Strukturalne podejście w prognozowaniu produktu krajowego brutto w ujęciu regionalnym

Save this PDF as:
 WORD  PNG  TXT  JPG

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "Strukturalne podejście w prognozowaniu produktu krajowego brutto w ujęciu regionalnym"

Transkrypt

1 Jacek Baóg Uniwersye Szczeciński Srukuralne podejście w prognozowaniu produku krajowego bruo w ujęciu regionalnym Znajomość poziomu i dynamiki produku krajowego bruo wyworzonego w poszczególnych regionach sanowi między innymi punk odniesienia wykorzysywany w ramach poliyki spójności polegającej na inensywniejszym wspieraniu regionów o poziomie PKB per capia nie przekraczającym 75% średniej warości dla całej Unii Europejskiej. Dodakowym aspekem posiadania wiedzy o ym mierniku makroekonomicznym jes możliwość jego wykorzysania w roli zmiennej objaśniającej w modelach pozwalających analizować i prognozować inne zjawiska gospodarcze. Na począku 2009 roku zespół pracowników Uniwersyeu Szczecińskiego realizował pracę badawczo-wdrożeniową p. Eksperyza na ema wpływu świaowego kryzysu ekonomicznego na syuację społeczno-gospodarczą Wojewódzwa Zachodniopomorskiego i jego konsekwencji dla zadań samorządu wojewódzwa. Podsawowymi celami prowadzonych badań były: ocena czy w wojewódzwie zachodniopomorskim wysępują negaywne skuki kryzysu świaowego oraz jaka jes ich skala, a akże próba określenia poziomu zagrożeń, kóre mogą wysąpić w przyszłości. Temaem przewodnim powyższego opracowania była analiza srukury i dynamiki dochodów jednosek samorządu eryorialnego ukierunkowana przede wszyskim na wyznaczenie prognoz ej zmiennej na laa Podsawowa rudność, kóra pojawiła się w procesie prognozowania polegała na wysąpieniu zjawiska spowolnienia gospodarczego, kóre było obserwowane w Polsce już w 2008 roku. Modelowanie ekonomeryczne szeregów czasowych, w kórych wysępują zmiany srukuralne jes sosunkowo dobrze scharakeryzowane w lieraurze. Można u wymienić akie podsawowe źródła jak klasyczne podręczniki W.H. Greena, J. Johnsona czy G.S. Maddali, jak również prace poświęcone zagadnieniom idenyfikacji wysępowania zmian srukuralnych, określaniu momenu, w kórym dana zmiana się pojawiła oraz prognozowaniu [Boł], [Broemeling, Tsurumi], [Hansen] czy [Pelàez]. Opisane są w nich meody, do kórych zaliczamy między innymi modele segmenowe (zob. [Guzik]), modele adapacyjne (zob. [Makridiakis, Wheelwrigh, 1

2 Hyndman]) czy periodyzacja szeregów czasowych, kóre wymagają jednak nie ylko akualnych danych saysycznych, lecz również wysarczającej liczby obserwacji po wysąpieniu zmiany doychczasowej endencji. W przypadku dochodów samorządów wojewódzwa zachodniopomorskiego spełniony był ylko en pierwszy warunek. W związku z brakiem jednoznacznej informacji o skali i czasie rwania spowolnienia gospodarczego uniemożliwiającym wykorzysanie sandardowych meod prognozowania dochodów jednosek samorządowych w oparciu o isniejące szeregi czasowe 1 zaproponowany zosał, po licznych poszukiwaniach, model zależności między ymi dochodami (y) i produkem krajowym bruo (PKB). Poniżej zaprezenowana zosała oszacowana wersja ego modelu z wykorzysaniem danych za okres : ŷ , , 97 PKB, R 2 = 0,98 F = 463,46. ( 6, 98 ) ( 21, 53 ) Uzyskane wyniki wskazują, że wraz ze wzrosem produku krajowego bruo wojewódzwa zachodniopomorskiego o 1 mln zł dochody wykonane jednosek samorządu eryorialnego wojewódzwa rosły w analizowanym okresie przecięnie o 167,97 ys. zł. Wysoka jakość rozparywanego modelu wskazywała na jego użyeczność w obliczaniu przyszłych warości zmiennej prognozowanej. Ograniczeniem wysępującym w ym zakresie był jednak brak akualnych danych o regionalnym produkcie krajowym bruo. Na począku 2009 roku dosępna była dopiero informacja o PKB wyworzonym w wojewódzwie zachodniopomorskim w 2006 roku. Rozwiązaniem powyższego problemu może być procedura prognozowania regionalnego produku krajowego bruo w oparciu o isniejące proporcje srukuralne w zakresie rachunków regionalnych. Pozwala ona na przydzielenie poszczególnym obiekom odpowiedniej części wyworzonego PKB pod warunkiem posiadania informacji o ej zmiennej w skali całej gospodarki. Poszczególne eapy ej procedury o usalenie warości PKB dla całej gospodarki w okresie, wyznaczenie udziałów (proporcji) PKB wojewódzw w PKB kraju w okresie -1 oraz obliczenie regionalnych warości PKB w okresie. Prognozy warości PKB dla regionu i w okresie uzyskujemy według wzoru (model 1): gdzie: PKB i PKB, (1) i, 1 1 Nie było również podsaw do sformułowania wniosku o podobieńswie siły i długości spowolnienia gospodarczego obserwowanego na począku 2008 roku do sagnacji gospodarczej mającej miejsce w laach Zwłaszcza, że wiele źródeł wskazywało na zdecydowanie odmienny charaker nowego kryzysu zob. na przykład [World Economic Oulook Ocober 2008 ] oraz [Haugh, Ollivaud, Turner]. 2

