabawne, że ci sami ludzie, którz śmieją się z science fiction, słuchają prognoz pogod oraz ekonomistów? (K. Throop III) 1 Specfika szeregów czasowch Modele szeregów czasowch są alternatwą

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

Wartość indeksów sezonowych przedstawia wzór: O = WK - średni multiplikatywny wskaźnik korygujący dla 12 uzyskania O = 1200.

Wartość indeksów sezonowych przedstawia wzór: O = WK - średni multiplikatywny wskaźnik korygujący dla 12 uzyskania O = 1200. Sławomir JUŚCIŃSKI Uniwerse Przrodnicz w Lublinie, Kaedra Energeki i Pojazdów, Zakład Logiski i Zarządzania Przedsiębiorswem ul. Poniaowskiego, 20-060 Lublin e-mail: slawomir.juscinski@up.lublin.pl A SURVEY

Bardziej szczegółowo

Analiza szeregów czasowych uwagi dodatkowe

Analiza szeregów czasowych uwagi dodatkowe Analiza szeregów czasowch uwagi dodakowe Jerz Sefanowski Poliechnika Poznańska Zaawansowana Eksploracja Danch Prognozowanie Wbór i konsrukcja modelu o dobrch własnościach predkcji przszłch warości zmiennej.

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

Zasady budowania prognoz ekonometrycznych

Zasady budowania prognoz ekonometrycznych Zasad budowania prognoz ekonometrcznch Klasczne założenia teorii predkcji 1. Znajomość modelu kształtowania się zmiennej prognozowanej Znajomość postaci analitcznej wstępującch zależności międz zmiennmi

Bardziej szczegółowo

ROZDZIAŁ 11 CZYNNIKI DETERMINUJĄCE DYNAMIKĘ POLSKIEGO EKSPORTU I IMPORTU

ROZDZIAŁ 11 CZYNNIKI DETERMINUJĄCE DYNAMIKĘ POLSKIEGO EKSPORTU I IMPORTU Ryszard Stefański ROZDZIAŁ CZYNNIKI DETERMINUJĄCE DYNAMIKĘ POLSKIEGO EKSPORTU I IMPORTU. Wprowadzenie Handel międzynarodowy odgrywa coraz większą rolę w gospodarce światowej. Także w Polsce dynamika eksportu

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

Identyfikacja wahań koniunkturalnych gospodarki polskiej

Identyfikacja wahań koniunkturalnych gospodarki polskiej Rozdział i Idenyfikacja wahań koniunkuralnych gospodarki polskiej dr Rafał Kasperowicz Uniwersye Ekonomiczny w Poznaniu Kaedra Mikroekonomii Sreszczenie Celem niniejszego opracowania jes idenyfikacja wahao

Bardziej szczegółowo

MATERIAŁY I STUDIA. Metody spektralne w analizie cyklu koniunkturalnego gospodarki polskiej. Zeszyt nr 252. Paweł Skrzypczyński. Warszawa, 2010 r.

MATERIAŁY I STUDIA. Metody spektralne w analizie cyklu koniunkturalnego gospodarki polskiej. Zeszyt nr 252. Paweł Skrzypczyński. Warszawa, 2010 r. MATERIAŁY I STUDIA Zesz nr 5 Meod spekralne w analizie cklu koniunkuralnego gospodarki polskie Paweł Skrzpczński Warszawa, r. Chciałbm podziękować prof. Tomaszowi Kuszewskiemu za wsparcie oraz cenne uwagi

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

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

Prognoza skutków handlowych przystąpienia do Europejskiej Unii Monetarnej dla Polski przy użyciu uogólnionego modelu grawitacyjnego

Prognoza skutków handlowych przystąpienia do Europejskiej Unii Monetarnej dla Polski przy użyciu uogólnionego modelu grawitacyjnego Bank i Kredy 40 (1), 2009, 69 88 www.bankikredy.nbp.pl www.bankandcredi.nbp.pl Prognoza skuków handlowych przysąpienia do Europejskiej Unii Monearnej dla Polski przy użyciu uogólnionego modelu grawiacyjnego

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

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

Nawigator W którym miejscu cyklu jesteśmy?

