MODELOWANIE KURSÓW WALUTOWYCH NA PRZYKŁADZIE MODELI KURSÓW RÓWNOWAGI ORAZ ZMIENNOŚCI NA RYNKU FOREX
|
|
- Tomasz Ludwik Kwiatkowski
- 8 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 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 Zarządzania, Informayki i Finansów Kaedra Inwesycji Finansowych i Zarządzania Ryzykiem daniel.papla@ue.wroc.pl MODELOWANIE KURSÓW WALUTOWYCH NA PRZYKŁADZIE MODELI KURSÓW RÓWNOWAGI ORAZ ZMIENNOŚCI NA RYNKU FOREX Sreszczenie: W arykule auorzy analizują wybrane waluy oraz ich sopy zwrou opisując przykładowy model kursów waluowych (model CHEER) oraz odnosząc się do prakyki inwesowania w waluy na rynku Forex. Głównym celem arykułu jes prezenacja modeli w konekście podejmowania racjonalnych decyzji inwesycyjnych, a akże odpowiedź na pyanie czy umiejęności związane z modelowaniem sprzyjają uzyskaniu dodanich lub mniej ujemnych sóp zwrou z inwesycji. Słowa kluczowe: kursy waluowe, model wzmożonego napływu kapiału zagranicznego, waluy, sacjonarność, inflacja, modele kursów równowagi, modele zmienności, uogólniony auoregresyjny model heeroskedasyczności warunkowej wariancji, inwesycje, finanse, ekonomeria. Wprowadzenie Pojęcie kursów waluowych współcześnie jes związane z ewolucją międzynarodowych sysemów waluowych, kóra doprowadziła osaecznie do odejścia od wymienialności walu narodowych na złoo [Bilski, 2006, s. 9]. Osaeczny upadek sysemu z Breon Woods oznaczał zmianę sysemu usalania
2 168 Krzyszof Ćwikliński, Daniel Papla z kursów sałych w kierunku kursów zmiennych, zmiennych okresowo regulowanych, a akże całkowicie płynnych. Płynny kurs waluowy oznacza, że podaż i popy wpływają w sposób swobodny na cenę walu, rozumianą jako kurs waluy zagranicznej wyrażony w walucie krajowej (kurs bezpośredni). W akich warunkach zachodzi jednak większa niepewność co do kszałowania się bieżących oraz przyszłych warości. Urudnia o zarządzanie finansami zarówno w skali mikro-, jak i makroekonomicznej, choć saje się również okazją do dokonywania ryzykownych inwesycji na rynku Forex, dającym możliwość uzyskania najwyższej średniej sopy zwrou w krókim okresie w porównaniu do innych segmenów rynku finansowego. W arykule auorzy sają w obliczu kwesii doyczącej wyboru pary waluowej (w zakresie inwesycji na rynku Forex), aby ewenualne sray związane z ponoszonym ryzykiem inwesycyjnym w długim okresie były jak najmniejsze. Hipoeza badawcza brzmi nasępująco: pary waluowe spełniające kryeria CHEER należą do ych bardziej bezpiecznych pod względem zmienności, bowiem kurs realny nie różni się diameralnie od kursu nominalnego i powinien (według eorii) być sacjonarny (eoria paryeu siły nabywczej w długim okresie; w krókim wpływają czynniki związane z dysparyeem sóp procenowych) [Rubaszek, Serwa, Marcinkowska-Lewandowska, 2009, s. 65]. Badań sacjonarności (za pomocą esu ADF) oraz zmienności realnych oraz nominalnych kursów waluowych dokonano na miesięcznych noowaniach waluowych na złoym polskim, koronie czeskiej, forincie węgierskim, euro, dolarze amerykańskim, funcie bryyjskim w okresach: od marca 2001 r. do grudnia 2006 r., od sycznia 2007 r. do października 2012 r. oraz (sumarycznie w sosunku do dwóch poprzednich) od marca 2001 r. do października 2012 r. Dla wszyskich okresów zbadano sacjonarność esem ADF oraz zmienność za pomocą miar klasycznych (odchylenie sandardowe oraz współczynnik zmienności), a dla okresu od 2007 r. do 2012 r. dokonano również modelowania zmienności za pomocą GARCH (w celu dokonania analizy zależności pomiędzy sałym czynnikiem wariancji a warościami p-value). 1. Problem sacjonarności kursów waluowych Głównym problemem inwesycji na zagranicznych rynkach finansowych (zwłaszcza w segmencie waluowym) jes duży poziom ryzyka związanego z wysępowaniem sanów zwiększonej zmienności. Problem polega na ym, że do dzisiaj nie opracowano modelu ekonomicznego, kóry kompleksowo objaśniałby zmienność kursu waluowego rozumianego jako funkcję procesów ma-
3 Modelowanie kursów waluowych na przykładzie modeli kursów kroekonomicznych sanowi o według Obsfelda jedną z największych zagadek ekonomii, określaną jako exchange rae disconnec puzzle [Rubaszek, Serwa, Marcinkowska-Lewandowska, 2009, s. 42]. Poniższy rysunek ukazuje w jaki sposób można ww. kwesię ukazać schemaycznie. Praprzyczyny zmienności Zmienność w okresie 1 Sopy zwrou / reszy ARMA (kwadray) w okresie 1 Zmienność i zmienność warunkowa w okresie Rys. 1. Zmienność kursu waluowego i jej praprzyczyny Źródło: Na podsawie eorii z [M. Doman, R. Doman, 2009, s ; Miszal, 2010, s ]. Na powyższym rysunku linia przerywana ukazuje sprzężenie zwrone związane z wórnym wpływem zwiększonej zmienności kursów na poziom zadłużenia zagranicznego, wysokość sald na rachunku obroów bieżących, podaż pieniądza, inflację, sopę procenową oraz inne zmienne ekonomiczne, dla kórych (e vice versa) kurs waluowy jes jednym z czynników wpływu. Praprzyczyny bezpośrednie wpływające na kursy waluowe definiuje P.J. Moniel, według kórego są czery grupy zmiennych wpływających na warość waluy krajowej: bańki (bubble), czyli zmienne, kóre wpływają na bieżące ceny akywów, w ym kursy wymiany, ze względu na mylne oczekiwania podmioów gospodarczych co do przyszłej syuacji gospodarczej, zmienne endogeniczne, kórych dynamika jes zależna od eraźniejszej syuacji gospodarczej (bezrobocie, inflacja, deficy budżeowy), bieżąca oraz przyszła poliyka makroekonomiczna (oczekiwania związane np. z poziomem długu publicznego, eksporu), zmienne egzogeniczne dla danego sysemu gospodarczego (np. poziom realnej sopy procenowej w krajach będących głównymi parnerami gospodarczymi) [Rubaszek, Serwa, Marcinkowska-Lewandowska, 2009, s. 42].
