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

Save this PDF as:
 WORD  PNG  TXT  JPG

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

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

Transkrypt

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

2 Maeriały i Sudia nr 312 Sały czy płynny? Model PVEC realnego kursu waluowego dla krajów Europy Środkowo-Wschodniej implikacje dla Polski Pior Kębłowski Insyu Ekonomiczny Warszawa, 2015 r.

3 Pior Kębłowski Kaedra Modeli i Prognoz Ekonomerycznych, Wydział Ekonomiczno- -Socjologiczny, Uniwersye Łódzki; Projek badawczy zosał zrealizowany w ramach konkursu na projeky badawcze NBP przeznaczone do realizacji w 2014 r. oraz sfinansowany ze środków Narodowego Banku Polskiego. Wydał: Narodowy Bank Polski Deparamen Edukacji i Wydawnicw ul. Święokrzyska 11/ Warszawa el ISSN Copyrigh Narodowy Bank Polski, 2015

4 Spis reści Wsęp 5 1. Panelowy wekorowy model koreky błędem zarys meodologiczny 8 2. Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Urealnianie kursu waluowego Model CHEER Model BEER Bilans handlowy a realny kurs waluowy model BEER-NX Podsumowanie i wnioski 56 Bibliografia 58 Spis reści 1 Maeriały i Sudia nr 312 3

5 Sreszczenie Sreszczenie Celem opracowania jes analiza korzyści i sra związanych z wyborem sysemu sałego kursu waluowego PLN/EUR, uwzględniająca poencjalne konsekwencje w kszałowaniu się salda obroów owarowych handlu zagranicznego Polski. Analiza prowadzona jes: dla Polski, dla panelu nowych członków UE z płynnym kursem waluowym oraz dla panelu nowych członków UE ze szywnym kursem waluowym (w większości należących obecnie do srefy euro). Badanie przeprowadzono za pomocą panelowego wekorowego modelu koreky błędem, kóry umożliwia właściwe uwzględnienie dynamicznych zależności międzyprzekrojowych wynikających z charakeru międzynarodowego rynku handlu waluą oraz silnych powiązań gospodarczych ych krajów. Wyniki badania wskazują z jednej srony na sacjonarność relaywnego wewnęrznego kursu waluowego od 2007 roku i brak rendu aprecjacyjnego realnego kursu waluowego w ym okresie, co oznacza, że przyjęcie sysemu szywnego kursu waluowego nie powinno prowadzić, do niekorzysnych zjawisk, akich jak deprecjacja/aprecjacja wewnęrzna, czy uraa konkurencyjności międzynarodowej i pogorszenie bilansu handlowego Polski. Wskazano również, że isoną deerminaną bilansu handlowego Polski, poza czynnikami popyowymi i cenowymi, jes również czynnik konkurencyjności pozacenowej, reprezenowany przez relaywną różnicę wydajności pracy. Słowa kluczowe: sysem kursu waluowego, realny kurs waluowy, bilans handlowy, model CHEER, model BEER JEL: C33, E44, F Narodowy Bank Polski

6 Wsęp Wsęp Głównym celem opracowania jes analiza korzyści i sra związanych z wyborem sysemu sałego kursu waluowego PLN/EUR, uwzględniająca poencjalne konsekwencje w kszałowaniu się salda obroów owarowych handlu zagranicznego Polski. Proces ransformacji gospodarek krajów Europy Środkowo-Wschodniej, kóry posępuje od począku la dziewięćdziesiąych XX wieku wskazuje na isone różnice w poliyce gospodarczej, w ym monearnej, ych krajów. Jednym z isonych celów poliyki monearnej jes sabilizacja poziomu kursu waluowego. Rozszerzenie Unii Europejskiej o kraje Europy Środkowo-Wschodniej, kóre dokonało się w pierwszej dekadzie XXI wieku, doprowadziło do zróżnicowania poliyki gospodarczej nowych członków UE w ym zakresie. Z jednej srony, część nowych członków UE, reprezenujących w większości gospodarki relaywnie nieduże, w ym: Bułgaria, Esonia, Liwa, Łowa, Słowacja, Słowenia, zdecydowała się przyjąć/pozosać w sysemie sałego kursu waluowego. Kraje e, z wyjąkiem Bułgarii, przysąpiły nasępnie lub przysąpią wkróce (Liwa) do unii monearnej (Unia Gospodarcza i Waluowa srefa euro), rezygnując ym samym z samodzielnej poliyki monearnej. Z drugiej srony, pozosali nowi członkowie UE, w ym Czechy, Chorwacja, Polska, Rumunia, Węgry, j. kraje o gospodarkach w większości średnich w ramach UE, konynuują prowadzenie samodzielnej poliyki monearnej, a sysem ich kursów waluowych względem euro należy określić jako prawie płynny. Absrahując od znacznie rozleglejszych nasępsw całkowiej rezygnacji z samodzielnej poliyki monearnej, sama decyzja o wyborze sysemu kursu waluowego ma isone konsekwencje. Z jednej srony, wpływa na możliwość/szybkość dososowania konkurencyjności cenowej w handlu międzynarodowym, wpływając ym samym poencjalnie na saldo handlu zagranicznego w krókim lub w długim okresie. Z drugiej srony, szywny kurs wymiany wyklucza jedną z barier w handlu międzynarodowym jaką jes ryzyko waluowe. Dlaego eż do celów szczegółowych badania należy wskazanie deerminan i objaśnienie mechanizmów opisujących kszałowanie się: (i) 3 Maeriały i Sudia nr 312 5

7 równowagi realnego kursu waluowego w sysemach: sałego i płynnego kursu waluowego, w ym związku realnego kursu waluowego z dysparyeem realnych sóp procenowych, (ii) bilansu w handlu międzynarodowym w odniesieniu do realnego kursu waluowego, (iii) wpływu relaywnie szybszego wzrosu wydajności pracy w gospodarkach nowych członków UE, w porównaniu do gospodarek rozwinięych UE, na realny kurs waluowy oraz saldo handlu zagranicznego. Analiza wymienionych powyżej mechanizmów prowadzona jes za pomocą panelowego wekorowego modelu koreky błędem. Takie środowisko saysyczne modelowania ekonomerycznego pozwala na, po pierwsze, wyodrębnienie dwóch względnie homogenicznych grup gospodarek krajów ransformujących się/prawie rozwinięych, a po drugie, właściwe uwzględnienie dynamicznych zależności międzyprzekrojowych wynikających z charakeru międzynarodowego rynku handlu waluą oraz silnych powiązań gospodarczych ych krajów, będących z kolei konsekwencją bliskości położenia i wspólnych cech procesu ransformacji ych gospodarek. Zaem analiza wskazanych mechanizmów skupiona jes kolejno na: Polsce, panelu nowych członków UE z płynnym kursem waluowym (panel A) oraz panelu nowych członków UE ze szywnym kursem waluowym (panel B). Pewien punk odniesienia sanowi panel krajów rozwinięych należących lub sowarzyszonych z UE, kóre jednak prowadzą samodzielną poliykę monearną (Dania, Islandia, Szwajcaria, Szwecja, Norwegia, Wielka Bryania panel C). Srukura opracowania jes nasępująca. W pierwszym rozdziale przedsawiony zosał zarys meodologiczny modelowania ekonomerycznego na podsawie panelowego wekorowego modelu koreky błędem, kórego szczególnym (jednoprzekrojowym) przypadkiem jes klasyczny model koreky błędem, sosowany częso w analizach makroekonomicznych. Rozdział drugi omawia eoreyczne przesłanki wskazujące na mechanizmy deerminujące realny kurs waluowy, przedsawia dane wykorzysane w badaniu i ich własności dynamiczne oraz wskazuje na różnice i podobieńswa w kszałowaniu się opisywanych zjawisk w poszczególnych panelach. W ym rozdziale zawaro również wyniki modelowania ekonomerycznego realnego kursu waluowego na podsawie modeli CHEER oraz BEER. Rozdział czwary przedsawia analizę sysemu bilansu handlowego Polski, 4 6 Narodowy Bank Polski

8 Wsęp uwzględniającą czynnik konkurencyjności cenowej, czynnik konkurencyjności poza cenowej, reprezenowany przez relaywną wydajność pracy oraz krajowy i zagraniczny czynnik popyowy. W rozdziale czwarym zawaro podsumowanie wraz z próbą nakreślenia scenariusza ewolucji bilansu handlowego Polski w przypadku przyjęcia sałego kursu waluowego PLN/EUR, jak i pozosania w sysemie kursu płynnego. 5 Maeriały i Sudia nr 312 7

9 Rozdział 1 1. Panelowy wekorowy model koreky błędem zarys meodologiczny Empiryczna analiza danych niesacjonarnych prowadzona jes zwykle za pomocą wekorowych modeli koreky błędem dla szeregów czasowych. Zasosowanie ej klasy modeli pozwala na odpowiednie uwzględnienie własności dynamicznych procesu generującego rozważany sysem oraz właściwe szacowanie relacji pomiędzy zmiennymi, kóre mają wówczas charaker związków długookresowych, a nie pozornych. Jednak posępujące procesy wzrosu handlu międzynarodowego i międzynarodowych przepływów kapiałowych wskazują, iż modelowanie poszczególnych gospodarek/rynków finansowych oddzielnie może prowadzić do pominięcia isonej informacji wynikającej z wymiaru przekrojowego zjawiska. Modele szeregów czasowych nie uwzględniają bowiem związków pomiędzy zmiennymi pochodzącymi z różnych przekroi (krajów, sekorów gospodarki, ip.). Jednowymiarowe modele niesacjonarnych danych przekrojowo-czasowych (panelowych), opare na esymaorze dynamicznej meody najmniejszych kwadraów lub w pełni zmodyfikowanej meody najmniejszych kwadraów oraz esach koinegracji Kao (1999), Pedroniego (2004), czy McCoskey i Kao (1998), nie sanowią jednak poprawnego środowiska modelowania akich danych. Modele jednowymiarowe pomijają bowiem isoną cześć informacji o procesie generującym dane (por. Kębłowski 2007, 2009) a jednocześnie nie umożliwiają dekompozycji przesrzeni koinegrującej, gdy w sysemie wysępuje więcej niż jeden związek długookresowy. Dlaego eż rozwijane w osanich laach meody wielowymiarowej analizy koinegracyjnej danych panelowych (zob. Groen i Kleibergen 2001, Jacobson i in. 2002, Larsson i Lyhagen 1999, Larsson i in. 1998, Lyhagen 2000) sanowią właściwe środowisko modelowania dla danych makroekonomicznych, w szczególności w sysemach zawierających zmienne z rynku finansowego. Niech y y y y oznacza wekor zmiennych zinegrowanych i 1i 2i Pi w sopniu pierwszym w przekroju i oraz okresie, a y y 1 y2 yi definiuje wekor zmiennych sochasycznych w poszczególnych przekrojach w okresie. 6 8 Narodowy Bank Polski