3 PKBi produk krajowy bruo w regionie i w okresie, δi,-1 udział produku krajowego bruo regionu i w PKB kraju w okresie -1, PKB - produk krajowy bruo kraju w okresie. Ponieważ najważniejszym elemenem powyższej procedury jes usalenie proporcji srukuralnych w zakresie regionalnego rozkładu wyworzonego PKB, o meodę ę określić można mianem prognozowania srukuralnego. Weryfikowaną w niniejszym arykule hipoezą badawczą jes swierdzenie, że prognozowanie srukuralne charakeryzuje się wysoką rafnością uzyskiwanych prognoz, kóra jes wyższa w porównaniu do modeli dynamiki i współzależności nie ylko przy wysępowaniu silnych zmian srukuralnych (szoków ekonomicznych), lecz również w warunkach sabilnego wzrosu gospodarczego. Podjęa próba weryfikacji powyższej hipoezy zosanie zrealizowana poprzez osiągnięcie nasępujących celów: budowę koncepcji prognozowania srukuralnego, obliczenie prognoz regionalnego PKB z zasosowaniem proponowanej procedury, modeli dynamiki oraz modeli współzależności na rok 2007, jak również analizę porównawczą jakości uzyskanych prognoz. Warości produku krajowego bruo wyworzonego w poszczególnych wojewódzwach w wybranych laach przedsawione zosały w abeli 1. Regionalny produk krajowy bruo w laach 1995, 2000, 2005 i 2006 (mln zł, ceny bieżące) Wojewódzwo Łódzkie Mazowieckie Małopolskie Śląskie Lubelskie Podkarpackie Podlaskie Święokrzyskie Lubuskie Wielkopolskie Zachodniopomorskie Dolnośląskie Opolskie Kujawsko-pomorskie Pomorskie Warmińsko-mazurskie Źródło: GUS. Tabela 1 3

4 W pierwszej kolejności obliczone zosały prognozy PKB w oparciu o model rendu (model 2) na podsawie danych z la : PKB f (, u ). (2) Przykładowy model dla wojewódzwa zachodniopomorskiego po esymacji paramerów srukuralnych przyjmuje poniższą posać (w nawiasach podano saysyki ): PKˆ B 16235, ,97, R 2 = 0,95; F = 192,95. (13,31) (13,89) Drugim rodzajem wykorzysanych modeli był model współzależności między produkem krajowym bruo i liczbą pracujących osób według fakycznego miejsca pracy (model 3), oszacowany również na podsawie danych z la Wyjściową posacią ego modelu była hipoeza modelowa dana równaniem: PKB f (, PKB, P, P, u ). (3) W przypadku poszczególnych wojewódzw modele (3) różniły się zbiorami zmiennych objaśniających, a ich osaeczny kszał był rezulaem badania wewnęrznej srukury czasowej uwzględnianych zmiennych, w ym rzędu auoregresji ych procesów 2. Przykładowy model dla wojewódzwa zachodniopomorskiego miał posać: 1 1 PKˆ B 8649, ,23 0,62 PKB ( 1,63) (3,61) (5,60) 1 0,04 P (3,34) 1, R 2 = 0,99; F = 385,21. Względne błędy prognoz (Q) charakeryzujące wyniki uzyskane przy pomocy modeli (2) i (3) zaprezenowano w abeli 2. Względne błędy ex pos Q dla modeli (1) i (2) [w%] Wojewódzwo Model (1) Model (2) Łódzkie 3,71 1,54 Mazowieckie 5,50 0,64 Małopolskie 5,21 1,24 Śląskie 3,21-0,20 Lubelskie 4,01 4,58 Podkarpackie 3,10 2,32 Podlaskie 4,06 7,38 Święokrzyskie 4,94 3,49 Lubuskie 5,17 0,95 Wielkopolskie 3,16 2,01 Zachodniopomorskie 1,56 1,30 Dolnośląskie 8,96-0,52 Opolskie 6,93 2,95 Kujawsko-pomorskie 3,53 4,37 Tabela 2 2 Szerzej na ema idenyfikacji wewnęrznej srukury procesów ekonomicznych pozwalającej skonsruować model zgodny rakuje praca [Ekonomeria współczesna], a zagadnienia modelowania ekonomerycznego dla danych w posaci szeregów czasowych w warunkach zmian srukuralnych praca [Krauze]. 4