4 170 Krzyszof Ćwikliński, Daniel Papla Isonym bezpośrednim czynnikiem wywołującym króko- i średniookresowe zmiany kursu waluowego jes zw. dysparye realnych sóp procenowych (Uncovered Ineres Pariy), kóry wpływa w sposób bezpośredni na kurs waluy krajowej, naomias długookresowo oddziałuje czynnik związany z zw. paryeem siły nabywczej (Purchasing Power Pariy). Modelem łączącym obie eorie jes model wzmożonego przepływu kapiału zagranicznego (CHEER), kóry powsał w laach 90. [Juselius, Johansen, 1990, 1992, 1994; Juselius, McDonald, 2004, 2007] jako narzędzie badające wpływ dysparyeu sóp procenowych na zmiany realnego kursu waluowego, kóry jes zalecany dla walu krajów wysokorozwinięych, gdzie jes spełnione założenie o sacjonarności kursu realnego. Posać modelu jes nasępująca: rer = a + b( r r D, INF D, INF F, INF gdzie: D INF rer, logarym realnego kursu waluy krajowej (kurs pośredni) deflowanego wskaźnikiem cen konsumenckich, r, D INF realna sopa procenowa zagranicą (różnica między roczną rzymiesięczną sopą papierów eoreycznie wolnych INF od ryzyka a roczną inflacją w danym miesiącu), realna sopa procenowa w kraju (różnica między roczną rzymiesięczną sopą papierów eoreycznie wolnych od ryzyka (np. bonów skarbowych) a roczną inflacją w danym miesiącu) [Rubaszek, Serwa, Marcinkowska-Lewandowska, 2009, s. 66]. Podsawowym kryerium modelowania za pomocą CHEER jes sacjonarność kursu waluowego realnego rozumianego jako iloczyn kursu nominalnego oraz ilorazu inflacji krajowej w sosunku do inflacji zagranicznej [Wdowiński, 2010, s ]. W poniższych abelach zesawiono wyniki (za okresy , oraz ) doyczące warości asympoycznej p-value dla kursu realnego i nominalnego wraz ze współczynnikami zmienności. Tabela 1. Sacjonarność oraz zmienność badanych kursów realnych i nominalnych w laach F r, Okres od 2001 r. do 2006 r. Kurs realny Kurs nominalny lp. PW p S W p S W 1 USD/GBP 0,371 0,323 0,313 0,739 0,069 0,113 2 USD/EUR 0,279 0,247 0,231 0,695 0,148 0,157 3 USD/PLN 0,076 0,188 0,711 0,973 0,034 0,125 4 USD/HUF 0,200 0,491 0,489 0,648 0,063 0,144 5 EUR/GBP 0,616 0,320 0,313 0,543 0,066 0,098 )
5 Modelowanie kursów waluowych na przykładzie modeli kursów cd. abeli 1 6 USD/CZK 0,018 1,967 0,562 0,857 0,677 0,186 7 EUR/PLN 0,072 0,186 0,706 0,115 0,020 0,078 8 EUR/CZK 0,000 1,678 0,485 1,004 0,191 0,059 9 EUR/HUF 0,380 0,336 0,345 0,513 0,014 0, GBP/PLN 0,249 0,244 0,881 0,659 0,010 0, GBP/CZK 0,015 2,219 0,635 0,685 0,195 0, GBP/HUF 0,337 0,531 0,533 0,286 0,012 0, CZK/PLN 0,659 0,139 0,847 0,276 0,012 0, PLN/HUF 0,159 15,304 0,583 0,116 5,276 0, CZK/HUF 0,853 2,696 0,667 0,661 0,633 0,077 p p-value, S odchylenie sandardowe, W współczynnik zmienności. Warości p-value wyróżnione oznaczają sacjonarność procesu w badanym okresie (odrzucenie hipoezy zerowej na poziomie isoności alfa = 0,05 o wysępowaniu pierwiaska jednoskowego dla pierwszych różnic). Źródło: Obliczenia własne na podsawie danych z bazy Reuers World Service. W okresie od marca 2001 r. do grudnia 2006 r. (70 obserwacji miesięcznych) sacjonarność można było zaobserwować jedynie dla rzech realnych kursów waluowych: USD/CZK, EUR/CZK oraz GBP/CZK oraz dla nominalnego EUR/CZK. Niższym współczynnikiem zmienności charakeryzował się we wszyskich przypadkach kurs nominalny w sosunku do realnego. Największe różnice między zmiennością kursu nominalnego i realnego wysępowały w przypadku walu krajów środkowoeuropejskich, co powierdza eorię, że waluy krajów w okresie ransformacji (PLN, CZK, HUF) wykazują się innym (mniejszym) dopasowaniem kursu nominalnego do realnego (jes o w sensie ekonomicznym pochodna z reguły wyższej i niesabilnej inflacji w porównaniu do krajów wysokorozwinięych). Poniższa abela ukazuje badania na podsawie kolejnego podokresu (od sycznia 2007 r. do października 2012 r. oraz od marca 2001 r. do października 2012 r.). Tabela 2. Sacjonarność oraz zmienność badanych kursów realnych i nominalnych w laach Okres od 2007 r. do 2012 r. Kurs realny Kurs nominalny lp. PW p S W p S W 1 USD/GBP 0,263 0,208 0,437 0,553 0,066 0,111 2 USD/EUR 0,000 0,416 0,497 0,300 0,045 0,063 3 USD/PLN 4,991 4,503 3,488 0,417 0,047 0,134 4 USD/HUF 5,073 6,623 2,798 0,599 0,061 0,118 5 EUR/GBP 0,019 0,229 0,398 2,080 0,074 0,091 6 USD/CZK 0,000 51,587 3,268 0,027 0,485 0,090
6 172 Krzyszof Ćwikliński, Daniel Papla cd. abeli 2 7 EUR/PLN 0,000 2,372 3,183 0,416 0,021 0,082 8 EUR/CZK 0,000 13,431 1,991 0,079 0,192 0,049 9 EUR/HUF 0,057 3,106 0,543 0,072 0,914 0, GBP/PLN 0,010 0,109 0,429 0,039 0,018 0, GBP/CZK 0,255 2,120 0,703 0,014 0,373 0, GBP/HUF 0,370 0,283 0,478 0,167 0,024 0, CZK/PLN 0,185 1,229 0,696 0,283 1,133 0, PLN/HUF 0,004 19,341 0,393 0,001 2,689 0, CZK/HUF 0,057 3,106 0,543 0,072 0,914 0,086 p p-value, S odchylenie sandardowe, W współczynnik zmienności. Warości p-value wyróżnione oznaczają sacjonarność procesu w badanym okresie (odrzucenie hipoezy zerowej na poziomie isoności alfa = 0,05 o wysępowaniu pierwiaska jednoskowego dla pierwszych różnic). Źródło: Obliczenia własne na podsawie danych z bazy Reuers World Service. W okresie od sycznia 2007 r. do października 2012 r. (70 obserwacji miesięcznych) sacjonarność można było zaobserwować dla dziewięciu realnych kursów waluowych: USD/EUR. USD/PLN, USD/HUF, EUR/GBP, USD/CZK, GBP/PLN i PLN/HUF oraz dla czerech nominalnych: EUR/GBP, USD/CZK, GBP/PLN, GBP/CZK, PLN/HUF. Także w ym okresie niższym współczynnikiem zmienności charakeryzował się we wszyskich przypadkach kurs nominalny w sosunku do realnego. Największe różnice między zmiennością kursu nominalnego i realnego wysępowały w przypadku walu krajów środkowoeuropejskich (PLN, CZK, HUF) zwłaszcza w sosunku do USD i EUR. Poniższa abela ukazuje wyniki badań na podsawie sumy ww. dwóch podokresów (od marca 2001 r. do października 2012 r.). Tabela 3. Sacjonarność oraz zmienność badanych kursów realnych i nominalnych w laach Okres od 2001 r. do 2012 r. Kurs realny Kurs nominalny lp. PW p S W p S W 1 USD/GBP 0,190 0,390 0,506 0,261 0,068 0,112 2 USD/EUR 0,004 0,355 0,360 0,139 0,152 0,181 3 USD/PLN 0,000 3,118 4,179 0,400 0,056 0,187 4 USD/HUF 0,000 4,585 2,788 0,197 0,073 0,154 5 EUR/GBP 0,169 0,357 0,443 0,563 0,098 0,132 6 USD/CZK 0,000 36,587 3,834 0,336 1,053 0,235 7 EUR/PLN 0,000 1,668 3,356 0,014 0,020 0,079 8 EUR/CZK 0,000 9,708 1,892 0,749 0,376 0,105