10 Panelowy wekorowy model koreky błędem zarys meodologiczny Panelowy, wielowymiarowy model, uwzględniający niezerowość kowariancji zmiennych z różnych przekroi i okresów, można zapisać nasępująco: K 1 y Πy Γ y ε, (1) 1 k k k 1 gdzie Π oraz Γ k są macierzami paramerów o wymiarach IP IP, y,, y k i oznaczają wekory pierwszych przyrosów zmiennych, ε ε ε ε ε 1 2 I ~ N 0Ω ;. Jeżeli w analizowanym sysemie wysępują związki długookresowe, IP wówczas możliwa jes dekompozycja macierzy mnożników długookresowych Π na macierz paramerów związków długookresowych B oraz macierz ich wag A, a panelowy, wielowymiarowy model koreky błędem (PVEC) można wówczas zapisać nasępująco: K 1 y ABy Γ y ε, (2) 1 k k k 1 lub ekwiwalennie: y 1 y 2 yi A11 A12 A1I Β 11 Β 12 Β 1I A21 A22 A 2 I Β21 Β 22 Β 2 I y1, 1y2, 1 yi, 1 A A A Β Β Β I1 I 2 II I1 I 2 II Γ11, k Γ12, k Γ1 Ik, Γ21, k Γ22, k Γ K 1 2 Ik, 1, k 2, k I, k 1 2 I, y y y ε ε ε k 1 ΓI1, kγi2, k ΓII, k gdzie macierz wariancji-kowariancji wielowymiarowego składnika losowego dana Ω Ω Ω Ω Ω Ω jes jako Ω Ω 1 Ω 2 Ω I I I I II. W analizie danych panelowych zasadne może być założenie, iż nie wysępują międzyprzekrojowe związki długookresowe lub eż wyłącznie jedna (3) 7 Maeriały i Sudia nr 312 9

11 wybrana zmienna, np. poziom cen zagranicy w modelu prawa jednej ceny, wpływa na zmienne z różnych przekroi. Wówczas srukura macierzy związków długookresowych ma odpowiednio posać: Β Β 22 0 Β, (4a) 0 0 ΒII lub Β Β 22 0 Β 0 0 Β b b b II I1,1 I1,2 I1, I. (4b) W przypadku blokowo-diagonalnej srukury macierzy związków długookresowych w modelu PVEC zasadne może być posawienie i weryfikowanie hipoezy o wspólnej przesrzeni koinegrującej dla wszyskich przekroi: H 0 : Β11 Β22 ΒII. Macierz wekorów koinegrujących ma wówczas posać ΒII Β II 0 Β, a model PVEC można zapisać nasępująco: 0 0 ΒII y 1 y 2 yi A11 A 12 A1I ΒII 0 0 A A A 0 Β 0 A A A 0 0 Β I II y 1, 1 y 2, 1 y I, 1 I1 I 2 II II Γ Γ Γ Γ Γ Γ Γ Γ Γ 11, k 12, k 1 Ik, 21, k 22, k 2 Ik, I1, k I 2, k II, k K 1 y 1, k 2, k I, k 1 2 I, y y ε ε ε k 1 z niezmienioną srukurą macierzy wariancji-kowariancji składnika losowego. (5) 8 10 Narodowy Bank Polski

12 Panelowy wekorowy model koreky błędem zarys meodologiczny Porównanie klasycznej analizy szeregów czasowych zinegrowanych w sopniu pierwszym dla każdego przekroju oddzielnie z wielowymiarową analizą panelową wskazuje jak wiele bardzo resrykcyjnych założeń w odniesieniu do procesu generującego dane jes czynione w ym pierwszym przypadku. Klasyczna analiza sysemu zmiennych zinegrowanych w sopniu pierwszym, w przypadku szeregów przekrojowo-czasowych sprowadza się do rozważania blokowo-diagonalnej wersji równania (1), posaci: Π Π22 0 y y1 y2 yi 0 0 ΠII Γ , k 0 Γ K 1 22, k 0 1, k 2, k I, k 1 2 I y y y ε ε ε k1 gdzie 0 0 Γ ii II, k Π oraz Γ ii, k są macierzami paramerów o wymiarach P P, a macierz wariancji-kowariancji składnika losowego dana jes jako: Ω Ω 22 0 Ω. 0 0 ΩII Każdy z przekroi modelowany jes więc niezależnie od pozosałych, co oznacza, że a priori zakłada się: (i) brak międzyprzekrojowego wpływu procesu innowacji, (ii) brak międzyprzekrojowych związków dynamiki krókookresowej, (iii) brak międzyprzekrojowych związków mechanizmów koreky błędem, (iv) brak międzyprzekrojowych związków długookresowych. Wskazane powyżej założenia wskazują na isone ograniczenia sandardowej analizy oparej na niesacjonarnych szeregach czasowych. Założenia e wydają się być jednocześnie niespełnione w odniesieniu do analiz sysemów doyczących np. handlu międzynarodowego, czy rynków waluowych. Nauralnym środowiskiem modelowania akich sysemów makroekonomicznych jes model PVEC. (6) 9 Maeriały i Sudia nr

13 Rozdział 2 2. Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Właściwy punk odniesienia dla analiz długoerminowych zależności wiążących kurs waluowy sanowi podejście zasobowo-srumieniowe opare na równowadze rachunków: bieżącego i kapiałowego bilansu płaniczego. Jakkolwiek aki punk odniesienia pozwala rozważać różne konkurencyjne, mniej lub bardziej rozbudowane, empiryczne modele sysemu kursu waluowego, o jednak ich wspólną, konieczną cechą jes objaśnianie realnego kursu waluowego. Urealnianie kursu wymiany waluy krajowej może prowadzić jednak do objaśniania de faco różnych zmiennych. Mniej lub bardziej oczywise różnice wynikają z wyboru (i) waluy sanowiącej punk odniesienia (najczęściej: euro, dolar amerykański, koszyk walu), (ii) indeksów poziomu cen w kraju i za granicą. O ile rosnący i przeważający handel zagraniczny Polski z krajami wchodzącymi w skład srefy euro oraz perspekywa wsąpienia Polski do ej srefy deerminują, iż w cenrum zaineresowania znajdują się modele kursu wymiany złoy/euro, o yle empiryczne modele kursu opare są na różnych indeksach cen, kórych kszałowanie się w gospodarkach podlegających ransformacji przebiega odmiennie. Niech s oznacza krajowy, nominalny kurs wymiany, p oraz p są indeksami cen odpowiednio w kraju i za granicą (małymi lierami oznaczone są logarymy zmiennych, dużymi poziomy). Wówczas realny kurs waluowy można zdefiniować jako: q p p s. (7) Przyjęcie założeń posulujących, że (i) nie wszyskie dobra i usługi wchodzące w skład koszyka zagregowanego indeksu cen na poziomie producena podlegają wymianie międzynarodowej (zob. Balassa 1964, Samuelson 1964) oraz (ii) mechanizmem deerminującym kurs wymiany jes arbiraż, wskazuje na sałość, lub słabiej sacjonarność, realnego kursu waluowego deflowanego indeksami cen owarów podlegających wymianie międzynarodowej: q p p s, (8) T T T gdzie indeksy cen owarów i usług konsumpcyjnych w kraju i za granicą dekomponowane są na indeksy cen owarów wymiennych i niewymiennych: Narodowy Bank Polski

14 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa T NT p p 1 p, (9a) T NT p p 1 p. (9b) Podsawienie równań (8), (9a) i (9b) do równania (7) prowadzi do związku: 1 1 q p p p p q. (10) NT T NT T T Przyjmując nado dodakowego założenie, że udział owarów i usług konsumpcyjnych nie podlegających wymianie międzynarodowej jes aki sam w kraju, jak i za granicą wskazuje, iż: 1 q p p p p q. (11) NT T NT T T Wówczas ewenualna niesałość/niesacjonarność realnego kursu waluowego deflowanego indeksami cen wszyskich owarów i usług konsumpcyjnych może wynikać jedynie z niesałości/niesacjonarności relaywnej różnicy indeksów cen owarów wymiennych i niewymiennych. Przyjmując dalej szereg resrykcyjnych założeń Balassa (1964) i Samuelson (1964) wskazują, że niesacjonarność różnicy indeksów cen owarów wymiennych i niewymiennych wynika z różnej dynamiki ogólnej produkywności czynników produkcji w sekorze owarów wymiennych i niewymiennych: NT T 1 T NT p p a a, (12) gdzie i są paramerami funkcji produkcji ypu Cobba-Douglasa, posaci: 1 Y A L K, (13a) T T T T 1 Y A L K, (13b) NT NT NT NT T A i NT A oznaczają ogólną produkywność czynników produkcji w sekorze owarów wymiennych i niewymiennych, T L i NT L o nakłady pracy, T K i sanowią nakłady kapiału, a rzema kropkami oznaczono czynniki, o kórych założyć należy, iż są sacjonarne (szerzej w: Chmielewski 2003). Korzysając z poencjalnego związku danego wzorem (12) równanie (11) można zapisać nasępująco: 1 q a a a a q. (14) 1 T NT 1 T NT T NT K 11 Maeriały i Sudia nr