5 Pomorskie 5,39 1,26 Warmińsko-mazurskie 2,30 1,94 MAPE 4,42 2,29 Źródło: obliczenia własne. Jak można zauważyć, rafność prognoz wyznaczonych z wykorzysaniem modeli związku jes wyższa w porównaniu z prognozami uzyskiwanymi przez eksrapolację szeregów czasowych PKB. Oba modele pozwalają jednak obliczać prognozy o zadowalającym poziomie błędów prognoz. Świadczą o ym warości średnich absolunych błędów procenowych (MAPE) kszałujących się na sosunkowo niskim poziomie. W abeli 3 przedsawiono udziały poszczególnych wojewódzw w PKB Polski w wybranych laach. Naomias abela 4 prezenuje warości prognoz, warości rzeczywise oraz bezwzględne (h) i względne (Q) błędy ex pos, orzymane w procesie prognozowania srukuralnego na podsawie modelu (1). Proporcje w zakresie regionalnego PKB w laach 1995, 2000, 2005 i 2006 Wojewódzwo Łódzkie 0,063 0,062 0,062 0,062 Mazowieckie 0,168 0,202 0,214 0,216 Małopolskie 0,072 0,073 0,073 0,074 Śląskie 0,151 0,135 0,133 0,130 Lubelskie 0,046 0,040 0,039 0,039 Podkarpackie 0,042 0,038 0,038 0,038 Podlaskie 0,024 0,024 0,023 0,023 Święokrzyskie 0,027 0,026 0,025 0,026 Lubuskie 0,026 0,024 0,024 0,024 Wielkopolskie 0,085 0,093 0,094 0,093 Zachodniopomorskie 0,046 0,045 0,041 0,040 Dolnośląskie 0,081 0,079 0,078 0,081 Opolskie 0,028 0,024 0,023 0,022 Kujawsko-pomorskie 0,054 0,049 0,047 0,047 Pomorskie 0,057 0,056 0,057 0,057 Warmińsko-mazurskie 0,030 0,029 0,029 0,028 Źródło: obliczenia własne. Tabela 3 Prognozy, warości rzeczywise i błędy ex pos dla modelu (1) Wojewódzwo Y TP Y T h Q (%) Łódzkie 72853, ,0-197,4-0,27 Mazowieckie , ,0 1445,5 0,56 Małopolskie 87463, ,0-828,4-0,96 Śląskie , ,0-406,8-0,27 Lubelskie 45346, ,0 14,7 0,03 Podkarpackie 44286, ,0-601,2-1,38 Tabela 4 5

6 Podlaskie 27116, ,0 234,7 0,86 Święokrzyskie 30065, ,0 263,1 0,87 Lubuskie 27688, ,0-107,0-0,39 Wielkopolskie , ,0-553,2-0,51 Zachodniopomorskie 47608, ,0-704,7-1,50 Dolnośląskie 95217, ,0 1448,6 1,50 Opolskie 25907, ,0 710,6 2,67 Kujawsko-pomorskie 55745, ,0-387,7-0,70 Pomorskie 66883, ,0 189,7 0,28 Warmińsko-mazurskie 33277, ,0-521,4-1,59 MAPE ,90 Źródło: obliczenia własne. Porównanie błędów prognoz wyznaczonych na rok 2007 w oparciu o proporcje srukuralne charakeryzujące regionalny PKB w Polsce w 2006 roku (model 1) pozwala zauważyć znacznie niższe warości błędów ex pos w porównaniu do poprzednich modeli (zob. rys. 1). 3,00 2,50 2,00 1,50 1,00 (%) 0,50 0,00-0,50-1,00-1,50-2,00 Łódzkie Mazowieckie Małopolskie Śląskie Lubelskie Podkarpackie Podlaskie Święokrzyskie Lubuskie Wielkopolskie Zachodniopomorskie Dolnośląskie Opolskie Pomorskie Kujawskopomorskie Warmińskomazurskie Rys. 1. Względne błędy ex pos (Q) dla modelu (1) Źródło: abela 4. Wysępowanie zmian srukuralnych powoduje odwrócenie doychczasowych endencji i załamanie isniejących prawidłowości. W akich warunkach prognozowanie zjawisk zachodzących w gospodarce w oparciu o eksrapolację szeregów czasowych charakeryzuje się częso niską rafnością. Skuecznym rozwiązaniem może być wówczas obliczanie przyszłych warości zjawisk ekonomicznych wykorzysujące isniejące proporcje srukuralne badanych procesów. Orzymane wyniki prognozowania uzyskane na podsawie rzech podejść: modeli dynamiki, modeli współzależności i prognozowania srukuralnego wskazują na znaczącą przewagę ej 6