7 Modelowanie kursów waluowych na przykładzie modeli kursów cd. abeli 3 9 EUR/HUF 0,175 3,023 0,616 0,933 1,430 0, GBP/PLN 0,001 0,189 0,710 0,394 0,025 0, GBP/CZK 0,018 2,174 0,669 0,683 0,604 0, GBP/HUF 0,144 0,470 0,592 0,489 0,028 0, CZK/PLN 0,588 1,195 1,207 0,860 1,419 1, PLN/HUF 0,356 20,855 0,553 0,079 4,788 0, CZK/HUF 0,175 3,023 0,616 0,933 1,430 0,152 p p-value, S odchylenie sandardowe, W współczynnik zmienności. Warości p-value wyróżnione oznaczają sacjonarność procesu w badanym okresie (odrzucenie hipoezy zerowej na poziomie isoności alfa = 0,05 o wysępowaniu pierwiaska jednoskowego dla pierwszych różnic). Źródło: Obliczenia własne na podsawie danych z bazy Reuers World Service. W okresie będącym sumą dwóch podokresów (od marca 2001 r. do października 2012 r.) zaobserwowano wysępowanie sacjonarności w odniesieniu do realnego kursu waluowego dla ośmiu par waluowych: USD/EUR, USD/PLN, USD/HUF, USD/CZK, EUR/PLN, EUR/CZK, GBP/PLN, GBP/CZK. Nominalny kurs waluowy był sacjonarny jedynie dla pary EUR/PLN. Współczynniki zmienności dla realnych i nominalnych kursów waluowych charakeryzowały się dużą różnicą zwłaszcza w sosunku do par waluowych, akich jak: USD/PLN, USD/HUF, USD/CZK, EUR/PLN, EUR/CZK. W sposób obrazowy ukazuje o poniższy wykres (kolor ciemniejszy o współczynnik zmienności dla realnego kursu waluowego). 5,000 4,000 3,000 2,000 1,000 0,000 W W Rys. 2. Współczynniki zmienności dla realnych i nominalnych kursów waluowych w laach W badanych okresach można zaobserwować niejednoznaczność wyników, a w związku z ym brak możliwości pozyywnej weryfikacji ezy zawarej w niniejszym arykule, że isnienie sacjonarności kursu realnego warunkuje możli-
8 174 Krzyszof Ćwikliński, Daniel Papla wość zaliczenia pary waluowej do waloru finansowego obarczonego mniejszą zmiennością, a ym samym bezpieczniejszego do dokonywania inwesycji. Poniższa abela ukazuje współczynniki korelacji dla warości p-value oraz współczynników zmienności kursów realnych i nominalnych. Tabela 4. Współczynniki korelacji Pearsona dla warości p-value oraz współczynników zmienności Okres Warości p z kursami realnymi Warości p z kursami nominalnymi , , ,6167 0, , , Źródło: Obliczenia własne na podsawie danych z ab. 1, 2 i 3. Wysoka dodania warość współczynnika korelacji dla okresu wskazywałaby, że isnieje dodania zależność między warością saysyki p a współczynnikiem zmienności (rosnąca warość p zwiększa prawdopodobieńswo nieodrzucenia hipoezy zerowej o braku sacjonarności), jednak badania dla okresów od 2001 r. do 2006 r. oraz od 2007 r. do 2012 r. nie powierdzają ej zależności, co nie znaczy, iż przyczyn zmienności nie należy szukać również w podsawach fundamenalnych określanych na przykład przez dysparye realnych sóp procenowych. 2. Zależność pomiędzy warością paramerów GARCH a p-value Za pomocą modelu GARCH zbadano, jaki procen zmienności jes określany przez AR(1) współczynnik auoregresji, C sałą w procesie auoregresji, P(1) współczynnik GARCH, Q(1) współczynnik ARCH, K sałą w procesie GARCH. Dokonano esymacji paramerów modelu ARMA GARCH i orzymano nasępujące wyniki (ab. 5). Tabela 5. Warość paramerów GARCH w okresie od 2007 r. do 2012 r. AR(1) C P(1) Q(1) K USD/GBP 0, , , , , USD/EUR 0, , , , , USD/PLN 0, , , , , USD/HUF 0, , , , , EUR/GBP 0, , , , , USD/CZK 0, , , , , EUR/PLN 0, , , , ,
9 Modelowanie kursów waluowych na przykładzie modeli kursów cd. abeli EUR/CZK 0, , , , , EUR/HUF 0, , , , , GBP/PLN 0, , , , , GBP/CZK 0, , , , , GBP/HUF 0, , , , , CZK/PLN 0, , , , , PLN/HUF 0, , , , , CZK/HUF 0, , , , , Źródło: Obliczenia własne na podsawie danych z Forex. Wyniki esymacji modelu GARCH ukazują, iż w większości przypadków zmienność na okres zależała w zdecydowanej mierze od poprzedzającej ją zmienności (w przypadku kursu USD/GBP ponad 93,58%), a na przykład paramer przy współczynniku auoregresji okazał się mało isony. Poniższa abela zawiera współczynniki korelacji pomiędzy paramerami srukuralnymi modelu GARCH dla poszczególnych par waluowych a warościami p-value (dla kursu realnego) z ab. 1 do 3. Tabela 6. Warości współczynników korelacji pomiędzy paramerami GARCH a p-value (w eście sacjonarności ADF) p-value R AR(1) 0, C 0, P(1) 0, Q(1) 0, K 0, Według danych zawarych w abeli wysępował średni odwrony wpływ warości p-value na paramer P(1), co oznacza, iż wraz ze wzrosem prawdopodobieńswa przyjęcia hipoezy o braku sacjonarności kursu realnego zmniejsza się udział wariancji warunkowej oraz w ogólnej wariancji sóp zwrou nominalnych kursów waluowych (zwiększa się znaczenie sałej K w procesie GARCH). Podsumowanie Wyniki przeprowadzonych badań sugerują, iż kierując się jedynie kryerium sacjonarności, czyli głównym kryerium modelowania CHEER, jeseśmy w sanie swierdzić, kóre waluy były sabilne w sensie odrzucenia hipoezy