15 Z równania ego wynika zaem, że niesałość/niesacjonarność realnego kursu waluowego deflowanego ogólnymi indeksami cen owarów i usług konsumpcyjnych może być indukowana przez różne dynamiki ogólnej produkywności czynników produkcji w sekorze owarów wymiennych i niewymiennych, zarówno w kraju, jak i za granicą. Zaem, (i) wyższa pracochłonność produkcji w sekorze dóbr i usług niepodlegających wymianie międzynarodowej ( ), (ii) relaywnie szybszy wzros ogólnej produkywności czynników produkcji w sekorze dóbr i usług podlegających wymianie, mogą poencjalnie wpływać na aprecjację/deprecjację waluy krajowej. W przypadku, gdy walua krajowa doyczy kraju podlegającego procesowi ransformacji gospodarczej, a zagraniczny obszar waluowy sanowią kraje rozwinięe, wówczas równanie (14) sugeruje isnienie średnioerminowej presji aprecjacyjnej w okresie ransformacji gospodarki, co jes jednym ze skuków mechanizmu sugerowanego przez Balassę (1964) i Samuelsona (1964). Efek Balassy-Samuelsona sanowi jak doychczas jeden z ważniejszych paradygmaów modelowania realnego kursu waluowego złoy/euro. Należy jednak wskazać prace, w kórych efek en jes uważony a priori za nieisony (zob. Kębłowski i Welfe 2010, 2012, Kębłowski 2011), czy eż empirycznie wykazano jego saysycznie nieisony wpływ na kszałowanie się realnego kursu waluowego w długim okresie (zob. Kelm 2013) Urealnianie kursu waluowego Analizę czynników deerminujących kszałowanie się realnego kursu waluowego należy zacząć od wyboru wskaźników cen owarów wymiennych, wykorzysywanych do urealniania kursu. Jakkolwiek arbiraż doyczy cen owarów na poziomie konsumena, zwykle przyjmowanym indeksem cen owarów wymiennych jes ogólny indeks cen produkcji przemysłowej lub eż indeks cen w przewórswie przemysłowym. Kszałowanie się indeksów cen: usług konsumpcyjnych, owarów konsumpcyjnych oraz owarów przewórswa przemysłowego na poziomie producena w srefie euro oraz w Polsce przedsawiono odpowiednio na wykresach Narodowy Bank Polski

16 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Wykres 1. Indeksy cen na poziomie konsumena i producena w srefie euro Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau. Wykres 2. Indeksy cen na poziomie konsumena i producena w Polsce Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau. Porównanie kszałowania się indeksów cen usług konsumpcyjnych oraz owarów konsumpcyjnych pozwala posawić wsępną hipoezę, iż ceny owarów i usług charakeryzują się znaczącą lepkością. Jednakże, o ile kszałowanie się indeksów cen owarów na poziomie konsumena i producena jes zbliżone w przypadku srefy euro, o yle przebiegi ych indeksów w Polsce są znacząco różne. Zjawisko o można uzasadnić nasępująco. Po pierwsze, różnica indeksów cen owarów na poziomie konsumena i producena sanowi z definicji miarę zagregowanej marży w handlu krajowym. Wskazany przebieg ych indeksów 13 Maeriały i Sudia nr

17 sugerować może zaem, iż poziom zagregowanej marży handlowej w przypadku srefy euro jes usabilizowany (sacjonarny), z kolei w przypadku Polski, reprezenującej grupę krajów, w kórych zachodzi proces ransformacji gospodarczej, poziom zagregowanej marży w obrocie handlowym podlega wyraźnym długoerminowym dososowaniom (jes niesacjonarny). Po drugie, konsrukcja miernika cen producena w Polsce wskazuje, iż wskaźnik en poencjalnie może być podany na zmiany srukury dóbr uwzględnionych w Wykres 3. Różnica logarymów indeksów cen owarów konsumpcyjnych i cen producena w przewórswie przemysłowym w Polsce Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau. Wykres 4. Realny kurs waluowy w Polsce, podział wg deflaorów Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau Narodowy Bank Polski

18 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa badaniu. Różnicę logarymów indeksów cen owarów na poziomie konsumena i producena przedsawiono na wykresie 3. Niesacjonarność różnicy indeksów cen owarów na poziomie konsumena i producena implikuje różne kszałowanie się realnego kursu waluowego w zależności od zasosowanego deflaora. Kurs wymiany urealniany ogólnym deflaorem cen owarów i usług konsumpcyjnych wykazuje przebieg zbliżony do kursu urealnianego deflaorem cen owarów konsumpcyjnych. Z kolei, kurs wymiany urealniany deflaorem cen producena kszałuje się odmiennie od wcześniejszych, zawiera bowiem zmienność implikowanę przez niesacjonarną różnicę logarymów indeksów cen owarów na poziomie konsumena i producena. Dlaego eż analizy kursu waluowego urealnianego deflaorem cen producena mogą poencjalnie ławiej sprzyjać hipoezie o rendzie aprecjacyjnym w kursie wymiany. Różnica logarymów indeksów cen owarów wymiennych i niewymiennych definiuje wewnęrzny kurs waluowy, kórego poencjalna niesacjonarność jes warunkiem koniecznym zaisnienia mechanizmu opisanego przez Balassę (1964) i Samuelsona (1964), prowadzącego w konsekwencji m.in. do aprecjacji kursu wymiany. Porównanie różnicy logarymów indeksów cen owarów wymiennych (deflaor cen owarów konsumpcyjnych) i niewymiennych (deflaor cen usług konsumpyjnych) dla paneli A, B i C oraz srefy euro przedsawiono na wykresie 5. W przypadku paneli A i B zauważalny jes dość silny rend aprecjacyjny wewnęrznego kursu waluowego, kóry w przypadku większości krajów zanika ok roku, j. niedługo po rozszerzeniu UE w 2004 roku. Jedynie w przypadku Czech (panel A) i Słowacji (panel B) aprecjacja wewnęrznego kursu waluowego wysępuje dłużej, j. aż do roku Z drugiej srony, kszałowanie się wewnęrznego kursu waluowego w panelu A i B w dalszej części próby jes zbliżone do przebiegu wewnęrznego kursu waluowego dla srefy euro, co pozwala posawić hipoezę roboczą, iż relaywny wewnęrzny kurs waluowy saje się sacjonarny dla nowych członków UE po 2006 roku. Powierdzenie akiej hipoezy byłoby jednocześnie sympomem osiągnięcia pewnego eapu konwergencji gospodarek ych krajów do rozwinięych gospodarek UE. Z kolei wewnęrzny kurs 15 Maeriały i Sudia nr

19 Wykres 5. Wewnęrzny kurs waluowy, udział usług w koszyku owarów i usług konsumpcyjnych Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau Narodowy Bank Polski

20 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa waluowy dla panelu krajów UE pozosających poza unią monearną (panel C) kszałuje się odmiennie niż wewnęrzny kurs waluowy dla srefy euro, a jednocześnie cechuje się rendem aprecjacyjnym w całej analizowanej próbie, z wyjąkiem Islandii. Wyniki wnioskowania o sopniu inegracji wewnęrznego kursu waluowego oraz relaywnego wewnęrznego kursu waluowego w okresach: syczeń 2000 grudzień 2006 oraz syczeń 2007 czerwiec 2014, na podsawie panelowych esów pierwiaska jednoskowego oraz panelowych esów sacjonarności procesu, przedsawiono w abelach 1 3. Wyniki esów wskazują, iż proces generujący wewnęrzny kurs waluowy w przypadku wszyskich rozważanych paneli jes zinegrowany w sopniu pierwszym. Jednakże graniczny poziom isoności panelowych esów pierwiaska jednoskowego bliski 10% dla panelu A i próby syczeń 2007 czerwiec 2014 wskazuje, że hipoeza zakładająca sacjonarność relaywnego wewnęrznego kursu waluowego po roku 2006 znajduje częściowe powierdzenie empiryczne. Należy jednocześnie zauważyć, iż w akiej krókiej próbie w wymiarze czasowym, panelowe esy pierwiaska Tabela 1. Wnioskowanie o sopniu inegracji wewnęrznego kursu waluowego a, syczeń 2000 grudzień 2006 CZ, HR, HU, BG, EE, LV, DK, SE, GB, IS, PL, RO LT, SI, SK NO, CH EU 2 T 2 NT pi pi b Z -0,25 (0,60) e 1,43 (0,08) -1,23 (0,89) (0,70) c Zbar d Zbar -5,46 (0,00) -9,43 (0,00) -7,33 (0,00) -4,32 (0,00) -4,38 (0,00) -7,68 (0,00) -6,03 (0,00) 3,46 (0,00) T NT pi pi Z 67,29 (0,00) (0,00) 108,08 (0,00) 48,46 (0,00) Z bar 0,78 (0,78) (0,31) 0,76 (0,77) 0,90 (0,81) Z bar 0,84 (0,80) (0,35) 0,82 (0,79) 0,89 (0,81) a T NT Różnica logarymów indeksów cen owarów ( p i ) i usług ( p i ) konsumpcyjnych. b Saysyka esu sacjonarności Hadriego (2000), Z N 0;1, gdy T, I i 0 c, d Saysyki esu pierwiaska jednoskowego Ima, Pesarana, Shina (2003), Zbar N0;1, gdy T, I i I T cons. e Graniczny poziom isoności. Źródło: obliczenia własne. 17 Maeriały i Sudia nr

21 Tabela 2. Wnioskowanie o sopniu inegracji wewnęrznego kursu waluowego, syczeń 2007 czerwiec 2014 CZ, HR, HU, BG, EE, LV, DK, SE, GB, IS, EU PL, RO LT, SI, SK NO, CH 2 T 2 NT p p i Z 0,04 (0,48) -0,05 (0,52) -0,65 (0,74) 0,08 (0,46) Z bar bar i -7,32 (0,00) -5,78 (0,00) -8,31 (0,00) -2,60 (0,00) Z -6,21 (0,00) -5,09 (0,00) -6,90 (0,00) -2,29 (0,01) p p T i Z 18,30 (0,00) 6,95 (0,00) 53,39 (0,00) 14,75 (0,00) Z bar -0,45 (0,32) 0,30 (0,62) 1,80 (0,96) -0,32 (0,37) Z -0,39 (0,35) 0,33 (0,63) 1,81 (0,97) -0,30 (0,39) bar Źródło: obliczenia własne. NT i Tabela 3. Wnioskowanie o sopniu inegracji relaywnego a wewnęrznego kursu waluowego CZ, HR, HU, PL, RO BG, EE, LV, LT, SI, SK DK, SE, GB, IS, NO, CH p T p NT T p p i i syczeń 2000 grudzień 2006 Z 67,26 (0,00) 8,41 (0,00) 106,95 (0,00) Z bar 0,26 (0,60) -0,75 (0,23) 0,14 (0,55) Zbar 0,34 (0,63) -0,62 (0,27) 0,22 (0,59) syczeń 2007 czerwiec 2014 Z 37,55 (0,00) 19,39 (0,00) 70,46 (0,00) Z bar -1,22 (0,11) 0,07 (0,53) 2,32 (0,99) Zbar -1,09 (0,14) 0,13 (0,55) 2,33 (0,99) a Względem srefy euro. Źródło: obliczenia własne. jednoskowego/sacjonarności będą charakeryzować się znaczącym zaburzeniem rozmiaru esu w kierunku jedności, mimo że mniejszym niż esy dla szeregów czasowych. Ponado, odmienne kszałowanie się wewnęrznego kursu waluowego dla Czech i Słowacji, zaburza wyniki wnioskowania panelowego, poencjalnie urudniając powierdzenie sacjonarności ej zmiennej zarówno w panelu A, jak i B. Brak jednoznacznego rozsrzygnięcia na korzyść sacjonarności relaywnego wewnęrznego kursu waluowego od roku 2007 wskazuje na porzebę dwuorowego Narodowy Bank Polski