7 osaniej propozycji. Należy jednak zwrócić uwagę w ym przypadku na brak możliwości wyznaczenia błędów ex ane. Wydaje się również, że w syuacji, gdy pojawia się isona zmiana srukuralna oprócz wnioskowania o charakerze ilościowym powinno się korzysać z wiedzy eksperów oraz uzupełniać (zasępować) prognozy ekonomeryczne odpowiednimi scenariuszami rozwoju. Lieraura Boł T., Ekonomeryczna analiza zmian srukuralnych, Rozprawy i Monografie nr 178, Uniwersye Gdański, Wydawnicwo Uniwersyeu Gdańskiego, Gdańsk Broemeling L.D., Tsurumi H., Economerics and Srucural Change, Marcel Dekker Inc., New York Ekonomeria współczesna. Praca zbiorowa pod red. M. Osińskiej, Wydawnicwo Dom Organizaora, Toruń Guzik B., Segmenowe modele ekonomeryczne. Wydawnicwo Akademii Ekonomicznej w Poznaniu, Poznań Hansen B.E., The New Economerics and Srucural Change: Daing Breaks in U.S. Labour Produciviy, Journal of Economic Perspecives, 2001, vol. 15, no. 4. Haugh D., Ollivaud P., Turner D.: The Macroeconomic Consequences of Banking Crises in OECD Counries. Economics Deparmen Working Paper No.683., OECD, Economics Deparmen, ECO/WKP(2009)24, OECD, Paris Krauze K., Modelowanie ekonomeryczne i weryfikacja hipoez doyczących inegracji i koinegracji szeregów czasowych w warunkach wysępowania załamań srukuralnych. Wydawnicwo Uniwersyeu Gdańskiego, Gdańsk Makridiakis S., Wheelwrigh S., Hyndman R.J., Forecasing. Mehods and Applicaions, 3 ed. John Wiley & Sons, Unied Saes of America Pelàez R.F., Ex Ane Forecass of Business-cycle Turning Poins, Empirical Economics, 2007, vol. 32. World Economic Oulook Ocober Financial Sress, Downurns, and Recoveries. World Economic and Financial Surveys. IMF, Washingon

PROGNOZOWANIE ZUŻYCIA CIEPŁEJ I ZIMNEJ WODY W SPÓŁDZIELCZYCH ZASOBACH MIESZKANIOWYCH

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Analiza rynku projekt

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

Bardziej szczegółowo

Wykład 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

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

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

Bardziej szczegółowo

Kobiety w przedsiębiorstwach usługowych prognozy nieliniowe

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

Bardziej szczegółowo

Średnia wielkość powierzchni gruntów rolnych w gospodarstwie za rok 2006 (w hektarach) Jednostka podziału administracyjnego kraju

Średnia wielkość powierzchni gruntów rolnych w gospodarstwie za rok 2006 (w hektarach) Jednostka podziału administracyjnego kraju ROLNYCH W GOSPODARSTWIE W KRAJU ZA 2006 ROK w gospodarstwie za rok 2006 (w hektarach) Województwo dolnośląskie 14,63 Województwo kujawsko-pomorskie 14,47 Województwo lubelskie 7,15 Województwo lubuskie

Bardziej szczegółowo

TESTOWANIE EGZOGENICZNOŚCI ZMIENNYCH W MODELACH EKONOMETRYCZNYCH

TESTOWANIE EGZOGENICZNOŚCI ZMIENNYCH W MODELACH EKONOMETRYCZNYCH STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 15 Mariusz Doszyń TESTOWANIE EGZOGENICZNOŚCI ZMIENNYCH W MODELACH EKONOMETRYCZNYCH Od pewnego czasu w lieraurze ekonomerycznej pojawiają się

Bardziej szczegółowo

Dolnośląski O/W Kujawsko-Pomorski O/W Lubelski O/W. plan IV- XII 2003 r. Wykonanie