10 176 Krzyszof Ćwikliński, Daniel Papla zerowej o isnieniu pierwiaska jednoskowego i są o: USD/GBP, USD/EUR i EUR/GBP. Waluy e od zawsze są uznawane za najmniej zmienne względem siebie, są waluami rozliczeniowymi oraz rezerwowymi i podlegają wymianie goówkowej i bezgoówkowej na całym świecie. Także badania zmienności ww. walu ukazują podobieńswo współczynników zmienności kursu realnego i nominalnego ych walu, a paramery GARCH przed zmienną związaną z opóźnioną wariancją są wyższe niż w przypadku innych kursów waluowych. Oczywiście meoda nie jes w sanie dać odpowiedzi na efekywność w sensie szybkiego zysku w inwesycjach krókookresowych, jednak może mieć znaczenie do wsępnego rozeznania syuacji i uwzględnienia czynników, zwłaszcza długookresowych. W ym przypadku (w ej badanej próbie) wygrały waluy od wielu la będące realnym insrumenem wymiany oraz budowania rezerw w skali świaowej. Należy jednak dodać, że obecne meody nie gwaranują, że inwesycja na pewno będzie udana w krókim okresie, ponieważ kursy waluowe zależą również od większej ilości czynników niż jeseśmy sobie w sanie wyobrazić, isnieje wiele eorii, modeli oraz podejść, kóre najczęściej nie są w sanie poradzić sobie z problemami związanymi z pochodzeniem, rodzajem, wielkością zmienności, a przede wszyskim nie są w sanie sprawić, iż inwesowanie w waluy sanie się z dnia na dzień bezpieczniejsze. Lieraura Bilski J. (2006), Międzynarodowy sysem waluowy, PWE, Warszawa. Doman M., Doman R. (2009), Modelowanie zmienności i ryzyka, Oficyna Ekonomiczna, Kraków. Juselius K., Johansen S. (1990), The Full Informaion Maximum Likelihood Procedure for Inference on Coinegraion wih Applicaions, Oxford Bullein of Saisics and Economics, Vol. 52, No. 2, s Juselius K., Johansen S. (1992), Tesing Srucural Hypoheses in a Mulivariae Coinegraion Analysis of he PPP and he UIP for UK, Journal of Economerics, Vol. 53, s Juselius K., Johansen S. (1994), Idenificaion of he Long-run and Shor-run Srucure. An Applicaion o he ISLM Model, Journal of Economerics, Vol. 63, No. 1, s Juselius K., McDonald R. (2004), Inernaional Pariy Relaionships beween he USA and Japan, Japan and he World Economy, 16, 1, s Juselius K., McDonald R. (2007), Inernaional Pariy Condiions: A Join Modelling Approach [w:] Morales-Zumaquero A. (ed.), Inernaional Macro-economics: Recen Developmens, Nova Science Publishers (wih Ronald McDonald).
11 Modelowanie kursów waluowych na przykładzie modeli kursów Miszal P. (2010), Zmiany kursu waluowego i dynamika cen w krajach o różnym poziomie rozwoju gospodarczego, Oficyna Wydawnicza SGH, Warszawa. Rubaszek M., Serwa D., Marcinkowska-Lewandowska W. (2009), Analiza kursu waluowego, C.H. Beck, Warszawa. Wdowiński P. (2010), Modele kursów waluowych, Wydawnicwo Uniwersyeu Łódzkiego, Łódź. MODELING OF CURRENCIES EXCHANGE RATES ON EXAMPLES OF EQUILIBRIUM AND VOLATILITY MODELS ON FOREX Summary: In he aricle auhors make analyze seleced currencies and reurns, describe model CHEER and perain o invesmens pracice on FOREX. The main purpose of he aricle is presenaion of models in making raional invesmen decision conex and also response he quesion: is he abiliy in modeling migh give a posiive invesmens resuls (posiive or less negaive reurn of invesmens). Keywords: Foreign Exchange Raes, CHEER, currencies, saionariy, inflaion, Equilibrium Exchange Rae, volailiy models, GARCH, invesmens, finance, economerics.
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 szczegółowoDYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 2007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Uniwersye Gdański Zasosowanie modelu
Bardziej szczegółowoEFEKT DŹWIGNI NA GPW W WARSZAWIE WPROWADZENIE
Paweł Kobus, Rober Pierzykowski Kaedra Ekonomerii i Informayki SGGW e-mail: pawel.kobus@saysyka.info EFEKT DŹWIGNI NA GPW W WARSZAWIE Sreszczenie: Do modelowania asymerycznego wpływu dobrych i złych informacji
Bardziej szczegółowoDYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE IX Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 6 8 września 005 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Pior Fiszeder Uniwersye Mikołaja Kopernika
Bardziej szczegółowoWYCENA KONTRAKTÓW FUTURES, FORWARD I SWAP
Krzyszof Jajuga Kaedra Inwesycji Finansowych i Zarządzania Ryzykiem Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu WYCENA KONRAKÓW FUURES, FORWARD I SWAP DWA RODZAJE SYMERYCZNYCH INSRUMENÓW POCHODNYCH Symeryczne insrumeny
Bardziej szczegółowoPOWIĄZANIA POMIĘDZY KRÓTKOOKRESOWYMI I DŁUGOOKRESOWYMI STOPAMI PROCENTOWYMI W POLSCE
Anea Kłodzińska, Poliechnika Koszalińska, Zakład Ekonomerii POWIĄZANIA POMIĘDZY KRÓTKOOKRESOWYMI I DŁUGOOKRESOWYMI STOPAMI PROCENTOWYMI W POLSCE Sopy procenowe w analizach ekonomicznych Sopy procenowe
Bardziej szczegółowoKrzysztof Piontek Weryfikacja modeli Blacka-Scholesa dla opcji na WIG20
Akademia Ekonomiczna im. Oskara Langego we Wrocławiu Wydział Zarządzania i Informayki Kaedra Inwesycji Finansowych i Zarządzania Ryzykiem Krzyszof Pionek Weryfikacja modeli Blacka-Scholesa oraz AR-GARCH
Bardziej szczegółowoDYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE
DYNAMICZNE MODEE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Joanna Małgorzaa andmesser Szkoła Główna
Bardziej szczegółowoESTYMACJA KRZYWEJ DOCHODOWOŚCI STÓP PROCENTOWYCH DLA POLSKI
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XIII/3, 202, sr. 253 26 ESTYMACJA KRZYWEJ DOCHODOWOŚCI STÓP PROCENTOWYCH DLA POLSKI Adam Waszkowski Kaedra Ekonomiki Rolnicwa i Międzynarodowych Sosunków
Bardziej szczegółowoStudia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN 2083-8611 Nr 219 2015
Sudia Ekonomiczne. Zeszyy Naukowe Uniwersyeu Ekonomicznego w Kaowicach ISSN 2083-86 Nr 29 205 Alicja Ganczarek-Gamro Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach Wydział Informayki i Komunikacji Kaedra Demografii
Bardziej szczegółowoMAKROEKONOMIA 2. Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2. Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak
MAKROEKONOMIA 2 Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2 Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak E i E E i r r 1 1 1 ) ( R. popyu R. Fishera Krzywa Phillipsa Oczekiwania Reguła poliyki monearnej
Bardziej szczegółowoWykład 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 szczegółowoEwa Dziawgo Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu. Analiza wrażliwości modelu wyceny opcji złożonych
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 7 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu
Bardziej szczegółowoMAKROEKONOMIA 2. Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2. Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak
MAKROEKONOMIA 2 Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2 Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak ( ) ( ) ( ) E i E E i r r ν φ θ θ ρ ε ρ α 1 1 1 ) ( R. popyu R. Fishera Krzywa Phillipsa Oczekiwania
Bardziej szczegółowoWykład 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 szczegółowoDYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 2007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Anna Krauze Uniwersye Warmińsko-Mazurski
Bardziej szczegółowoMAKROEKONOMIA 2. Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2. Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak
MAKROEKONOMIA 2 Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2 Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak ( ) ( ) ( ) i E E E i r r = = = = = θ θ ρ ν φ ε ρ α * 1 1 1 ) ( R. popyu R. Fishera Krzywa Phillipsa
Bardziej szczegółowoRACHUNEK EFEKTYWNOŚCI INWESTYCJI METODY ZŁOŻONE DYNAMICZNE
RACHUNEK EFEKTYWNOŚCI INWESTYCJI METODY ZŁOŻONE DYNAMICZNE PYTANIA KONTROLNE Czym charakeryzują się wskaźniki saycznej meody oceny projeku inwesycyjnego Dla kórego wskaźnika wyliczamy średnią księgową
Bardziej szczegółowoZerowe 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 szczegółowoEFEKT DNIA TYGODNIA NA GIEŁDZIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH W WARSZAWIE WSTĘP
Joanna Landmesser Kaedra Ekonomerii i Informayki SGGW e-mail: jgwiazda@mors.sggw.waw.pl EFEKT DNIA TYGODNIA NA GIEŁDZIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH W WARSZAWIE Sreszczenie: W pracy zbadano wysępowanie efeku
Bardziej szczegółowoKombinowanie prognoz. - dlaczego należy kombinować prognozy? - obejmowanie prognoz. - podstawowe metody kombinowania prognoz
Noaki do wykładu 005 Kombinowanie prognoz - dlaczego należy kombinować prognozy? - obejmowanie prognoz - podsawowe meody kombinowania prognoz - przykłady kombinowania prognoz gospodarki polskiej - zalecenia
Bardziej szczegółowoPREDYKCJA KURSU EURO/DOLAR Z WYKORZYSTANIEM PROGNOZ INDEKSU GIEŁDOWEGO: WYBRANE MODELE EKONOMETRYCZNE I PERCEPTRON WIELOWARSTWOWY
B A D A N I A O P E R A C J N E I D E C Z J E Nr 2004 Aleksandra MAUSZEWSKA Doroa WIKOWSKA PREDKCJA KURSU EURO/DOLAR Z WKORZSANIEM PROGNOZ INDEKSU GIEŁDOWEGO: WBRANE MODELE EKONOMERCZNE I PERCEPRON WIELOWARSWOW
Bardziej szczegółowoDYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 2007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Pior Fiszeder Uniwersye Mikołaja Kopernika
Bardziej szczegółowoZARZĄDZANIE 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 szczegółowoOcena efektywności procedury Congruent Specyfication dla małych prób
243 Zeszyy Naukowe Wyższej Szkoły Bankowej we Wrocławiu Nr 20/2011 Wyższa Szkoła Bankowa w Toruniu Ocena efekywności procedury Congruen Specyficaion dla małych prób Sreszczenie. Procedura specyfikacji
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE TESTU PERRONA DO BADANIA PUNKTÓW ZWROTNYCH INDEKSÓW GIEŁDOWYCH: WIG, WIG20, MIDWIG I TECHWIG
Doroa Wikowska, Anna Gasek Kaedra Ekonomerii i Informayki SGGW dwikowska@mors.sggw.waw.pl ZASTOSOWANIE TESTU PERRONA DO BADANIA PUNKTÓW ZWROTNYC INDEKSÓW GIEŁDOWYC: WIG, WIG2, MIDWIG I TECWIG Sreszczenie:
Bardziej szczegółowoMODELOWANIE EFEKTU DŹWIGNI W FINANSOWYCH SZEREGACH CZASOWYCH
Krzyszof Pionek Kaedra Inwesycji Finansowych i Ubezpieczeń Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu Wsęp MODELOWANIE EFEKTU DŹWIGNI W FINANSOWYCH SZEREGACH CZASOWYCH Nowoczesne echniki zarządzania ryzykiem rynkowym
Bardziej szczegółowoEfekty 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 szczegółowolicencjat Pytania teoretyczne:
Plan wykładu: 1. Wiadomości ogólne. 2. Model ekonomeryczny i jego elemeny 3. Meody doboru zmiennych do modelu ekonomerycznego. 4. Szacownie paramerów srukuralnych MNK. Weryfikacja modelu KMNK 6. Prognozowanie
Bardziej szczegółowoAnaliza i Zarządzanie Portfelem cz. 6 R = Ocena wyników zarządzania portfelem. Pomiar wyników zarządzania portfelem. Dr Katarzyna Kuziak
Ocena wyników zarządzania porelem Analiza i Zarządzanie Porelem cz. 6 Dr Kaarzyna Kuziak Eapy oceny wyników zarządzania porelem: - (porolio perormance measuremen) - Przypisanie wyników zarządzania porelem
Bardziej szczegółowoAnaliza rynku projekt
Analiza rynku projek A. Układ projeku 1. Srona yułowa Tema Auor 2. Spis reści 3. Treść projeku 1 B. Treść projeku 1. Wsęp Po co? Na co? Dlaczego? Dlaczego robię badania? Jakimi meodami? Dla Kogo o jes
Bardziej szczegółowoŹRÓDŁA FLUKTUACJI REALNEGO EFEKTYWNEGO KURSU EUR/ PLN
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XII/, 0, sr. 389 398 ŹRÓDŁA FLUKTUACJI REALNEGO EFEKTYWNEGO KURSU EUR/ PLN Adam Waszkowski Kaedra Ekonomiki Rolnicwa i Międzynarodowych Sosunków Gospodarczych
Bardziej szczegółowoAlicja 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 szczegółowoWyzwania praktyczne w modelowaniu wielowymiarowych procesów GARCH