22 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa modelowania realnego kursu waluowego. Z jednej srony, uznanie relaywnego wewnęrznego kursu waluowego za sacjonarny, prowadzi do wykluczenia a priori mechanizmu opisanego przez Balassę (1964) i Samulsona (1964) oraz pozwala na sosowną redukcję modelu w kierunku podejścia CHEER. Z drugiej srony, poencjalna niesacjonarność wewnęrznego kursu waluowego (por. Konopczak i Torój 2010), szczególnie w okresie poprzedzającym wsąpienie krajów Europy Środkowej do UE, uzasadnia celowość weryfikacji isnienia ego mechanizmu w ramach podejścia BEER Model CHEER Model CHEER (ang. Capial Enhanced Equilibium Exchange Rae) realnego kursu waluowego jes podejściem zagnieżdżonym w ramach warunku równowagi bilansu płaniczego. Zakłada się, że mechanizmem deerminującym kszałowanie się rachunku kapiałowego jes parye nieubezpieczonych sóp procenowych: s m I I, (15) e m m m i, m i e gdzie msi, m sanowią oczekiwany przyros nominalnego kursu waluowego, a m I i oraz m I oznaczają poziomy odpowiednio krajowych i zagranicznych sóp procenowych ( m s krókoerminowe, m l długoerminowe). Z kolei, deerminaną rachunku bieżącego jes prawo jednej ceny, rozszerzone przez Juselius i MacDonalda (2004) w nasępujący proces dososowań cenowych: e e e e m i, m 1 m i, m m m 2 i, m i s p p q. (16) Zaem, dopasowania cenowe dokonują się zarówno poprzez zmiany realnego kursu waluowego, jak i poprzez różnicę inflacji krajowej i zagranicznej. Równania (15) i (16) pozwalają zdefiniować główną hipoezę podejścia CHEER, zgodnie z kórą realny kurs waluowy deerminowany jes przez różnicę w poziomach sóp procenowych w kraju i za granicą oraz przez analogiczną różnicę sóp inflacji: q I I p p. (17) i 1i i 2i i i Model CHEER kursu złoy/euro dla danych z la , określony równaniem (17) z resrykcją homogeniczności, dany jes w pracy Kębłowskiego i Welfe (2010). 19 Maeriały i Sudia nr

23 Wadą modelu CHEER danego równaniem (17) jes jednak brak uwzględnienia premii za ryzyko niewypłacalności, kórej aproksymacją mogą być m.in. współczynniki płynności określane przykładowo jako sosunek podaży pieniądza M2 do wielkości rezerw, czy wielkość długu w relacji do produku krajowego bruo. Kelm (2011) oszacował związek koinegracyjny, w kórym model CHEER dany równaniem (17) jes uzupełniony o niesacjonarną premię za ryzyko, reprezenowaną przez relaywny udział rządowego długu krókookresowego do PKB. Z kolei, Kębłowski i Welfe (2012) oraz Kębłowski (2011) zaproponowali aby premię za ryzyko niewypłacalności mierzyć za pomocą rynkowej wyceny ego ryzyka, j. insrumenu pochodnego ryzyka kredyowego (ang. Credi Defaul Swap), a zasosowane uogólnienie modelu CHEER dane jes wówczas nasępująco: q I I p p cds cds, (18) i 1i i 2i i 3i i i gdzie cds i oraz cds oznaczają logarymy insrumenu pochodnego ryzyka kredyowego (CDS) dla obligacji skarbowych. Sposób uwzględnienia premii za ryzyko kredyowe emiena insrumenu bazowego w rozszerzonym modelu CHEER, danym równaniem (18), należy jednak zmodyfikować. Duffie (1999) wykazał, iż wycena insrumenu pochodnego ryzyka kredyowego (CDS) sanowi narzu na bezryzykowną sopę procenową dla obligacji o zmiennym oprocenowaniu, j. definiuje premię za ryzyko zawarą w poziomie oprocenowania obligacji skarbowych Uwzględnienie zaem w zbiorze informacyjnym poziomów insrumenu pochodnego ryzyka kredyowego zamias logarymów pozwala zdefiniować parye nieubezpieczonych sóp procenowych, jako: s m I CDS I CDS. (19) e m i, m i i Zauważyć należy, iż równanie (19) definiuje oczekiwania zmian kursu wymiany w odniesieniu do bezryzykownych sóp procenowych, co sanowi jedno z założeń paryeu nieubezpieczonych sóp procenowych. Równania (19) i (16) pozwalają nasępująco zredefiniować model CHEER: q I CDS I CDS p p. (20) i 1i i i 2i i Narodowy Bank Polski

24 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Ponado, w przypadku homogeniczności związku danego równaniem (20) 1i 2i 0, realny kurs waluowy deerminowany jes przez parye bezryzykownych realnych sóp procenowych: q I CDS p I CDS p. (21) i i i i i Model CHEER określony równaniami (20) i (21) sanowi jedną z hipoez badawczych analizy. Wykres 6. Długoerminowa sopa procenowa a premia za ryzyko srefa euro Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa. Wykres 7. Długoerminowa sopa procenowa a premia za ryzyko Polska Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa. 21 Maeriały i Sudia nr

25 Wykresy 6 oraz 7 przedsawiają kszałowanie się długoerminowej sopy procenowej (oprocenowanie 10-lenich obligacji skarbowych o zmiennym oprocenowaniu) oraz premii za ryzyko (insrumen pochodny ryzyka kredyowego dla obligacji skarbowych pięcioleni konrak CDS) w skali rocznej dla srefy euro (noowanie CDS Niemcy) i Polski. Zauważyć należy, że począwszy od połowy 2008 roku premia za ryzyko sanowi zauważalny komponen oprocenowania obligacji skarbowych, przy czym w okresie kryzysu finansowego związanego z rynkiem kredyów hipoecznych wysokiego ryzyka w Sanach Zjednoczonych oraz Wykres 8. Długoerminowa sopa procenowa, premia za ryzyko i inflacja Polska Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa. Wykres 9. Długoerminowa bezryzykowna realna sopa procenowa Polska Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa Narodowy Bank Polski

26 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa kolejnego kryzysu finansowego związanego z rynkiem obligacji skarbowych niekórych pańsw UE premia za ryzyko sanowi nawe prawie połowę oprocenowania polskich obligacji skarbowych. Porównanie długoerminowej sopy procenowej ze sopą bezryzykowną wskazuje jednocześnie na odmienną endencję w analizowanej próbie. Bezryzykowana sopa procenowa wykazuje bowiem wyraźną endencję spadkową w okresie całym okresie syczeń 2003 czerwiec 2014, podczas gdy sopa procenowa zawierająca ryzyko kredyowe oscyluje wokół 5,5% r/r w laach , a spadek oprocenowania obserwowany jes dopiero od począku 2013 roku. Zesawienie sopy procenowej, premii za ryzyko i inflacji r/r (zob. wykres 8) wskazuje na niesacjonarność procesów generujących e zmienne, kóre wykorzysane są do wyznaczenia bezryzykownej realnej sopy procenowej Ii CDSi pi (zob. wykres 9). Należy zauważyć, że bezryzykowna realna sopa procenowa cechuje się relaywnie dużą zmiennością, a jednocześnie w analizowanej próbie wykazuje pewną cykliczność. Model CHEER oszacowano w pierwszym eapie w ramach jednoprzekrojowej, wielowymiarowej analizy koinegracyjnej dla sysemu kursu waluowego złoy/euro. Model PVEC sprowadza się wówczas do posaci szczególnej modelu VEC. Na wykresie 10 zesawiono zmienne wykorzysane w badaniu: (i) realny kurs waluowy określony za pomocą równania (7), (ii) różnicę premii za ryzyko w kraju i za granicą, mierzonych za pomocą wyceny insrumenów pochodnych ryzyka kredyowego (5-lenie CDS-y w skali miesięcznej) CDS i CDS, (iii) różnicę sóp oprocenowania 10-lenich obligacji skarbowych o zmiennym oprocenowaniu w skali miesięcznej I I, (iv) różnicę sóp inflacji mierzonych za pomocą indeksów cen owarów i usług konsumpcyjnych p p. Porównanie kszałowania się realnego kursu waluowego oraz różnicy premii za ryzyko wskazuje, iż w okresach silnego wzrosu różnicy ryzyka kredyowego posrzeganego przez inwesorów finansowych, kurs waluowy ulega znacznej deprecjacji. Z drugiej srony, premia za ryzyko miała prawdopodobnie 23 Maeriały i Sudia nr

27 Wykres 10. Model CHEER, wykresy zmiennych Polska Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa Narodowy Bank Polski