Dolnośląski O/W Kujawsko-Pomorski O/W Lubelski O/W. plan IV- XII 2003 r. Wykonanie Dolnośląski O/W Kujawsko-Pomorski O/W Lubelski O/W 14 371 13 455,56-915,44 93,63% 11 033 10 496,64-536,36 95,14% 10 905 10 760,90-144,10 98,68% 697 576,69-120,31 82,74% 441 415,97-25,03 94,32% 622 510,30-111,70

Bardziej szczegółowo

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

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

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

Porównanie jakości nieliniowych modeli ekonometrycznych na podstawie testów trafności prognoz

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

Bardziej szczegółowo

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

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

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

SZACOWANIE MODELU RYNKOWEGO CYKLU ŻYCIA PRODUKTU

SZACOWANIE MODELU RYNKOWEGO CYKLU ŻYCIA PRODUKTU B A D A N I A O P E R A C J N E I D E C Z J E Nr 2 2006 Bogusław GUZIK* SZACOWANIE MODELU RNKOWEGO CKLU ŻCIA PRODUKTU Przedsawiono zasadnicze podejścia do saysycznego szacowania modelu rynkowego cyklu

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

Efekty agregacji czasowej szeregów finansowych a modele klasy Sign RCA

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

Bardziej szczegółowo

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

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

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

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

PROPOZYCJA NOWEJ METODY OKREŚLANIA ZUŻYCIA TECHNICZNEGO BUDYNKÓW

PROPOZYCJA NOWEJ METODY OKREŚLANIA ZUŻYCIA TECHNICZNEGO BUDYNKÓW Udosępnione na prawach rękopisu, 8.04.014r. Publikacja: Knyziak P., "Propozycja nowej meody określania zuzycia echnicznego budynków" (Proposal Of New Mehod For Calculaing he echnical Deerioraion Of Buildings),

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

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

ZJAWISKA SZOKOWE W ROZWOJU GOSPODARCZYM WYBRANYCH KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ

ZJAWISKA SZOKOWE W ROZWOJU GOSPODARCZYM WYBRANYCH KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ Anna Janiga-Ćmiel Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach Wydział Zarządzania Kaedra Maemayki anna.janiga-cmiel@ue.kaowice.pl ZJAWISKA SZOKOWE W ROZWOJU GOSPODARCZYM WYBRANYCH KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ Sreszczenie:

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

Management Systems in Production Engineering No 4(20), 2015

Management 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 szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

Identyfikacja wahań koniunkturalnych gospodarki polskiej

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

Bardziej szczegółowo

MODELOWANIE FINANSOWYCH SZEREGÓW CZASOWYCH Z WARUNKOWĄ WARIANCJĄ. 1. Wstęp

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

Bardziej szczegółowo

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

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

MODELOWANIE EFEKTU DŹWIGNI W FINANSOWYCH SZEREGACH CZASOWYCH

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

Bardziej szczegółowo

dr inż. MARCIN MAŁACHOWSKI Instytut Technik Innowacyjnych EMAG

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

Bardziej szczegółowo

Różnica bilansowa dla Operatorów Systemów Dystrybucyjnych na lata (którzy dokonali z dniem 1 lipca 2007 r. rozdzielenia działalności)

Różnica bilansowa dla Operatorów Systemów Dystrybucyjnych na lata (którzy dokonali z dniem 1 lipca 2007 r. rozdzielenia działalności) Różnica bilansowa dla Operaorów Sysemów Dysrybucyjnych na laa 2016-2020 (kórzy dokonali z dniem 1 lipca 2007 r. rozdzielenia działalności) Deparamen Rynków Energii Elekrycznej i Ciepła Warszawa 201 Spis

Bardziej szczegółowo

Warszawa, dnia 4 marca 2014 r. Poz. 176 KOMUNIKAT MINISTRA INFRASTRUKTURY I ROZWOJU 1) z dnia 5 lutego 2014 r.

Warszawa, dnia 4 marca 2014 r. Poz. 176 KOMUNIKAT MINISTRA INFRASTRUKTURY I ROZWOJU 1) z dnia 5 lutego 2014 r. MONITOR POLSKI DZIENNIK URZĘDOWY RZECZYPOSPOLITEJ POLSKIEJ Warszawa, dnia 4 marca 2014 r. Poz. 176 KOMUNIKAT MINISTRA INFRASTRUKTURY I ROZWOJU 1) z dnia 5 lutego 2014 r. w sprawie listy programów operacyjnych

Bardziej szczegółowo

EFEKTYWNOŚĆ INWESTYCJI MODERNIZACYJNYCH. dr inż. Robert Stachniewicz

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

Bardziej szczegółowo

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

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Krzysztof Piontek MODELOWANIE ZMIENNOŚCI STÓP PROCENTOWYCH NA PRZYKŁADZIE STOPY WIBOR