Krzyszof Pionek Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu Wyzwania prakyczne w modelowaniu wielowymiarowych procesów GARCH Wsęp Od zaproponowania przez Engla w 1982 roku jednowymiarowego modelu klasy ARCH, modele
Bardziej szczegółowoMODELOWANIE FINANSOWYCH SZEREGÓW CZASOWYCH Z WARUNKOWĄ WARIANCJĄ. 1. Wstęp
WERSJA ROBOCZA - PRZED POPRAWKAMI RECENZENTA Krzyszof Pionek Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu MODELOWANIE FINANSOWYCH SZEREGÓW CZASOWYCH Z WARUNKOWĄ WARIANCJĄ. Wsęp Spośród wielu rodzajów ryzyka, szczególną
Bardziej szczegółowoWPŁYW PUBLIKACJI DANYCH MAKROEKONOMICZNYCH NA KURS EUR/PLN W KONTEKŚCIE BADANIA MIKROSTRUKTURY RYNKU
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XII/2, 2011, sr. 48 57 WPŁYW PUBLIKACJI DANYCH MAKROEKONOMICZNYCH NA KURS EUR/PLN W KONTEKŚCIE BADANIA MIKROSTRUKTURY RYNKU Kaarzyna Bień-Barkowska 1 Insyu
Bardziej szczegółowoAnaliza metod oceny efektywności inwestycji rzeczowych**
Ekonomia Menedżerska 2009, nr 6, s. 119 128 Marek Łukasz Michalski* Analiza meod oceny efekywności inwesycji rzeczowych** 1. Wsęp Podsawowymi celami przedsiębiorswa w długim okresie jes rozwój i osiąganie
Bardziej szczegółowoKURS EKONOMETRIA. Lekcja 1 Wprowadzenie do modelowania ekonometrycznego ZADANIE DOMOWE. Strona 1
KURS EKONOMETRIA Lekcja 1 Wprowadzenie do modelowania ekonomerycznego ZADANIE DOMOWE www.erapez.pl Srona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowiedź (ylko jedna jes prawdziwa). Pyanie 1 Kóre z poniższych
Bardziej szczegółowoANNA GÓRSKA MONIKA KRAWIEC Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 63 013 ANNA GÓRSKA MONIKA KRAWIEC Szkoła Główna Gospodarswa Wiejskiego w Warszawie BADANIE EFEKTYWNOŚCI INFORMACYJNEJ
Bardziej szczegółowoPrognozowanie średniego miesięcznego kursu kupna USD
Prognozowanie średniego miesięcznego kursu kupna USD Kaarzyna Halicka Poliechnika Białosocka, Wydział Zarządzania, Kaedra Informayki Gospodarczej i Logisyki, e-mail: k.halicka@pb.edu.pl Jusyna Godlewska
Bardziej szczegółowoDYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE IX Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 6 8 września 2005 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Kaarzyna Kuziak Akademia Ekonomiczna
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Wykład 4
Sanisław Cichocki Naalia Nehrebecka Wykład 4 1 1. Badanie sacjonarności: o o o Tes Dickey-Fullera (DF) Rozszerzony es Dickey-Fullera (ADF) Tes KPSS 2. Modele o rozłożonych opóźnieniach (DL) 3. Modele auoregresyjne
Bardziej szczegółowoNiestacjonarne zmienne czasowe własności i testowanie
Maeriał dla sudenów Niesacjonarne zmienne czasowe własności i esowanie (sudium przypadku) Nazwa przedmiou: ekonomeria finansowa I (22204), analiza szeregów czasowych i prognozowanie (13201); Kierunek sudiów:
Bardziej szczegółowoModelowanie premii za ryzyko na polskim rynku pieniężnym z wykorzystaniem instrumentów SWAP na POLONIĘ
Agaa Kliber * Pior Płuciennik ** Modelowanie premii za ryzyko na polskim rynku pieniężnym z wykorzysaniem insrumenów SWAP na POLONIĘ Wsęp Problemem polskiej bankowości jes duża nadpłynność. Banki niechęnie
Bardziej szczegółowoMETODY STATYSTYCZNE W FINANSACH
METODY STATYSTYCZNE W FINANSACH Krzyszof Jajuga Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu, Kaedra Inwesycji Finansowych i Ubezpieczeń Wprowadzenie W osanich kilkunasu laach na świecie obserwuje się dynamiczny
Bardziej szczegółowoTransakcje 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 szczegółowoFinanse. cov. * i. 1. Premia za ryzyko. 2. Wskaźnik Treynora. 3. Wskaźnik Jensena
Finanse 1. Premia za ryzyko PR r m r f. Wskaźnik Treynora T r r f 3. Wskaźnik Jensena r [ rf ( rm rf ] 4. Porfel o minimalnej wariancji (ile procen danej spółki powinno znaleźć się w porfelu w a w cov,
Bardziej szczegółowoNierównowaga na rynku kredytowym w Polsce: założenia i wyniki
Maszynopis arykułu: Marzec J. 011, Nierównowaga na rynku kredyowym w Polsce: założenia i wyniki, w: Meody maemayczne, ekonomeryczne i kompuerowe w finansach i ubezpieczeniach, (red. A. Barczak i S. Barczak),
Bardziej szczegółowoMagdalena Sokalska Szkoła Główna Handlowa. Modelowanie zmienności stóp zwrotu danych finansowych o wysokiej częstotliwości
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE IX Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 6 8 września 005 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Szkoła Główna Handlowa Modelowanie zmienności
Bardziej szczegółowoMIĘDZYNARODOWE STOSUNKI GOSPODARCZE Kursy i rynki walutowe - synteza
MIĘDZYNARODOWE STOSUNKI GOSPODARCZE 2017 Kursy i rynki walutowe - synteza Rodzaje notowań 2 Pośrednie liczba jednostek pieniądza zagranicznego przypadającego na jednostkę pieniądza krajowego 0,257 PLN/EUR
Bardziej szczegółowoJacek 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 szczegółowoKrzysztof Piontek MODELOWANIE ZMIENNOŚCI STÓP PROCENTOWYCH NA PRZYKŁADZIE STOPY WIBOR
Inwesycje finansowe i ubezpieczenia endencje świaowe a rynek polski Krzyszof Pionek Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu MODELOWANIE ZMIENNOŚCI STÓP PROCENTOWYCH NA PRZYKŁADZIE STOPY WIBOR Wsęp Konieczność
Bardziej szczegółowoWYBRANE TESTY NIEOBCIĄŻONOŚCI MIAR RYZYKA NA PRZYKŁADZIE VALUE AT RISK
Przemysław Jeziorski Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach Wydział Informayki i Komunikacji Zakład Demografii i Saysyki Ekonomicznej przemyslaw.jeziorski@ue.kaowice.pl WYBRANE TESTY NIEOBCIĄŻONOŚCI MIAR RYZYKA
Bardziej szczegółowoMarża zakupu bid (pkb) Marża sprzedaży ask (pkb)
Swap (IRS) i FRA Przykład. Sandardowy swap procenowy Dealer proponuje nasępujące sałe sopy dla sandardowej "plain vanilla" procenowej ransakcji swap. ermin wygaśnięcia Sopa dla obligacji skarbowych Marża