Nawigator W którym miejscu cyklu jesteśmy? Sreszczenie Nawigaor W kórym miejscu cyklu jeseśmy? W październikowym Nawigaorze prezenujemy prognozy makroekonomiczne na 7 rok zbliżone do ych prezenowanych miesiąc emu. W konekście rewizji przez NBP

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

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

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

PROGNOZOWANIE W ZARZĄDZANIU PRZEDSIĘBIORSTWEM

PROGNOZOWANIE W ZARZĄDZANIU PRZEDSIĘBIORSTWEM PROGNOZOWANIE W ZARZĄDZANIU PRZEDSIĘBIORSTWEM prof. dr hab. Paweł Dimann 1 Znaczenie prognoz w zarządzaniu firmą Zarządzanie firmą jes nieusannym procesem podejmowania decyzji, kóry może być zdefiniowany

Bardziej szczegółowo

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

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

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

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

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

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

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

MODEL GOSPODARKI POLSKIEJ ECMOD

MODEL GOSPODARKI POLSKIEJ ECMOD WYDZIAŁ PROJEKCJI MAKROEKONOMICZNYCH DAMS 25 KWIETNIA 2007 R. MODEL GOSPODARKI POLSKIEJ ECMOD WERSJA Z KWIETNIA 2007 R. 1 PODSUMOWANIE ZMIAN WPROWADZONYCH DO MODELU ECMOD OD MAJA 2005 R. DO KWIETNIA 2007

Bardziej szczegółowo

1. Podstawowe pojęcia ekonometrii

1. Podstawowe pojęcia ekonometrii Tadeusz W.Boł, Wkład z ekonomerii. Podsawowe ojęcia ekonomerii.. Ekonomeria jako nauka Ekonomeria jes dscliną ekonomiczną, kóra zajmuje się nadawaniem emircznej reści ariorcznm rawom ekonomii. Zajmuje

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

PROGNOZOWANIE. Ćwiczenia 2. mgr Dawid Doliński

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

Bardziej szczegółowo

EFEKT 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

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

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

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

ZAŁOŻENIA NEOKLASYCZNEJ TEORII WZROSTU EKOLOGICZNIE UWARUNKOWANEGO W MODELOWANIU ZRÓWNOWAŻONEGO ROZWOJU REGIONU. Henryk J. Wnorowski, Dorota Perło

ZAŁOŻENIA NEOKLASYCZNEJ TEORII WZROSTU EKOLOGICZNIE UWARUNKOWANEGO W MODELOWANIU ZRÓWNOWAŻONEGO ROZWOJU REGIONU. Henryk J. Wnorowski, Dorota Perło 0-0-0 ZAŁOŻENIA NEOKLASYCZNEJ TEORII WZROSTU EKOLOGICZNIE UWARUNKOWANEGO W MODELOWANIU ZRÓWNOWAŻONEGO ROZWOJU REGIONU Henryk J. Wnorowski, Doroa Perło Plan wysąpienia Cel referau. Kluczowe założenia neoklasycznej

Bardziej szczegółowo

ROZDZIAŁ 10 WPŁYW DYSKRECJONALNYCH INSTRUMENTÓW POLITYKI FISKALNEJ NA ZMIANY AKTYWNOŚCI GOSPODARCZEJ

ROZDZIAŁ 10 WPŁYW DYSKRECJONALNYCH INSTRUMENTÓW POLITYKI FISKALNEJ NA ZMIANY AKTYWNOŚCI GOSPODARCZEJ Ryszard Barczyk ROZDZIAŁ 10 WPŁYW DYSKRECJONALNYCH INSTRUMENTÓW POLITYKI FISKALNEJ NA ZMIANY AKTYWNOŚCI GOSPODARCZEJ 1. Wsęp Organy pańswa realizując cele poliyki sabilizacji koniunkury gospodarczej sosują

Bardziej szczegółowo

Analiza efektywności kosztowej w oparciu o wskaźnik dynamicznego kosztu jednostkowego

Analiza efektywności kosztowej w oparciu o wskaźnik dynamicznego kosztu jednostkowego TRANSFORM ADVICE PROGRAMME Invesmen in Environmenal Infrasrucure in Poland Analiza efekywności koszowej w oparciu o wskaźnik dynamicznego koszu jednoskowego dr Jana Rączkę Warszawa, 13.06.2002 2 Spis reści

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

Harmonogram czyszczenia z osadów sieci wymienników ciepła w trakcie eksploatacji instalacji na przykładzie destylacji rurowo-wieżowej