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

Bardziej szczegółowo

ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 690 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 51 2012

ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 690 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 51 2012 ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 690 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 51 2012 MAŁGORZATA WASILEWSKA PORÓWNANIE METODY NPV, DRZEW DECYZYJNYCH I METODY OPCJI REALNYCH W WYCENIE PROJEKTÓW

Bardziej szczegółowo

Klasówka po szkole podstawowej Historia. Edycja 2006/2007. Raport zbiorczy

Klasówka po szkole podstawowej Historia. Edycja 2006/2007. Raport zbiorczy Klasówka po szkole podstawowej Historia Edycja 2006/2007 Raport zbiorczy Opracowano w: Gdańskiej Fundacji Rozwoju im. Adama Mysiora Informacje ogólne... 3 Raport szczegółowy... 3 Tabela 1. Podział liczby

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

1.2.1 Ogólny algorytm podejmowania decyzji... 18. 1.2.2 Algorytm postępowania diagnostycznego... 23. 1.2.3 Analiza decyzyjna... 27

1.2.1 Ogólny algorytm podejmowania decyzji... 18. 1.2.2 Algorytm postępowania diagnostycznego... 23. 1.2.3 Analiza decyzyjna... 27 3 Spis reści Spis reści... 3 Użye oznaczenia... 7 Wsęp i założenia pracy... 9 1. Akualny san wiedzy medycznej i echnicznej związanej zagadnieniami analizy decyzyjnej w chorobach górnego odcinka przewodu

Bardziej szczegółowo

Kazimier e z r K o K t o owski k Prez e es e Z a Z rządu u Zw Z iązku k u Powiatów Polski k ch c

Kazimier e z r K o K t o owski k Prez e es e Z a Z rządu u Zw Z iązku k u Powiatów Polski k ch c Kazimierz Kotowski Prezes Zarządu Związku Powiatów w Polskich Projekt planu finansowego na 2011 rok Podziałśrodków na świadczenia opieki zdrowotnej dokonywany jest biorąc za podstawę: ilość ubezpieczonych

Bardziej szczegółowo

Działalność badawcza i rozwojowa w Polsce w 2013 r. Główne wnioski

Działalność badawcza i rozwojowa w Polsce w 2013 r. Główne wnioski GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Urząd Statystyczny w Szczecinie Warszawa, listopad 2014 r. Informacja sygnalna WYNIKI BADAŃ GUS Główne wnioski Wartość nakładów wewnętrznych 1 ogółem na działalność badawczo-rozwojową

Bardziej szczegółowo

MAPA FUNDUSZY POŻYCZKOWYCH

MAPA FUNDUSZY POŻYCZKOWYCH MAPA FUNDUSZY POŻYCZKOWYCH MAREK MIKA Polski Związek Funduszy Pożyczkowych Dane na 31.12 2011r. LICZBA POZIOM KAPITAŁU ROZKŁAD TERYTORIALNY Pierwszy fundusz pożyczkowy powstał w 1992 roku. Obecnie w Polsce

Bardziej szczegółowo

Heteroskedastyczność szeregu stóp zwrotu a koncepcja pomiaru ryzyka metodą VaR

Heteroskedastyczność szeregu stóp zwrotu a koncepcja pomiaru ryzyka metodą VaR Krzyszof Pionek Kaedra Inwesycji Finansowych i Ubezpieczeń Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu Heeroskedasyczność szeregu sóp zwrou a koncepcja pomiaru ryzyka meodą VaR Wsęp Spośród wielu rodzajów ryzyka

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

GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Urząd Statystyczny w Katowicach

GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Urząd Statystyczny w Katowicach GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Urząd Statystyczny w Katowicach Notatka informacyjna PRODUKT KRAJOWY BRUTTO RACHUNKI REGIONALNE W 2008 R. 1 PRODUKT KRAJOWY BRUTTO W 2008 roku wartość wytworzonego produktu krajowego

Bardziej szczegółowo

ZASTOSOWANIE METODY OBLICZEŃ UPROSZCZONYCH DO WYZNACZANIA CZASU JAZDY POCIĄGU NA SZLAKU

ZASTOSOWANIE METODY OBLICZEŃ UPROSZCZONYCH DO WYZNACZANIA CZASU JAZDY POCIĄGU NA SZLAKU PRACE NAUKOWE POLITECHNIKI WARSZAWSKIEJ z. 87 Transpor 01 Jarosław Poznański Danua Żebrak Poliechnika Warszawska, Wydział Transporu ZASTOSOWANIE METODY OBLICZEŃ UPROSZCZONYCH DO WYZNACZANIA CZASU JAZDY