28 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa relaywnie niewielki wpływ na kszałowanie się kursu waluowego przed rozpoczęciem kryzysu finansowego w Sanach Zjednoczonych w 2008 roku. Ponado, różnica długoerminowych sóp procenowych oraz różnica sóp inflacji wykazują znaczną korelację długookresową, co jednak nie musi implikować skoinegrowania ych zmiennych. Z uwagi na wykazaną wcześniej niesacjonarność relaywnego wewnęrznego kursu waluowego przed 2007 rokiem, szacunek modelu CHEER przeprowadzono dla danych z okresu syczeń 2007 czerwiec W abeli 4 przedsawiono wyniki wnioskowania o srukurze długookresowej modelu CHEER dla sysemu kursu waluowego złoy/euro. Saysyka ilorazu wiarygodności esu rzędu koinegracji (zarówno z poprawką Barlea, jak i bez) wskazuje na isnienie dwóch związków długookresowych. Tes słabej egzogeniczności pozwala na dokonanie uwarunkowania modelu, najpierw względem różnicy długoerminowych sóp procenowych, a w nasępnej kolejności względem różnicy premii za ryzyko, co powinno prowadzić do poprawy małopróbkowych własności esu rzędu koinegracji. Osaecznie, es rzędu Tabela 4. Wnioskowanie o srukurze długookresowej, model CHEER, syczeń 2007 czerwiec 2014, Polska rząd koinegracji j j 0,36 0,33 0,11 0,03 LR 89,2 (0,00) 49,2 (0,00) 13,7 (0,32) 3,1 (0,58) BC LR 82,1 (0,00) 45,5 (0,00) 12,4 (0,42) 3,0 (0,59) słaba egzogeniczność q I I CDS CDS p p r 1 0,35 (0,56) 1,40 (0,24) 0,01 (0,95) 4,38 (0,04) r 2 8,17 (0,02) 1,41 (0,50) 23,93 (0,00) 29,25 (0,00) r 3 15,50 (0,00) 1,41 (0,70) 28,45 (0,00) 34,48 (0,00) rząd koinegracji, model warunkowy j 1 2 j 0,35 0,12 LR 49,8 (0,00) 11,3 (0,18) BC LR 48,0 (0,00) 11,0 (0,20) Źródło: obliczenia własne. 25 Maeriały i Sudia nr

29 koinegracji dla modelu warunkowego wskazuje na isnienie jednego związku długookresowego, co jes jednocześnie spójne z założonym modelem eoreycznym. Szacunek związku długookresowego w krókiej próbie wymagał zaem z jednej srony dokonania uwarunkowania modelu, z drugiej srony konieczne okazało się narzucenie resrykcji homogeniczności na paramery modelu CHEER BC ( 4,72 0,09 LR ). Oszacowany związek długookresowy dany jes wówczas nasępująco: 5,8 6,6 q 1,33 81,27 I CDS p I CDS p ec, (22) a macierz dososowań jako składnika koreky błędem 0,06 (2,2) A. Kszałowanie się słabosacjonarnego 0,01 (6,0) ec przedsawiono na wykresie 11. Z kolei esymacja rekursywna oraz wsecznie rekursywna (dla osanich/pierwszych 30 obserwacji) wskazuje na sabilność paramerów długookresowych, mimo krókiej próby czasowej wykorzysanej w badaniu. Uzyskana semielasyczność realnego kursu waluowego względem różnicy bezryzykownych realnych sóp procenowych jes niższa od warości eoreycznej, równej w ej analizie 120, kóra jes implikowana wyłącznie przez parye nieubezpieczonych sóp procenowych. Z drugiej jednak srony jes wyraźnie wyższa, niż w przypadku wcześniejszych analiz, kórych podsawą nie były bezryzykowne sopy procenowe, definiowane zgodnie ze wskazaniem Duffiego (zob. np. Kelm (2011), Kębłowski i Welfe (2012), Kębłowski (2012)). Należy jednak zauważyć eż, iż wcześniejsze analizy obejmowały zwykle również sysem Wykres 11. Składnik reszowy związku długookresowego (22) 0.75 Bea1'Z1() Źródło: obliczenia własne Narodowy Bank Polski

30 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa dozwolonego pasma wahań kursu waluowego, kóry poprzedzał sysem (prawie) płynnego kursu waluowego. Oszacowany paramer koreky błędem równy -0,06 wskazuje na okres półrwania nierównowagi równy 11 miesięcy. Okres en jes dłuższy, niż we wcześniej wspomnianych pracach, niemniej jes w pełni akcepowalny z punku widzenia wcześniejszych analiz kszałowania się kursu waluowego w równowadze. Uzasadnieniem powolnego dososowania się kursu waluowego do poziomu równowagi mogą być na przykład krókookresowe sraegie spekulacyjne, prowadzące do wysępowania sosunkowo długich okresów przewarościowania lub niedowarościowania waluy krajowej. W kolejnym eapie badania szacowano model CHEER dla sysemu kursów waluowych nowych członków UE z (prawie) płynnym kursem waluowym panel A oraz dla sysemu uwzględniającego kurs wymiany nowych członków UE ze szywnym kursem waluowym panel B. Na wykresach przedsawiono dane panelowe wykorzysane w badaniu (panele A i B) oraz dane doyczące panelu C, sanowiącego punk odniesienia. Kszałowanie się realnego kursu waluowego, przedsawione na rysunku 12, wskazuje na isnienie wspólnego, dla panelu A, jak i panelu B, rendu aprecjacyjnego realnego kursu waluowego, kóry wysępuje od począku próby do 2007 roku oraz względne usabilizowanie realnego kursu waluowego w laach nasępnych. Wysępowanie wspólnego rendu aprecjacyjnego realnego kursu waluowego nowych członków UE do 2007 roku odzwierciedla proces sopniowej zmiany srukury i poprawy jakości produkowanych dóbr przez gospodarki krajów nowych członków UE. Należy zauważyć, iż najsilniejsza aprecjacja realnego kursu waluowego nasąpiła w przypadku Słowacji, kórej relaywnie niewielka gospodarka doświadczyła znacznych inwesycji przede wszyskim w przemyśle mooryzacyjnym. Wysępowanie wspólnego rendu aprecjacyjnego realnego kursu waluowego może również wskazywać na poencjalne wysępowanie w ym okresie mechanizmu opisanego przez Balassę (1964) i Samuelsona (1964). Podobne kszałowanie się realnego kursu waluowego dla nowych członków UE oraz odmienność sysemu kursu waluowego w panelu A i B, połączona z okresami silnej deprecjacji/aprecjacji nominalnych kursów waluowych w panelu A, 27 Maeriały i Sudia nr

31 Wykres 12. Realny kurs waluowy, panele A C Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau Narodowy Bank Polski

32 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Wykres 13. Różnica sóp inflacji (względem srefy euro, r/r), panele A C Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau. 29 Maeriały i Sudia nr

33 Wykres 14. Różnica premii za ryzyko (w pk. proc., w skali miesięcznej), panele A C Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Reuersa Narodowy Bank Polski

34 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Wykres 15. Różnica długoerminowych bezryzykownych realnych (r/r) sóp procenowych, panele A C Źródło: obliczenia własne na podsawie bazy danych Eurosau. 31 Maeriały i Sudia nr

35 wskazuje na konieczność analogicznej, silnej deprecjacji/aprecjacji wewnęrznej w panelu B. Kszałowanie się różnic sóp inflacji, przedsawione na wykresie 13, wskazuje na isonie większą zmienność sóp inflacji w panelu B, niż w panelu A. Należy eż zauważyć, iż panel B cechuje się większą zmiennością bezryzykownych realnych sóp procenowych, niż panel A (zob. wykres 15). W abeli 5 przedsawiono wyniki wnioskowania o srukurze długookresowej modelu CHEER dla sysemu kursów waluowych panelu A, na posawie środowiska saysycznego PVEC. Model CHEER szacowano w ym przypadku dla panelu obejmującego jedynie sysemy waluowe: Węgier, Polski i Chorwacji. Uwzględnienie Czech i Rumunii prowadziło do uzyskania nieakcepowalnych ocen paramerów, co wynika z małopróbkowych własności esymaora oraz z odmienności dynamiki indeksów cen w ych krajach. Saysyka ilorazu wiarygodności z poprawką rozmiaru esu Barlea dla esu rzędu koinegracji wskazuje na isnienie jednego związku koinegracyjnego. Z drugiej srony graniczny poziom isoności esu wspólnej przesrzeni koinegrującej równy 2% wskazuje na brak wspólnego mechanizmu długookresowego. Oszacowane semielasyczności realnych kursów waluowych względem różnicy długoerminowych bezryzykownych realnych sóp procenowych są wyraźnie różne, przy czym najwyższa semielasyczność doyczy realnego kursu waluowego złoy/euro, a Tabela 5. Wnioskowanie o srukurze długookresowej, model CHEER, syczeń 2007 czerwiec 2014, panel A wspólny rząd koinegracji H0 : R 0 LR BC 156,5 cv.. 83,7 H 0 : R 1 LR BC 24,1 c. v. 31,8 wekor koinegrujący, 3 kraje: Węgry, Polska, Chorwacja I CDS p I CDS p q HU 1-66,4 (4,0) PL 1-83,0 (4,4) HR 1-29,3 (2,9) wspólny wekor koinegrujący H0 : B11 B22 B 33 LR 14, 9 0,02 Źródło: obliczenia własne Narodowy Bank Polski

36 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa najniższa kursu kuna/euro. Wśród przyczyn różnic ych semielasyczności należy wymienić: (i) odmienność procesu ransformacji w poszczególnych krajach, kóra rzuuje na różną kapiałochłonność analizowanych gospodarek, (ii) głębokość i płynność danego rynku waluowego oraz skalę inerwencji waluowych podejmowanych przez banki cenralne ych krajów. Wyniki wnioskowania o srukurze długookresowej modelu CHEER dla sysemu kursów waluowych panelu B przedsawiono w abeli 6. Podobnie jak w przypadku panelu A, uzyskanie akcepowalnych ocen paramerów wymagało ograniczenia panelu dla sysemów kursów waluowych: Esonii, Liwy, Łowy, Słowenii i Bułgarii. Tes rzędu koinegracji wskazuje na isnienie jednego związku długookresowego. Oszacowane semielasyczności realnych kursów waluowych względem różnicy długoerminowych bezryzykownych realnych sóp procenowych są bardziej zbliżone w ramach panelu B, niż w panelu A. Najmniejsza semielasyczność kursy doyczy Słowenii, z kolei największa ocena ego parameru wysępuje w przypadku Esonii. Jednakże es wspólnej przesrzeni koinegrującej pozwala w przypadku panelu B zidenyfikować wspólny związek długookresowy, Tabela 6. Wnioskowanie o srukurze długookresowej, model CHEER, syczeń 2007 czerwiec 2014, panel B wspólny rząd koinegracji H0 : R 0 LR BC 1147,9 cv.. 216,6 BC H0 : R 1 LR 78,4 cv.. 83,2 wekor koinegrujący, 5 krajów: Esonia, Liwa, Łowa, Słowenia, Bułgaria I CDS p I CDS p H q EE 1-62,3 (3,1) LV 1-36,0 (5,6) LT 1-38,0 (3,4) SI 1-33,1 (2,9) BG 1-52,6 (4,2) wspólny wekor koinegrujący : B B B B B LR 4,5 0, ,8 Źródło: obliczenia własne. q cons 59,9 I CDS p I CDS p ec i i i i i i 33 Maeriały i Sudia nr