Harmonogram czyszczenia z osadów sieci wymienników ciepła w trakcie eksploatacji instalacji na przykładzie destylacji rurowo-wieżowej Mariusz Markowski, Marian Trafczyński Poliechnika Warszawska Zakład Aparaury Przemysłowe ul. Jachowicza 2/4, 09-402 Płock Harmonogram czyszczenia z osadów sieci wymienników ciepła w rakcie eksploaaci insalaci

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

Analiza danych DRZEWA DECYZYJNE. Drzewa decyzyjne. Entropia. http://zajecia.jakubw.pl/ test 1 dopełnienie testu 1

Analiza danych DRZEWA DECYZYJNE. Drzewa decyzyjne. Entropia. http://zajecia.jakubw.pl/ test 1 dopełnienie testu 1 Analiza danych Drzewa decyzyjne. Enropia. Jakub Wróblewski jakubw@pjwsk.edu.pl hp://zajecia.jakubw.pl/ DRZEWA DECYZYJNE Meoda reprezenacji wiedzy (modelowania ablic decyzyjnych). Pozwala na przejrzysy

Bardziej szczegółowo

Wpływ integracji monetarnej na wymianę towarową w warunkach kryzysu gospodarczego

Wpływ integracji monetarnej na wymianę towarową w warunkach kryzysu gospodarczego No. 158 NBP Working Paper Maeriały i Sudia nr 300 www.nbp.pl Wpływ inegracji monearnej na wymianę owarową w warunkach kryzysu gospodarczego Elżbiea Czarny, Paweł Folfas, Kaarzyna Śledziewska, Barosz Wikowski

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

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

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

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

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

ĆWICZENIE NR 43 U R I (1)

ĆWICZENIE NR 43 U R I (1) ĆWCZENE N 43 POMY OPO METODĄ TECHNCZNĄ Cel ćwiczenia: wyznaczenie warości oporu oporników poprzez pomiary naężania prądu płynącego przez opornik oraz napięcia na oporniku Wsęp W celu wyznaczenia warości

Bardziej szczegółowo

Rola naturalnej stopy procentowej w polskiej polityce pieniężnej

Rola naturalnej stopy procentowej w polskiej polityce pieniężnej Rola nauralnej sopy procenowej w polskiej poliyce pieniężnej Michał Brzoza-Brzezina 1 Sreszczenie W poniższym arykule, do oszacowania nauralnej sopy procenowej w Polsce wykorzysane zosały usalenia eoreyczne

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

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

KOSZTOWA OCENA OPŁACALNOŚCI EKSPLOATACJI WĘGLA BRUNATNEGO ZE ZŁOŻA LEGNICA ZACHÓD **

KOSZTOWA OCENA OPŁACALNOŚCI EKSPLOATACJI WĘGLA BRUNATNEGO ZE ZŁOŻA LEGNICA ZACHÓD ** Górnicwo i Geoinżynieria Rok 31 Zeszy 2 2007 Kazimierz Czopek* KOSZTOWA OCENA OPŁACALNOŚCI EKSPLOATACJI WĘGLA BRUNATNEGO ZE ZŁOŻA LEGNICA ZACHÓD ** 1. Wprowadzenie Uwzględniając ylko prosy bilans energii

Bardziej szczegółowo

Determinanty oszczêdzania w Polsce P r a c a z b i o r o w a p o d r e d a k c j ¹ B a r b a r y L i b e r d y

Determinanty oszczêdzania w Polsce P r a c a z b i o r o w a p o d r e d a k c j ¹ B a r b a r y L i b e r d y Deerminany oszczêdzania w Polsce P r a c a z b i o r o w a p o d r e d a k c j ¹ B a r b a r y L i b e r d y W a r s z a w a, 1 9 9 9 nr 28 Prezenowane w serii Rapory CASE sanowiska meryoryczne wyra aj¹

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

A.Światkowski. Wroclaw University of Economics. Working paper

A.Światkowski. Wroclaw University of Economics. Working paper A.Światkowski Wroclaw University of Economics Working paper 1 Planowanie sprzedaży na przykładzie przedsiębiorstwa z branży deweloperskiej Cel pracy: Zaplanowanie sprzedaży spółki na rok 2012 Słowa kluczowe:

Bardziej szczegółowo

Raport specjalny: Nr 7-8/2010 Finanse publiczne w Polsce potrzeba odważnych działań 9.07.2010