Bardziej szczegółowoDobór 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 szczegółowoU b e zpieczenie w t eo r ii użyteczności i w t eo r ii w yceny a ktywów
dr Dariusz Sańko Kaedra Ubezpieczenia Społecznego Szkoła Główna Handlowa dariusz.sanko@gmail.com lisopada 006 r., akualizacja i poprawki: 30 sycznia 008 r. U b e zpieczenie w eo r ii użyeczności i w eo
Bardziej szczegółowoOeconomiA copernicana. Katarzyna Czech Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie
OeconomiA copernicana 2012 Nr 3 IN 2083-1277 Kaarzyna Czech zoła Główna Gospodarswa Wiejsiego w Warszawie NIEZABEZPIECZONY PARYTET TÓP PROCENTOWYCH NA RYNKU JENA JAPOŃKIEGO Klasyfiacja JEL: F31 łowa luczowe:
Bardziej szczegółowoOPTYMALIZACJA PORTFELA INWESTYCYJNEGO ZE WZGLĘDU NA MINIMALNY POZIOM TOLERANCJI DLA USTALONEGO VaR
Daniel Iskra Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach OPTYMALIZACJA PORTFELA IWESTYCYJEGO ZE WZGLĘDU A MIIMALY POZIOM TOLERACJI DLA USTALOEGO VaR Wprowadzenie W osanich laach bardzo popularną miarą ryzyka sała
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Wykład 3
Sanisław Cichocki Naalia Nehrebecka Wykład 3 1 1. Regresja pozorna 2. Funkcje ACF i PACF 3. Badanie sacjonarności Tes Dickey-Fullera (DF) Rozszerzony es Dickey-Fullera (ADF) 2 1. Regresja pozorna 2. Funkcje
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 63 2013
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 63 2013 MAŁGORZATA BOŁTUĆ Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu ZALEŻNOŚĆ POMIĘDZY RYNKIEM SWAPÓW KREDYTOWYCH
Bardziej szczegółowoDYNAMICZNE 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 szczegółowoStała potencjalnego wzrostu w rachunku kapitału ludzkiego
252 Dr Wojciech Kozioł Kaedra Rachunkowości Uniwersye Ekonomiczny w Krakowie Sała poencjalnego wzrosu w rachunku kapiału ludzkiego WSTĘP Prowadzone do ej pory badania naukowe wskazują, że poencjał kapiału
Bardziej szczegółowoOeconomiA copernicana. Małgorzata Madrak-Grochowska, Mirosława Żurek Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu
OeconomiA copernicana 2011 Nr 4 Małgorzaa Madrak-Grochowska, Mirosława Żurek Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu TESTOWANIE PRZYCZYNOWOŚCI W WARIANCJI MIĘDZY WYBRANYMI INDEKSAMI RYNKÓW AKCJI NA ŚWIECIE
Bardziej szczegółowoWNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE
Wnioskowanie saysyczne w ekonomerycznej analizie procesu produkcyjnego / WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE W EKONOMETRYCZNEJ ANAIZIE PROCESU PRODUKCYJNEGO Maeriał pomocniczy: proszę przejrzeć srony www.cyf-kr.edu.pl/~eomazur/zadl4.hml
Bardziej szczegółowoZALEŻNOŚCI POMIĘDZY KURSAMI WALUT ŚRODKOWOEUROPEJSKICH W OKRESIE KRYZYSU 2008 *
PRZEGLĄD STATYSTYCZNY R. LVII ZESZYT 1 2010 AGATA KLIBER, PAWEŁ KLIBER ZALEŻNOŚCI POMIĘDZY KURSAMI WALUT ŚRODKOWOEUROPEJSKICH W OKRESIE KRYZYSU 2008 * 1. WSTĘP Celem niniejszego badania było zbadanie zależności
Bardziej szczegółowoWpływ rentowności skarbowych papierów dłużnych na finanse przedsiębiorstw i poziom bezrobocia
Wpływ renowności skarbowych papierów dłużnych na inanse przedsiębiorsw i poziom bezrocia Leszek S. Zaremba Sreszczenie W pracy ej wykażemy prawidłowość, kóra mówi, że im wyższa jes renowność bezryzykownych
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r. ma złożony rozkład Poissona. W tabeli poniżej podano rozkład prawdopodobieństwa ( )
Zadanie. Zmienna losowa: X = Y +... + Y N ma złożony rozkład Poissona. W abeli poniżej podano rozkład prawdopodobieńswa składnika sumy Y. W ejże abeli podano akże obliczone dla k = 0... 4 prawdopodobieńswa
Bardziej szczegółowoNowokeynesowski model gospodarki
M.Brzoza-Brzezina Poliyka pieniężna: Neokeynesowski model gospodarki Nowokeynesowski model gospodarki Model nowokeynesowski (laa 90. XX w.) jes obecnie najprosszym, sandardowym narzędziem analizy procesów
Bardziej szczegółowoJerzy Czesław Ossowski Politechnika Gdańska. Dynamika wzrostu gospodarczego a stopy procentowe w Polsce w latach
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE IX Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 6 8 września 2005 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Poliechnika Gdańska Dynamika wzrosu
Bardziej szczegółowoUMK w Toruniu ANALIZA ZALEŻNOŚCI MIĘDZY INDEKSEM WIG A WYBRANYMI INDEKSAMI RYNKÓW AKCJI NA ŚWIECIE
Pior Fiszeder UMK w Toruniu ANALIZA ZALEŻNOŚCI MIĘDZY INDEKSEM WIG A WYBRANYMI INDEKSAMI RYNKÓW AKCJI NA ŚWIECIE. Wprowadzenie Rynki kapiałowe na świecie są coraz silniej powiązane. Do najważniejszych
Bardziej szczegółowoMODELOWANIE STRUKTURY TERMINOWEJ STÓP PROCENTOWYCH WYZWANIE DLA EKONOMETRII
KRZYSZTOF JAJUGA Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu MODELOWANIE STRUKTURY TERMINOWEJ STÓP PROCENTOWYCH WYZWANIE DLA EKONOMETRII. Modele makroekonomiczne a modele sóp procenowych wprowadzenie Nie do podważenia
Bardziej szczegółowoNie(efektywność) informacyjna giełdowego rynku kontraktów terminowych w Polsce
Zeszyy Naukowe Uniwersyeu Szczecińskiego nr 862 Finanse, Rynki Finansowe, Ubezpieczenia nr 75 (2015) DOI: 10.18276/frfu.2015.75-16 s. 193 204 Nie(efekywność) informacyjna giełdowego rynku konraków erminowych
Bardziej szczegółowodr 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 szczegółowoDendrochronologia Tworzenie chronologii
Dendrochronologia Dendrochronologia jes nauką wykorzysującą słoje przyrosu rocznego drzew do określania wieku (daowania) obieków drewnianych (budynki, przedmioy). Analizy różnych paramerów słojów przyrosu
Bardziej szczegółowoO PEWNYCH KRYTERIACH INWESTOWANIA W OPCJE NA AKCJE
MEODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH om XIII/3, 01, sr 43 5 O EWNYCH KRYERIACH INWESOWANIA W OCJE NA AKCJE omasz Warowny Kaedra Meod Ilościowych w Zarządzaniu oliechnika Lubelska e-mail: warowny@pollubpl