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

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

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

Departament Koordynacji Polityki Strukturalnej. Fundusze unijne. a zróżnicowanie regionalne kraju. Warszawa, 27 marca 2008 r. 1

Departament Koordynacji Polityki Strukturalnej. Fundusze unijne. a zróżnicowanie regionalne kraju. Warszawa, 27 marca 2008 r. 1 Departament Koordynacji Polityki Strukturalnej Fundusze unijne a zróżnicowanie regionalne kraju Warszawa, 27 marca 2008 r. 1 Proces konwergencji w wybranych krajach UE (zmiany w stosunku do średniego PKB

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

ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA EXCEL AUTOR: MARTYNA KUPCZYK ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA EXCEL AUTOR: MARTYNA KUPCZYK

ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA EXCEL AUTOR: MARTYNA KUPCZYK ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA EXCEL AUTOR: MARTYNA KUPCZYK 1 ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA 2 POBRAĆ Z INTERNETU Plaforma WSL on-line Nazwisko prowadzącego Maryna Kupczyk Folder z nazwą przedmiou - Analiza, prognozowanie i symulacja Plik o nazwie Baza do ćwiczeń

Bardziej szczegółowo

1.1. Bezpośrednie transformowanie napięć przemiennych

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

Bardziej szczegółowo

ROZDZIAŁ 12 MIKROEKONOMICZNE PODSTAWY MODELI NOWEJ EKONOMII KLASYCZNEJ

ROZDZIAŁ 12 MIKROEKONOMICZNE PODSTAWY MODELI NOWEJ EKONOMII KLASYCZNEJ Kaarzyna Szarzec ROZDZIAŁ 2 MIKROEKONOMICZNE PODSTAWY MODELI NOWEJ EKONOMII KLASYCZNEJ. Uwagi wsępne Program nowej ekonomii klasycznej, w kórej nazwie podkreślone są jej związki z ekonomią klasyczną i

Bardziej szczegółowo

SOE PL 2009 Model DSGE

SOE PL 2009 Model DSGE Zeszy nr 25 SOE PL 29 Model DSGE Warszawa, 2 r. , SOE PL 29 Konak: B Bohdan.Klos@mail.nbp.pl T ( 48 22) 653 5 87 B Grzegorz.Grabek@mail.nbp.pl T ( 48 22) 585 4 8 B Grzegorz.Koloch@mail.nbp.pl T ( 48 22)

Bardziej szczegółowo

MODELOWANIE WŁASNOŚCI SZEREGÓW STÓP ZWROTU SKOŚNOŚĆ ROZKŁADÓW

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

Bardziej szczegółowo

Wpływ wsparcia unijnego na regionalne zróŝnicowanie dochodów w w rolnictwie

Wpływ wsparcia unijnego na regionalne zróŝnicowanie dochodów w w rolnictwie Instytucje w procesie przemian strukturalnych i społeczno eczno-ekonomicznych ekonomicznych na polskiej wsi i w rolnictwie w świetle wsparcia unijnego Kraków,10 czerwca 2012 r. Wpływ wsparcia unijnego

Bardziej szczegółowo

GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Urząd Statystyczny w Katowicach

GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Urząd Statystyczny w Katowicach Materiał na konferencję prasową w dniu 30 listopada 2012 r. GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Urząd Statystyczny w Katowicach Notatka informacyjna PRODUKT KRAJOWY BRUTTO RACHUNKI REGIONALNE W 2010 R. 1 PRODUKT

Bardziej szczegółowo

Tabela 1. Łączny kapitał pożyczkowy funduszy pożyczkowych (w mln zł) oraz dynamika zmian (w %) w latach 2011 2013 Wyszczególnienie 2011 2012 2013 Kapitał pożyczkowy 1674,60 1983,10 2166,71 Dynamika zmian

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

Klasówka po gimnazjum biologia. Edycja 2006\2007. Raport zbiorczy

Klasówka po gimnazjum biologia. Edycja 2006\2007. Raport zbiorczy Klasówka po gimnazjum biologia Edycja 2006\2007 Raport zbiorczy Opracowano w: Gdańskiej Fundacji Rozwoju im. Adama Mysiora Informacje ogólne... 3 Raport szczegółowy... 3 Tabela. Podział liczby uczniów

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

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

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

Bardziej szczegółowo

A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XLIII nr 2 (2012) 161 181

A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XLIII nr 2 (2012) 161 181 A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XLIII nr (01) 161 181 Pierwsza wersja złożona 9 marca 01 ISSN Końcowa wersja zaakcepowana 15 grudnia 01 080-0339 Anna Michałek

Bardziej szczegółowo

Projekt MAŁOPOLSKA 2015 -przygotowania do Strategii Rozwoju Województwa Małopolskiego na lata 2007-2013