Raport specjalny: Nr 7-8/2010 Finanse publiczne w Polsce potrzeba odważnych działań 9.07.2010 Miesięcznik Makroekonomiczny Banku BPH Rapor specjalny: Nr 7-8/2010 Finanse publiczne w Polsce porzeba odważnych działań 9.07.2010 Prognozy króko i średnioerminowe W lipcowo-sierpniowym wydaniu Nawigaora

Bardziej szczegółowo

WIELOCZYNNIKOWA PREDYKCJA MATEMATYCZNA CEN METALI KOLOROWYCH W KRYZYSIE ROKU 2008/9

WIELOCZYNNIKOWA PREDYKCJA MATEMATYCZNA CEN METALI KOLOROWYCH W KRYZYSIE ROKU 2008/9 Andrzej Augustnek, Jan Tadeusz Duda WIELOCZYIOWA PREDYCJA MATEMATYCZA CE METALI OLOROWYCH W RYZYSIE ROU 008/9. Wprowadzenie Świat podjął walkę z krzsem. Rząd krajów wkonują skoordnowane (lub nie) ruch

Bardziej szczegółowo

WPŁYW RUCHU DROGOWEGO NA POZIOM ZANIECZYSZCZEŃ POWIETRZA ORAZ RYZYKO CHORÓB UKŁADU ODDECHOWEGO. CZ. I OPIS

WPŁYW RUCHU DROGOWEGO NA POZIOM ZANIECZYSZCZEŃ POWIETRZA ORAZ RYZYKO CHORÓB UKŁADU ODDECHOWEGO. CZ. I OPIS MODELOWANIE INśYNIERSKIE ISSN 1896-771X 37, s. 11-18, Gliwice 2009 WPŁYW RUCHU DROGOWEGO NA POZIOM ZANIECZYSZCZEŃ POWIETRZA ORAZ RYZYKO CHORÓB UKŁADU ODDECHOWEGO. CZ. I OPIS ZALEśNOŚCI POZIOMÓW ZANIECZYSZCZEŃ

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

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

ZASTOSOWANIE STANDARDOWEGO MODELU TOBITOWEGO

ZASTOSOWANIE STANDARDOWEGO MODELU TOBITOWEGO Jerz Marze, Kaedra Ekonomerii i Badań Operajn, Uniwerse Ekonomizn w Krakowie 1 Jerz Marze Akademia Ekonomizna Krakowie ZASTOSOWANIE STANDARDOWEGO MODELU TOBITOWEGO W PROGNOZOWANIU OPÓŹNIENIA W SPŁACIE

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

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

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

NAPRAWY GWARANCYJNE I POGWARANCYJNE CIĄGNIKÓW ROLNICZYCH JAKO POTRANSAKCYJNE ELEMENTY LOGISTYCZNEJ OBSŁUGI KLIENTA

NAPRAWY GWARANCYJNE I POGWARANCYJNE CIĄGNIKÓW ROLNICZYCH JAKO POTRANSAKCYJNE ELEMENTY LOGISTYCZNEJ OBSŁUGI KLIENTA Inżynieria Rolnicza 2(100)/2008 NAPRAWY GWARANCYJNE I POGWARANCYJNE CIĄGNIKÓW ROLNICZYCH JAKO POTRANSAKCYJNE ELEMENTY LOGISTYCZNEJ OBSŁUGI KLIENTA Sławomir Juściński Kaedra Energeyki i Pojazdów Uniwersye

Bardziej szczegółowo

Technologie informatyczne dźwignią rozwoju Polski? Streszczenie

Technologie informatyczne dźwignią rozwoju Polski? Streszczenie Marcin Piąkowski 1 Technologie informayczne dźwignią rozwou Polski? Sreszczenie Technologie informayczne i elekomunikacyne (TIT) miały znaczący wpływ na wzros PKB i wydaności pracy w Polsce i w kilku wybranych

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

System zielonych inwestycji (GIS Green Investment Scheme)

System zielonych inwestycji (GIS Green Investment Scheme) PROGRAM PRIORYTETOWY Tyuł programu: Sysem zielonych inwesycji (GIS Green Invesmen Scheme) Część 6) SOWA Energooszczędne oświelenie uliczne. 1. Cel programu Ograniczenie lub uniknięcie emisji dwulenku węgla

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

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

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

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

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

dr inż. MARCIN MAŁACHOWSKI Instytut Technik Innowacyjnych EMAG

dr inż. MARCIN MAŁACHOWSKI Instytut Technik Innowacyjnych EMAG dr inż. MARCIN MAŁACHOWSKI Insyu Technik Innowacyjnych EMAG Wykorzysanie opycznej meody pomiaru sężenia pyłu do wspomagania oceny paramerów wpływających na możliwość zaisnienia wybuchu osiadłego pyłu węglowego