37 definiujący kszałowanie się realnego kursu waluowego. Świadczy o o większej homogeniczności sysemu realnego kursu waluowego w przypadku panelu B, reprezenującego pańswa posiadające sysem szywnego kursu waluowego, a de faco należące w większości do srefy euro, niż panelu A, reprezenującego pańswa pozosające poza unią monearną i prowadzące w pełni samodzielną poliykę monearną. Porównanie kszałowania się realnego kursu waluowego oraz bezryzykownych realnych sóp procenowych dla panelu C sugeruje isnienie korelacji długookresowej ych zmiennych również i w ym panelu. Jednak, z uwagi na brak rynkowej wyceny premii za ryzyko przed 2009 rokiem, nie jes możliwe weryfikowanie isnienia związku długookresowego w ak krókiej próbie, pomimo zasosowania środowiska saysycznego PVEC Model BEER Model BEER (ang. Behavioral Equilibium Exchange Rae) realnego kursu waluowego, podobnie jak model CHEER, jes podejściem zagnieżdżonym w ramach warunku równowagi bilansu płaniczego. W odróżnieniu od modelu CHEER, model BEER wskazuje jednak na większy zakres zmiennych, kóre mogą mieć wpływ na rachunek bieżący bilansu płaniczego (zob. Frankel i Musa 1986, Clark i MacDonald 1999). Po pierwsze, spełnia posula zgodności srumieniowozasobowej, wynikający ze srumienia płaności odsekowych od zagranicznych akywów neo, uwzględnionych w rachunku bieżącym. Po drugie, uwzględnia mechanizm opisany przez Balassę (1964) i Samuelsona (1964), zgodnie z kórym niesacjonarność realnego kursu waluowego deflowanego ogólnymi indeksami cen owarów i usług konsumpcyjnych może wynikać z niesacjonarności różnicy indeksów cen owarów wymiennych i niewymiennych, definiującej krajowy i zagraniczny wewnęrzny kurs waluowy (zob. równanie (11) i (12)). Wówczas zgodnie z dekompozycjami (9a) i (9b) zachodzi, że NT T NT T 1 p p 1 p p 1 1 T T p p p p. p p p p p p T NT T T NT T (23) Narodowy Bank Polski

38 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Dlaego relaywna różnica ogólnego indeksu cen owarów i usług względem indeksu cen owarów wymiennych sanowi jedną z poencjalnych deerminan realnego kursu waluowego. Po rzecie, model BEER uwzględnia, że relaywne warunki handlu, definiowane za pomocą krajowych i zagranicznych indeksów cen eksporu i imporu, sanowią deerminanę bilansu handlowego, a przez o wpływają na rachunek bieżący bilansu płaniczego oraz poencjalnie na realny kurs waluowy. Po czware, parye nieubezpieczonych sóp procenowych (por. równanie (15)) jes u definiowany względem realnych sóp procenowych oraz ryzyka kredyowego aproksymowanego sandardowo poziomem długu publicznego. Podsumowując, sandardowa specyfikacja modelu BEER zakłada, że realny kurs waluowy deerminowany jes przez mechanizm posaci: T T I p I p deb q nfa p p p p o o gdzie 4 5, (24) nfa oznacza poziom akywów zagranicznych neo w relacji do produku krajowego bruo, o o definiuje względną różnicę relaywnych warunków handlu, a deb jes wskaźnikiem różnie definiowanego poziomu długu publicznego względem PKB. Powyższy zbiór poencjalnych deerminan realnego kursu waluowego w ramach modelu BEER jes jednak w poszczególnych aplikacjach modyfikowany (zob. przegląd w Kelm 2013). Ponado oszacowania uzyskiwane nawe w ramach zbliżonych specyfikacji, ale dla różnych par walu lub okresów, okazują się być znacząco różne (zob. Bęza-Bojanowska i MacDonald 2009). W ym badaniu przyjęo nasępujące założenia odnośnie srukury mechanizmu deerminującego realny kurs waluowy. Po pierwsze, podobnie jak w przypadku wcześniej przedsawionego modelu CHEER, poziom premii za ryzyko kredyowe równy jes wycenie rynkowej implikowanej przed noowania konraków CDS. Po drugie, z uwagi na niesacjonarność relaywnego wewnęrznego kursu waluowego przed 2007 rokiem, kurs waluowy urealniano zgodnie ze wzorem (8), j. za pomocą indeksów cen owarów konsumpcyjnych, co ex definiione, wyklucza z badania poencjalny wpływ klasycznego efeku Balassy-Samuelsona. Po rzecie, założono jednak, że mechanizm opisany przez Balassę i Samuelsona może 35 Maeriały i Sudia nr

39 poencjalnie wpływać nie ylko na kurs wymiany urealniany za pomocą ogólnych indeksów cen, ale również na kurs urealniany za pomocą indeksów cen owarów wymiennych, co wynikać może z lepkości cen (zob. szerszą dyskusję w: Kelm (2013)). Powyższy efek mierzony jes przy ym poprzez relaywną wydajność pracy w sekorze owarów wymiennych i niewymiennych w kraju względem zagranicy. Zaem specyfikacja poencjalnych deerminan w ramach modelu BEER w ej analizie dana jes nasępująco: T NT T NT l l l l q I CDS p I CDS p nfl o o T l l gdzie 4, nfl o pasywa zagraniczne neo, T (25) l i l T oznaczają odpowiednio krajową i zagraniczną wydajność pracy w przewórswie przemysłowym, NT l, NT l definiują wydajność pracy w pozosałych sekorach gospodarki oraz l l l i TNT T NT l l l. TNT T NT Z uwagi na dosępność danych doyczących wycen konraków CDS, szacunek modelu BEER przeprowadzono dla danych z okresu syczeń 2003 czerwiec Podobnie jak w przypadku modelu CHEER, również model BEER oszacowano w pierwszym kroku dla sysemu kursu złoy/euro, j. za pomocą analizy jednoprzekrojowej. Na wykresie 16 przedsawiono szeregi czasowe wykorzysane w ej analizie. Wykres 16. Model BEER, wykresy zmiennych Polska Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa Narodowy Bank Polski

40 Model realnego kursu waluowego podsawy eoreyczne i analiza panelowa Wykres 16 cd. Model BEER, wykresy zmiennych Polska Źródło: obliczenia własne na podsawie baz danych Eurosau i Reuersa. 37 Maeriały i Sudia nr

41 Tabela 7. Wnioskowanie o srukurze długookresowej, model BEER, syczeń 2003 czerwiec 2014, Polska rząd koinegracji j j 0,42 0,27 0,25 0,13 0,08 0,07 0,02 LR 197,9 (0,00) 125,4 (0,00) 82,4 (0,02) 43,1 (0,33) 24,6 (0,43) 13,3 (0,35) 3,2 (0,55) BC LR 177,8 (0,00) 110,2 (0,02) 72,8 (0,10) 17,4 (0,99) 10,2 (0,99) 4,4 (0,99) 1,5 (0,85) wykluczenie z przesrzeni koinegrującej q T I I CDS CDS p p nfl o o TNT TNT l l r 1 9,27 (0,00) 1,03 (0,31) 3,83 (0,05) 24,25 (0,00) 1,16 (0,28) 5,92 (0,02) 0,72 (0,40) r 2 11,60 (0,00) 4,16 (0,13) 6,64 (0,04) 24,28 (0,00) 4,01 (0,13) 9.36 (0,01) 3,78 (0,15) r 3 11,61 (0,01) 14,21 (0,00) 23,93 (0,00) 45,13 (0,00) 5,82 (0,12) 12,46 (0,01) 4,77 (0,19) rząd koinegracji j j 0,42 0,27 0,20 0,08 0,06 0,03 LR 164,7 (0,00) 94,2 (0,00) 52,3 (0,07) 22,6 (0,56) 11,9 (0,46) 3,4 (0,51) BC LR 149,5 (0,00) 84,0 (0,01) 46,4 (0,20) 8,1 (0,99) 4,5 (0,99) 1,8 (0,81) wykluczenie z przesrzeni koinegrującej q T I I CDS CDS p p nfl o o r 1 8,03 (0,01) 1,45 (0,23) 3,66 (0,06) 28,48 (0,00) 3,13 (0,08) 8,51 (0,00) 2 r 12,77 (0,00) 10,40 (0,01) 14,2 (0,00) 33,10 (0,00) 4,67 (0,10) 11,30 (0,00) Źródło: obliczenia własne Narodowy Bank Polski

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

MAKROEKONOMIA 2. Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2. Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak

MAKROEKONOMIA 2. Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2. Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak MAKROEKONOMIA 2 Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2 Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak ( ) ( ) ( ) i E E E i r r = = = = = θ θ ρ ν φ ε ρ α * 1 1 1 ) ( R. popyu R. Fishera Krzywa Phillipsa

Bardziej 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

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

Wykład 5. Kryzysy walutowe. Plan wykładu. 1. Spekulacje walutowe 2. Kryzysy I generacji 3. Kryzysy II generacji 4. Kryzysy III generacji

Wykład 5. Kryzysy walutowe. Plan wykładu. 1. Spekulacje walutowe 2. Kryzysy I generacji 3. Kryzysy II generacji 4. Kryzysy III generacji Wykład 5 Kryzysy waluowe Plan wykładu 1. Spekulacje waluowe 2. Kryzysy I generacji 3. Kryzysy II generacji 4. Kryzysy III generacji 1 1. Spekulacje waluowe 1/9 Kryzys waluowy: Spekulacyjny aak na warość

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

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

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

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

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

ISBN 978-83-7969-021-3 (ebook)

ISBN 978-83-7969-021-3 (ebook) Rober Kelm Kaedra Modeli i Prognoz Ekonomerycznych, Insyu Ekonomerii Wydział Ekonomiczno-Socjologiczny Uniwersye Łódzki, 90-214 Łódź, ul. Rewolucji 1905 r. 41 RECENZENT Cezary Wójcik REDAKTOR WYDAWNICTWA