Projekt MAŁOPOLSKA 2015 -przygotowania do Strategii Rozwoju Województwa Małopolskiego na lata 2007-2013 Projekt MAŁOPOLSKA 2015 -przygotowania do Strategii Rozwoju Województwa Małopolskiego na lata 2007-2013 Bożena PIETRAS-GOC Koordynator projektu Kancelaria Zarządu Województwa Małopolskiego Kontekst projektu

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

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

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

Bardziej szczegółowo

Wyznaczanie temperatury i wysokości podstawy chmur

Wyznaczanie temperatury i wysokości podstawy chmur Wyznaczanie emperaury i wysokości podsawy chmur Czas rwania: 10 minu Czas obserwacji: dowolny Wymagane warunki meeorologiczne: pochmurnie lub umiarkowane zachmurzenie Częsoliwość wykonania: 1 raz w ciągu

Bardziej szczegółowo

Baza noclegowa w I kwartale 2012 roku 1

Baza noclegowa w I kwartale 2012 roku 1 Materiał na konferencję prasową w dniu 31 maja 212 r. GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Departament Badań Społecznych i Warunków Życia Notatka informacyjna WYNIKI BADAŃ GUS Baza noclegowa w I kwartale 212 roku

Bardziej szczegółowo

Skala depopulacji polskich miast i zmiany struktury demograficznej - wnioski ze spisu ludności i prognozy demograficznej do 2035 roku

Skala depopulacji polskich miast i zmiany struktury demograficznej - wnioski ze spisu ludności i prognozy demograficznej do 2035 roku Skala depopulacji polskich miast i zmiany struktury demograficznej - wnioski ze spisu ludności i prognozy demograficznej do 2035 roku Konferencja Zarządzanie rozwojem miast o zmniejszającej się liczbie

Bardziej szczegółowo

Dobór przekroju żyły powrotnej w kablach elektroenergetycznych

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

Bardziej szczegółowo

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

Analiza efektywności kosztowej w oparciu o wskaźnik dynamicznego kosztu jednostkowego

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

Bardziej szczegółowo

ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 690 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 51 2012

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

Bardziej szczegółowo

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

Regionalna Izba Obrachunkowa w Zielonej Górze

Regionalna Izba Obrachunkowa w Zielonej Górze Regionalna Izba Obrachunkowa w Zielonej Górze Wykonanie budżetów przez lubuskie gminy w 215 roku Finansowanie oświaty i wydatki ponoszone na realizację zadań oświatowych przez lubuskie gminy Prezes RIO

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

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

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

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

Bardziej szczegółowo

IMPLEMENTACJA WYBRANYCH METOD ANALIZY STANÓW NIEUSTALONYCH W ŚRODOWISKU MATHCAD

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

LINIA DŁUGA Konspekt do ćwiczeń laboratoryjnych z przedmiotu TECHNIKA CYFROWA

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

Bardziej szczegółowo

Budownictwo mieszkaniowe a) w okresie I-XII 2013 r.

Budownictwo mieszkaniowe a) w okresie I-XII 2013 r. Warszawa, 17.1.214 r. Budownictwo mieszkaniowe a) w okresie I-XII 213 r. Według wstępnych danych, w okresie styczeń-grudzień 213 r. oddano do użytkowania 146122 mieszkania, tj. o 4,4% mniej niż w 212 r.

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

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

ROZDZIAŁ 8 DYSKUSJA NAD NEO-KEYNESOWSKĄ KRZYWĄ PHILLIPSA WNIOSKI DLA POLSKI

ROZDZIAŁ 8 DYSKUSJA NAD NEO-KEYNESOWSKĄ KRZYWĄ PHILLIPSA WNIOSKI DLA POLSKI Marcin Brycz ROZDZIAŁ 8 DYSKUSJA NAD NEO-KEYNESOWSKĄ KRZYWĄ PHILLIPSA WNIOSKI DLA POLSKI Wprowadzenie Blisko pięćdziesią la ocząca się dyskusja nad krzywą Phillipsa nabrała nowego rozmachu od czasu publikacji

Bardziej szczegółowo

DZIENNIK USTAW RZECZYPOSPOLITEJ POLSKIEJ

DZIENNIK USTAW RZECZYPOSPOLITEJ POLSKIEJ DZIENNIK USTAW RZECZYPOSPOLITEJ POLSKIEJ Warszawa, dnia 30 października 2015 r. Poz. 1755 ROZPORZĄDZENIE MINISTRA ROLNICTWA I ROZWOJU WSI 1) z dnia 12 października 2015 r. w sprawie wysokości dostępnych

Bardziej szczegółowo