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

ROZDZIAŁ 7 WPŁYW SZOKÓW GOSPODARCZYCH NA RYNEK PRACY W STREFIE EURO

ROZDZIAŁ 7 WPŁYW SZOKÓW GOSPODARCZYCH NA RYNEK PRACY W STREFIE EURO Samer Masri ROZDZIAŁ 7 WPŁYW SZOKÓW GOSPODARCZYCH NA RYNEK PRACY W STREFIE EURO Najbardziej rewolucyjnym aspektem ogólnej teorii Keynesa 1 było jego jasne i niedwuznaczne przesłanie, że w odniesieniu do

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

Bezpośrednie inwestycje zagraniczne w Unii Europejskiej w świetle teorii rozwoju regionalnego i teorii lokalizacji

Bezpośrednie inwestycje zagraniczne w Unii Europejskiej w świetle teorii rozwoju regionalnego i teorii lokalizacji T.Laocha, Bezpośrednie inwesycje zagraniczne w UE w świele eorii Tomasz Laocha * Bezpośrednie inwesycje zagraniczne w Unii Europejskiej w świele eorii rozwoju regionalnego i eorii lokalizacji 1. Wprowadzenie

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

MATEMATYKA wykład 1. Ciągi. Pierwsze 2 ciągi są rosnące (do nieskończoności), zaś 3-i ciąg jest zbieŝny do zera. co oznaczamy przez

MATEMATYKA wykład 1. Ciągi. Pierwsze 2 ciągi są rosnące (do nieskończoności), zaś 3-i ciąg jest zbieŝny do zera. co oznaczamy przez MATEMATYKA wkład Ciągi,, 2, 3, 4,,, 3, 5, 7, 9,,,,,,,,, są przkładami ciągów 2 4 6 8 Pierwsze 2 ciągi są rosące (do ieskończoości), zaś 3-i ciąg jes zbieŝ do zera co ozaczam przez lim a ch 2-óch ciągów,

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

MAKROEKONOMIA II KATARZYNA ŚLEDZIEWSKA

MAKROEKONOMIA II KATARZYNA ŚLEDZIEWSKA MAKROEKONOMIA II KATARZYNA ŚLEDZIEWSKA WYKŁAD VII: CYKLE KONIUNKTURALNE Co to jest cykl koniunkturalny? Mierzenie cyklu koniunkturalnego Fakty dot. cyklu koniunkturalnego Cykle koniunkturalne w klasycznej

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

Metody ilościowe w systemie prognozowania cen produktów rolnych. Mariusz Hamulczuk Cezary Klimkowski Stanisław Stańko

Metody ilościowe w systemie prognozowania cen produktów rolnych. Mariusz Hamulczuk Cezary Klimkowski Stanisław Stańko Meody ilościowe w sysemie prognozowania cen produków rolnych nr 89 2013 Mariusz Hamulczuk Cezary Klimkowski Sanisław Sańko Meody ilościowe w sysemie prognozowania cen produków rolnych Meody ilościowe

Bardziej szczegółowo

Ruch płaski. Bryła w ruchu płaskim. (płaszczyzna kierująca) Punkty bryły o jednakowych prędkościach i przyspieszeniach. Prof.

Ruch płaski. Bryła w ruchu płaskim. (płaszczyzna kierująca) Punkty bryły o jednakowych prędkościach i przyspieszeniach. Prof. Ruch płaski Ruchem płaskim nazywamy ruch, podczas kórego wszyskie punky ciała poruszają się w płaszczyznach równoległych do pewnej nieruchomej płaszczyzny, zwanej płaszczyzną kierującą. Punky bryły o jednakowych

Bardziej szczegółowo

PORÓWNANIE EKONOMICZNE ELEKTROWNI GAZOWO - PAROWYCH BEZ I Z WYCHWYTEM CO 2

PORÓWNANIE EKONOMICZNE ELEKTROWNI GAZOWO - PAROWYCH BEZ I Z WYCHWYTEM CO 2 Sr. 88 Rynek nergii Nr 3(112) - 2014 PORÓWNANI KONOMIZN LKTROWNI GAZOWO - PAROWYH BZ I Z WYHWYTM O 2 Maeusz Brzęczek, Marcin Job Słowa kluczowe: ekrownie gazowo parowe, insalacja wychwyu O 2, spalanie