Bardziej szczegółowoMATERIAŁY I STUDIA. Zeszyt nr 258. Podatność polskich rynków finansowych na niestabilności wewnętrzne i zewnętrzne
MATERIAŁY I STUDIA Zeszy nr 58 Podaność polskich rynków finansowych na niesabilności wewnęrzne i zewnęrzne Wojciech Bieńkowski, Bogna Gawrońska-Nowak, Wojciech Grabowski Warszawa, 0 r. Wojciech Bieńkowski
Bardziej szczegółowoISBN 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 szczegółowoBEZRYZYKOWNE 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 szczegółowo1. Szereg niesezonowy 1.1. Opis szeregu
kwaralnych z la 2000-217 z la 2010-2017.. Szereg sezonowy ma charaker danych model z klasy ARIMA/SARIMA i model eksrapolacyjny oraz d prognoz z ych modeli. 1. Szereg niesezonowy 1.1. Opis szeregu Analizowany
Bardziej szczegółowoINWESTYCJE. Makroekonomia II Dr Dagmara Mycielska Dr hab. Joanna Siwińska-Gorzelak
INWESTYCJE Makroekonomia II Dr Dagmara Mycielska Dr hab. Joanna Siwińska-Gorzelak Inwesycje Inwesycje w kapiał rwały: wydaki przedsiębiorsw na dobra używane podczas procesu produkcji innych dóbr Inwesycje
Bardziej szczegółowoDYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE IX Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 6 8 września 2005 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Uniwersye Mikołaja Kopernika Empiryczna
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 690 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 51 2012
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 690 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 51 2012 GRZEGORZ MICHALSKI POZIOM ZAANGAŻOWANIA KAPITAŁU W ZAPASACH W ORGANIZACJACH NON-PROFIT * Wprowadzenie
Bardziej szczegółowoEstymacja stopy NAIRU dla Polski *
Michał Owerczuk * Pior Śpiewanowski Esymacja sopy NAIRU dla Polski * * Sudenci, Szkoła Główna Handlowa, Sudenckie Koło Naukowe Ekonomii Teoreycznej przy kaedrze Ekonomii I. Auorzy będą bardzo wdzięczni
Bardziej szczegółowoReakcja 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 szczegółowoE k o n o m e t r i a S t r o n a 1. Nieliniowy model ekonometryczny
E k o n o m e r i a S r o n a Nieliniowy model ekonomeryczny Jednorównaniowy model ekonomeryczny ma posać = f( X, X,, X k, ε ) gdzie: zmienna objaśniana, X, X,, X k zmienne objaśniające, ε - składnik losowy,
Bardziej szczegółowoPomiar ryzyka odchylenia od benchmarku w warunkach zmiennej w czasie strategii inwestycyjnej OFE - kotynuacja. Wojciech Otto Uniwersytet Warszawski
Pomiar ryzyka odchylenia od benchmarku w warunkach zmiennej w czasie sraegii inwesycyjnej OFE - koynuacja Wojciech Oo Uniwersye Warszawski Refera przygoowany na Ogólnopolską Konferencję Naukową Zagadnienia
Bardziej szczegółowoMODELOWANIE WŁASNOŚCI SZEREGÓW STÓP ZWROTU SKOŚNOŚĆ ROZKŁADÓW
Krzyszof Pionek Kaedra Inwesycji Finansowych i Ubezpieczeń Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu MODELOWANIE WŁASNOŚCI SZEREGÓW STÓP ZWROTU SKOŚNOŚĆ ROZKŁADÓW Wprowadzenie Współczesne zarządzanie ryzykiem
Bardziej szczegółowoMAKROEKONOMIA 2. Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2. Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak
MAKROEKONOMIA 2 Wykład 3. Dynamiczny model DAD/DAS, część 2 Dagmara Mycielska Joanna Siwińska - Gorzelak 2 Plan wykładu Zakłócenia w modelu DAD/DAS: Wzros produkcji poencjalnej; Zakłócenie podażowe o sile
Bardziej szczegółowoISBN 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 szczegółowoInwestycje. 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 szczegółowoManagement Systems in Production Engineering No 4(20), 2015
EKONOMICZNE ASPEKTY PRZYGOTOWANIA PRODUKCJI NOWEGO WYROBU Janusz WÓJCIK Fabryka Druu Gliwice Sp. z o.o. Jolana BIJAŃSKA, Krzyszof WODARSKI Poliechnika Śląska Sreszczenie: Realizacja prac z zakresu przygoowania
Bardziej szczegółowoAkademia Ekonomiczna im. Oskara Langego we Wrocławiu Katedra Inwestycji Finansowych i Ubezpieczeń
Krzyszof Pionek Akademia Ekonomiczna im. Oskara Langego we Wrocławiu Kaedra Inwesycji Finansowych i Ubezpieczeń Przegląd i porównanie meod oceny modeli VaR Wsęp - Miara VaR Warość zagrożona (warość narażona
Bardziej szczegółowoWarszawa, dnia 5 czerwca 2017 r. Poz. 13 UCHWAŁA NR 29/2017 ZARZĄDU NARODOWEGO BANKU POLSKIEGO. z dnia 2 czerwca 2017 r.
DZIENNIK URZĘDOWY NARODOWEGO BANKU POLSKIEGO Warszawa, dnia 5 czerwca 2017 r. Poz. 13 UCHWAŁA NR 29/2017 ZARZĄDU NARODOWEGO BANKU POLSKIEGO z dnia 2 czerwca 2017 r. zmieniająca uchwałę w sprawie wprowadzenia
Bardziej szczegółowoEKONOMETRIA 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 szczegółowoPORÓWNANIE DYSKONTOWYCH WSKAŹNIKÓW OCENY OPŁACALNOŚCI EKONOMICZNEJ INWESTYCJI NA WYBRANYM PRZYKŁADZIE
POZA UIVE RSITY OF TE CHOLOGY ACADE MIC JOURALS o 86 Elecrical Engineering 2016 Jusyna MICHALAK* PORÓWAIE DYSKOTOWYCH WSKAŹIKÓW OCEY OPŁACALOŚCI EKOOMICZEJ IWESTYCJI A WYBRAYM PRZYKŁADZIE W arykule przedsawiono
Bardziej szczegółowoMetody 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 szczegółowoMakroekonomia 1 Wykład 14 Inflacja jako zjawisko monetarne: długookresowa krzywa Phillipsa
Makroekonomia 1 Wykład 14 Inflacja jako zjawisko monearne: długookresowa krzywa Phillipsa Gabriela Grokowska Kaedra Makroekonomii i Teorii Handlu Zagranicznego Plan wykładu Krzywa Pillipsa: przypomnienie
Bardziej szczegółowoStruktura 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 szczegółowoZAŁOŻENIA 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 szczegółowoZarządzanie ryzykiem. Lista 3
Zaządzanie yzykiem Lisa 3 1. Oszacowano nasępujący ozkład pawdopodobieńswa dla sóp zwou z akcji A i B (Tabela 1). W chwili obecnej Akcja A ma waość ynkową 70, a akcja B 50 zł. Ile wynosi pięciopocenowa
Bardziej szczegółowo