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

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

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

ISBN 978-83-7969-021-3 (ebook)

ISBN 978-83-7969-021-3 (ebook) Rober Kelm Kaedra Modeli i Prognoz Ekonomerycznych, Insyu Ekonomerii Wydział Ekonomiczno-Socjologiczny Uniwersye Łódzki, 90-214 Łódź, ul. Rewolucji 1905 r. 41 RECENZENT Cezary Wójcik REDAKTOR WYDAWNICTWA

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

Nowokeynesowski model gospodarki

Nowokeynesowski model gospodarki M.Brzoza-Brzezina Poliyka pieniężna: Neokeynesowski model gospodarki Nowokeynesowski model gospodarki Model nowokeynesowski (laa 90. XX w.) jes obecnie najprosszym, sandardowym narzędziem analizy procesów

Bardziej 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

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

Wykład 6. Badanie dynamiki zjawisk

Wykład 6. Badanie dynamiki zjawisk Wykład 6 Badanie dynamiki zjawisk Krzywa wieża w Pizie 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 y 4,9642 4,9644 4,9656 4,9667 4,9673 4,9688 4,9696 4,9698 4,9713 4,9717 4,9725 4,9742 4,9757 Szeregiem czasowym nazywamy

Bardziej szczegółowo

Metody badania wpływu zmian kursu walutowego na wskaźnik inflacji

Metody badania wpływu zmian kursu walutowego na wskaźnik inflacji Agnieszka Przybylska-Mazur * Meody badania wpływu zmian kursu waluowego na wskaźnik inflacji Wsęp Do oceny łącznego efeku przenoszenia zmian czynników zewnęrznych, akich jak zmiany cen zewnęrznych (szoki

Bardziej 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

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 Kaedra Makroekonomii i Teorii Handlu Zagranicznego Wydział Nauk Ekonomicznych UW Sposoby usalania płac w gospodarce Jednym z głównych powodów, dla kórych na rynku pracy obserwujemy poziom bezrobocia wyższy

Bardziej 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

Michał Zygmunt, Piotr Kapusta Sytuacja gospodarcza w Polsce na koniec 3. kwartału 2013 r. Finanse i Prawo Finansowe 1/1, 94-97

Michał Zygmunt, Piotr Kapusta Sytuacja gospodarcza w Polsce na koniec 3. kwartału 2013 r. Finanse i Prawo Finansowe 1/1, 94-97 Michał Zygmun, Pior Kapusa Syuacja gospodarcza w Polsce na koniec 3. kwarału 013 r. Finanse i Prawo Finansowe 1/1, 94-97 014 94 Dodaek Kwaralny Syuacja gospodarcza w Polsce na koniec 3. kwarału 013 r.

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

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

DOKUMENT ROBOCZY KOMISJI

DOKUMENT ROBOCZY KOMISJI RADA UNII ROPEJSKIEJ Bruksela, 23 maja 2007 r. (25.05) (OR. en) Międzyinsyucjonalny numer referencyjny: 2006/0039 (CNS) 9851/07 ADD 2 FIN 239 RESPR 5 CADREFIN 32 ADDENDUM 2 DO NOTY DO PUNKTU I/A Od: Sekrearia

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

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

MAKROEKONOMIA 2. Wykład 5. Polityka fiskalna. Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak

MAKROEKONOMIA 2. Wykład 5. Polityka fiskalna. Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak 1 MAKROEKONOMIA 2 Wykład 5. Poliyka fiskalna Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak 2 Plan wykładu 1. Budże rządu, finanse publiczne: definicje i liczby. 2. Ograniczenie budżeowe rządu. 3. Dług publiczny:

Bardziej szczegółowo

Wykład 6. Badanie dynamiki zjawisk

Wykład 6. Badanie dynamiki zjawisk Wykład 6 Badanie dynamiki zjawisk TREND WYODRĘBNIANIE SKŁADNIKÓW SZEREGU CZASOWEGO 1. FUNKCJA TRENDU METODA ANALITYCZNA 2. ŚREDNIE RUCHOME METODA WYRÓWNYWANIA MECHANICZNEGO średnie ruchome zwykłe średnie

Bardziej 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 Pior Fiszeder Uniwersye Mikołaja Kopernika

Bardziej szczegółowo

Bankructwo państwa: teoria czy praktyka

Bankructwo państwa: teoria czy praktyka Bankrucwo pańswa: eoria czy prakyka Czy da się zapanować nad długiem publicznym? Maciej Biner Lenie Seminarium Ekonomiczne Czeszów 11 września 2011 Plan 1. Wprowadzenie do problemayki długu od srony księgowej.

Bardziej 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

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

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

ψ przedstawia zależność

ψ przedstawia zależność Ruch falowy 4-4 Ruch falowy Ruch falowy polega na rozchodzeniu się zaburzenia (odkszałcenia) w ośrodku sprężysym Wielkość zaburzenia jes, podobnie jak w przypadku drgań, funkcją czasu () Zaburzenie rozchodzi

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

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 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

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

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

EKONOMETRIA wykład 2. Prof. dr hab. Eugeniusz Gatnar.

EKONOMETRIA wykład 2. Prof. dr hab. Eugeniusz Gatnar. EKONOMERIA wykład Prof. dr hab. Eugeniusz Ganar eganar@mail.wz.uw.edu.pl Przedziały ufności Dla paramerów srukuralnych modelu: P bˆ j S( bˆ z prawdopodobieńswem parameru b bˆ S( bˆ, ( m j j j, ( m j b

Bardziej 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

Kombinowanie prognoz. - dlaczego należy kombinować prognozy? - obejmowanie prognoz. - podstawowe metody kombinowania prognoz

Kombinowanie prognoz. - dlaczego należy kombinować prognozy? - obejmowanie prognoz. - podstawowe metody kombinowania prognoz Noaki do wykładu 005 Kombinowanie prognoz - dlaczego należy kombinować prognozy? - obejmowanie prognoz - podsawowe meody kombinowania prognoz - przykłady kombinowania prognoz gospodarki polskiej - zalecenia

Bardziej szczegółowo

Jacek Kwiatkowski Magdalena Osińska. Procesy zawierające stochastyczne pierwiastki jednostkowe identyfikacja i zastosowanie.

Jacek Kwiatkowski Magdalena Osińska. Procesy zawierające stochastyczne pierwiastki jednostkowe identyfikacja i zastosowanie. DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE Jacek Kwiakowski Magdalena Osińska Uniwersye Mikołaja Kopernika Procesy zawierające sochasyczne pierwiaski jednoskowe idenyfikacja i zasosowanie.. Wsęp Większość lieraury

Bardziej szczegółowo

Ocena płynności wybranymi metodami szacowania osadu 1

Ocena płynności wybranymi metodami szacowania osadu 1 Bogdan Ludwiczak Wprowadzenie Ocena płynności wybranymi meodami szacowania osadu W ubiegłym roku zaszły znaczące zmiany doyczące pomiaru i zarządzania ryzykiem bankowym. Są one konsekwencją nowowprowadzonych

Bardziej szczegółowo

specyfikacji i estymacji modelu regresji progowej (ang. threshold regression).

specyfikacji i estymacji modelu regresji progowej (ang. threshold regression). 4. Modele regresji progowej W badaniach empirycznych coraz większym zaineresowaniem cieszą się akie modele szeregów czasowych, kóre pozwalają na objaśnianie nieliniowych zależności między poszczególnymi

Bardziej 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

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

Politechnika Gdańska Wydział Elektrotechniki i Automatyki Katedra Inżynierii Systemów Sterowania. Podstawy Automatyki

Politechnika Gdańska Wydział Elektrotechniki i Automatyki Katedra Inżynierii Systemów Sterowania. Podstawy Automatyki Poliechnika Gdańska Wydział Elekroechniki i Auomayki Kaedra Inżynierii Sysemów Serowania Podsawy Auomayki Repeyorium z Podsaw auomayki Zadania do ćwiczeń ermin T15 Opracowanie: Kazimierz Duzinkiewicz,

Bardziej szczegółowo

Alicja Ganczarek Akademia Ekonomiczna w Katowicach. Analiza niezależności przekroczeń VaR na wybranym segmencie rynku energii

Alicja Ganczarek Akademia Ekonomiczna w Katowicach. Analiza niezależności przekroczeń VaR na wybranym segmencie rynku energii DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Akademia Ekonomiczna w Kaowicach Analiza

Bardziej szczegółowo

DYNAMIKA KONSTRUKCJI

DYNAMIKA KONSTRUKCJI 10. DYNAMIKA KONSTRUKCJI 1 10. 10. DYNAMIKA KONSTRUKCJI 10.1. Wprowadzenie Ogólne równanie dynamiki zapisujemy w posaci: M d C d Kd =P (10.1) Zapis powyższy oznacza, że równanie musi być spełnione w każdej

Bardziej 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

ZAŁĄCZNIK KOMUNIKATU KOMISJI. zastępującego komunikat Komisji

ZAŁĄCZNIK KOMUNIKATU KOMISJI. zastępującego komunikat Komisji KOMISJA EUROPEJSKA Bruksela, dnia 28.10.2014 r. COM(2014) 675 final ANNEX 1 ZAŁĄCZNIK do KOMUNIKATU KOMISJI zasępującego komunika Komisji Zharmonizowane ramy doyczące projeków planów budżeowych oraz informacji

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

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

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

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

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

Politechnika Częstochowska Wydział Inżynierii Mechanicznej i Informatyki. Sprawozdanie #2 z przedmiotu: Prognozowanie w systemach multimedialnych

Politechnika Częstochowska Wydział Inżynierii Mechanicznej i Informatyki. Sprawozdanie #2 z przedmiotu: Prognozowanie w systemach multimedialnych Poliechnika Częsochowska Wydział Inżynierii Mechanicznej i Informayki Sprawozdanie #2 z przedmiou: Prognozowanie w sysemach mulimedialnych Andrzej Siwczyński Andrzej Rezler Informayka Rok V, Grupa IO II