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

Kobiety w przedsiębiorstwach usługowych prognozy nieliniowe

Kobiety w przedsiębiorstwach usługowych prognozy nieliniowe Pior Srożek * Kobiey w przedsiębiorswach usługowych prognozy nieliniowe Wsęp W dzisiejszym świecie procesy społeczno-gospodarcze zachodzą bardzo dynamicznie. W związku z ym bardzo zmienił się sereoypowy

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

EFEKTYWNOŚĆ INWESTYCJI MODERNIZACYJNYCH. dr inż. Robert Stachniewicz

EFEKTYWNOŚĆ INWESTYCJI MODERNIZACYJNYCH. dr inż. Robert Stachniewicz EFEKTYWNOŚĆ INWESTYCJI MODERNIZACYJNYCH dr inż. Rober Sachniewicz METODY OCENY EFEKTYWNOŚCI PROJEKTÓW INWESTYCYJNYCH Jednymi z licznych celów i zadań przedsiębiorswa są: - wzros warości przedsiębiorswa

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

Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska

Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska A.02.2 Jerzy Czesław Ossowski Kaedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorswem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Poliechnika Gdaska Marcin Judycki Dresdner Kleinwor Wassersein - London VII Seminarium Naukowe Kaedry

Bardziej szczegółowo

ROZDZIAŁ 9 EMPIRYCZNA ANALIZA WPŁYWU BEZPOŚREDNICH INWESTYCJI ZAGRANICZNYCH NA WZROST GOSPODARCZY W POLSCE W LATACH 1996-2004

ROZDZIAŁ 9 EMPIRYCZNA ANALIZA WPŁYWU BEZPOŚREDNICH INWESTYCJI ZAGRANICZNYCH NA WZROST GOSPODARCZY W POLSCE W LATACH 1996-2004 Agnieszka Szczepkowska-Flis ROZDZIAŁ 9 EMPIRYCZNA ANALIZA WPŁYWU BEZPOŚREDNICH INWESTYCJI ZAGRANICZNYCH NA WZROST GOSPODARCZY W POLSCE W LATACH 1996-2004 1. Wsęp W lieraurze przedmiou dominuje pogląd,

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

Skrypt do przedmiotu pt. Analiza rynku

Skrypt do przedmiotu pt. Analiza rynku 1 Skrpt do przedmiotu pt. Analiza rnku Wstęp Powstanie i rozwój gospodarki towarowej stworzł rnek w potocznm znaczeniu tego słowa, czli miejsce w którm w określonm czasie dokonwano wmian międz dostawcami

Bardziej szczegółowo

ANALIZA HARMONICZNA RZECZYWISTYCH PRZEBIEGÓW DRGAŃ

ANALIZA HARMONICZNA RZECZYWISTYCH PRZEBIEGÓW DRGAŃ Ćwiczenie 8 ANALIZA HARMONICZNA RZECZYWISTYCH PRZEBIEGÓW DRGAŃ. Cel ćwiczenia Analiza złożonego przebiegu drgań maszyny i wyznaczenie częsoliwości składowych harmonicznych ego przebiegu.. Wprowadzenie

Bardziej szczegółowo

Obszary zainteresowań (ang. area of interest - AOI) jako metoda analizy wyników badania eye tracking

Obszary zainteresowań (ang. area of interest - AOI) jako metoda analizy wyników badania eye tracking Inerfejs użykownika - Kansei w prakyce 2009 107 Obszary zaineresowań (ang. area of ineres - AOI) jako meoda analizy wyników badania eye racking Pior Jardanowski, Agencja e-biznes Symeria Ul. Wyspiańskiego

Bardziej szczegółowo

LINIA DŁUGA Konspekt do ćwiczeń laboratoryjnych z przedmiotu TECHNIKA CYFROWA

LINIA DŁUGA Konspekt do ćwiczeń laboratoryjnych z przedmiotu TECHNIKA CYFROWA LINIA DŁUGA Z Z, τ e u u Z L l Konspek do ćwiczeń laboraoryjnych z przedmiou TECHNIKA CYFOWA SPIS TEŚCI. Definicja linii dłuiej... 3. Schema zasępczy linii dłuiej przedsawiony za pomocą elemenów o sałych

Bardziej szczegółowo