Bardziej szczegółowo

Modelowanie ryzyka kredytowego MODELOWANIE ZA POMOCA HAZARDU

Modelowanie ryzyka kredytowego MODELOWANIE ZA POMOCA HAZARDU Modelowanie ryzyka kredyowego MODELOWANIE ZA POMOCA PROCESU HAZARDU Mariusz Niewęgłowski Wydział Maemayki i Nauk Informacyjnych, Poliechniki Warszawskiej Warszawa 2014 hazardu Warszawa 2014 1 / 18 Proces

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

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

Inwestycje. Makroekonomia II Dr hab. Joanna Siwińska-Gorzelak

Inwestycje. Makroekonomia II Dr hab. Joanna Siwińska-Gorzelak Inwesycje Makroekonomia II Dr hab. Joanna Siwińska-Gorzelak CIASTECZOWY ZAWRÓT GŁOWY o akcja mająca miejsce w najbliższą środę (30 lisopada) na naszym Wydziale. Wydarzenie o związane jes z rwającym od

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

WYKORZYSTANIE MIERNIKÓW KREOWANIA WARTOŚCI W RACHUNKU ODPOWIEDZIALNOŚCI

WYKORZYSTANIE MIERNIKÓW KREOWANIA WARTOŚCI W RACHUNKU ODPOWIEDZIALNOŚCI ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 668 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 41 2011 BARTŁOMIEJ NITA Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu WYKORZYSTANIE MIERNIKÓW KREOWANIA WARTOŚCI W RACHUNKU

Bardziej 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

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

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

PROGNOZOWANIE I SYMULACJE. mgr Żaneta Pruska. Ćwiczenia 2 Zadanie 1

PROGNOZOWANIE I SYMULACJE. mgr Żaneta Pruska. Ćwiczenia 2 Zadanie 1 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE mgr Żanea Pruska Ćwiczenia 2 Zadanie 1 Firma Alfa jes jednym z głównych dosawców firmy Bea. Ilość produku X, wyrażona w ysiącach wyprodukowanych i dosarczonych szuk firmie Bea,

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

Wykład 18: Efekt przestrzelenia. Efekt Balassy-Samuelsona. Gabriela Grotkowska

Wykład 18: Efekt przestrzelenia. Efekt Balassy-Samuelsona. Gabriela Grotkowska Międzynarodowe Stosunki Ekonomiczne Makroekonomia gospodarki otwartej i finanse międzynarodowe Wykład 18: Efekt przestrzelenia. Efekt Balassy-Samuelsona Gabriela Grotkowska Plan wykładu Kurs walutowy miedzy

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

Monitor Konwergencji Nominalnej

Monitor Konwergencji Nominalnej Ministerstwo Finansów Departament Polityki Makroekonomicznej Numer 11 / 01 Monitor Konwergencji Nominalnej Kontakt: tel. (+ ) 9 00 9 0 fax (+ ) 9 1 e-mail: dziennikarze @mf.gov.pl Ministerstwo Finansów

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 Ekonomicznych UW arytet siły nabywczej () arytet siły nabywczej jest wyprowadzany w oparciu o prawo jednej ceny. rawo jednej ceny zakładając,

Bardziej szczegółowo

ANALIZA POWIĄZAŃ MIĘDZY INDEKSAMI GIEŁDY FRANCUSKIEJ, HOLENDERSKIEJ I BELGIJSKIEJ Z WYKORZYSTANIEM MODELU KOREKTY BŁĘDEM

ANALIZA POWIĄZAŃ MIĘDZY INDEKSAMI GIEŁDY FRANCUSKIEJ, HOLENDERSKIEJ I BELGIJSKIEJ Z WYKORZYSTANIEM MODELU KOREKTY BŁĘDEM Sudia Ekonomiczne. Zeszyy Naukowe Uniwersyeu Ekonomicznego w Kaowicach ISSN 083-86 Nr 89 06 Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach Wydział Ekonomii Kaedra Meod Saysyczno-Maemaycznych w Ekonomii pawel.prenzena@edu.ueka.pl

Bardziej 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

Polityka fiskalna. Makroekonomia II Joanna Siwińska-Gorzelak

Polityka fiskalna. Makroekonomia II Joanna Siwińska-Gorzelak Poliyka fiskalna Makroekonomia II Joanna Siwińska-Gorzelak Budże rządu Wydaki publiczne: Zakupy rządowe (G) zakupy dóbr i usług (również inwesycyjne) Płaności ransferowe (TR) zasiłki i inne płaności, za

Bardziej szczegółowo

Konwergencja nominalna versus konwergencja realna a przystąpienie. Ewa Stawasz Katedra Międzynarodowych Stosunków Gospodarczych UŁ

Konwergencja nominalna versus konwergencja realna a przystąpienie. Ewa Stawasz Katedra Międzynarodowych Stosunków Gospodarczych UŁ Konwergencja nominalna versus konwergencja realna a przystąpienie Polski do strefy euro Ewa Stawasz Katedra Międzynarodowych Stosunków Gospodarczych UŁ Plan prezentacji 1. Nominalne kryteria konwergencji

Bardziej szczegółowo

Wpływ wprowadzenia euro na zatrudnienie i bezrobocie w Polsce. pod redakcją Macieja Bukowskiego

Wpływ wprowadzenia euro na zatrudnienie i bezrobocie w Polsce. pod redakcją Macieja Bukowskiego Wpływ wprowadzenia euro na zarudnienie i bezrobocie w Polsce pod redakcją Macieja Bukowskiego Warszawa, czerwiec 2008 Spis reści Spis reści Spis ablic Spis rysunków i v vii Wprowadzenie 1 Część I. Inegracja

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

Stan i prognoza koniunktury gospodarczej

Stan i prognoza koniunktury gospodarczej 222 df Instytut Badań nad Gospodarką Rynkową przedstawia osiemdziesiąty dziewiąty kwartalny raport oceniający stan koniunktury gospodarczej w Polsce (IV kwartał 2015 r.) oraz prognozy na lata 2016 2017

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

A C T A U N I V E R S I T A T I S L O D Z I E N S I S FOLIA OECONOMICA 2(301), Sławomir I. Bukowski *

A C T A U N I V E R S I T A T I S L O D Z I E N S I S FOLIA OECONOMICA 2(301), Sławomir I. Bukowski * A C T A U N I V E R S I T A T I S L O D Z I E N S I S FOLIA OECONOMICA (301), 014 * STOPIEŃ INTEGRACJI CZESKIEGO GIEŁDOWEGO RYNKU AKCJI Z GIEŁDOWYM RYNKIEM AKCJI W OBSZARZE EURO 1 1. WPROWADZENIE W obszarze

Bardziej szczegółowo

NECMOD. Prezentacja nowego modelu prognostycznego

NECMOD. Prezentacja nowego modelu prognostycznego NECMOD Prezenacja nowego modelu prognosycznego Kaarzyna Budnik, Michał Gresza, Michał Hulej, Marcin Kolasa, Karol Murawski, Michał Ro, Barosz Rybaczyk, Magdalena Tarnicka NBP, Warszawa 30 czerwca 2008

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

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

Plan wykładu 8 Równowaga ogólna w małej gospodarce otwartej

Plan wykładu 8 Równowaga ogólna w małej gospodarce otwartej Plan wykładu 8 Równowaga ogólna w małej gospodarce otwartej 1. Model Mundella Fleminga 2. Dylemat polityki gospodarczej małej gospodarki otwartej 3. Skuteczność polityki monetarnej i fiskalnej w warunkach

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

PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL AUTOR: ŻANETA PRUSKA

PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL AUTOR: ŻANETA PRUSKA 1 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 AUTOR: mgr inż. ŻANETA PRUSKA DODATEK SOLVER 2 Sprawdzić czy w zakładce Dane znajduję się Solver 1. Kliknij przycisk Microsof Office, a nasępnie kliknij przycisk Opcje

Bardziej 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

Monitor konwergencji nominalnej

Monitor konwergencji nominalnej PF Monitor konwergencji nominalnej w UE czerwiec Ministerstwo Finansów Departament Polityki Finansowej, Analiz i Statystyki Numer / Monitor konwergencji nominalnej Kontakt: tel. (+ ) fax (+ ) e-mail: dziennikarze

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

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

OPTYMALIZACJA PORTFELA INWESTYCYJNEGO ZE WZGLĘDU NA MINIMALNY POZIOM TOLERANCJI DLA USTALONEGO VaR

OPTYMALIZACJA PORTFELA INWESTYCYJNEGO ZE WZGLĘDU NA MINIMALNY POZIOM TOLERANCJI DLA USTALONEGO VaR Daniel Iskra Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach OPTYMALIZACJA PORTFELA IWESTYCYJEGO ZE WZGLĘDU A MIIMALY POZIOM TOLERACJI DLA USTALOEGO VaR Wprowadzenie W osanich laach bardzo popularną miarą ryzyka sała

Bardziej szczegółowo

Makroekonomia 1 Wykład 15 Inflacja jako zjawisko monetarne: długookresowa krzywa Phillipsa

Makroekonomia 1 Wykład 15 Inflacja jako zjawisko monetarne: długookresowa krzywa Phillipsa Makroekonomia 1 Wykład 15 Inflacja jako zjawisko monearne: długookresowa krzywa Phillipsa Gabriela Grokowska Kaedra Makroekonomii i Teorii Handlu Zagranicznego Plan wykładu Prawo Okuna Związek między bezrobociem,

Bardziej szczegółowo

Skala i efektywność antycyklicznej polityki fiskalnej w kontekście wstąpienia Polski do strefy euro

Skala i efektywność antycyklicznej polityki fiskalnej w kontekście wstąpienia Polski do strefy euro Skala i efekywność anycyklicznej poliyki fiskalnej w konekście wsąpienia Polski do srefy euro dr Michał Mackiewicz dr Pior Krajewski Uniwersye Łódzki Narodowy Bank Polski 14 maja 2008, Warszawa Cel projeku

Bardziej szczegółowo

Konwergencja nominalna versus konwergencja realna a przystąpienie. Ewa Stawasz Katedra Międzynarodowych Stosunków Gospodarczych UŁ

Konwergencja nominalna versus konwergencja realna a przystąpienie. Ewa Stawasz Katedra Międzynarodowych Stosunków Gospodarczych UŁ Konwergencja nominalna versus konwergencja realna a przystąpienie Polski do strefy euro Ewa Stawasz Katedra Międzynarodowych Stosunków Gospodarczych UŁ Plan prezentacji 1. Nominalne kryteria konwergencji

Bardziej szczegółowo