UBEZPIECZENIE Z FUNDUSZEM KAPITAŁOWYM

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "UBEZPIECZENIE Z FUNDUSZEM KAPITAŁOWYM"

Transkrypt

1 MEODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH om XV/3, 214, sr PROPOZYCJA MODYFIKACJI KŁADKI NEO W UBEZPIECZENIACH NA ŻYCIE Z FUNDUZEM KAPIAŁOWYM UWZLĘDNIAJĄCA DODAKOWE RYZYKO FINANOWE Magdalena Homa Unwersye Wrocławsk e-mal: homam@rawo.un.wroc.l reszczene: Wycena klasycznych ubezeczeń na życe oara jes na zasadze równoważnośc uwzględna ryzyko śmerc oraz zmanę warośc enądza w czase czyl zw. ryzyko akuaralne. aka wycena akuaralna zakłada sraegę zabezeczającą, kórą rudno jes realzować frmom ubezeczenowym oferującym złożone roduky ubezeczenowe jakm są m.n. ubezeczena z funduszem kaałowym UFK. W ubezeczenach ego yu śwadczena ołączone są z ryzykem fnansowym, kóre ne odlega dywersyfkacj w zwązku z ym wycena ownna uwzględnać en dodakowy asek. Dlaego eż w racy zaroonowano modyfkację sosobu kalkulacj składk neo dla ubezeczeń UFK będącą kombnacją ujęca akuaralnego fnansowego. Zaroonowano aby rzy kalkulacj składk uwzględnć zarówno ryzyko akuaralne jak fnansowe zwązane z konrakem ubezeczenowym łączącym asek ubezeczenowy z nwesycjam. łowa kluczowe: ubezeczene z funduszem kaałowym UFK, wycena rzeływów enężnych, zasada równoważnośc, meoda Mone Carlo UBEZPIECZENIE Z FUNDUZEM KAPIAŁOWYM Koncecja ubezeczena UFK Ubezeczene z funduszem kaałowym UFK o umowa na życe lub dożyce omędzy ubezeczonym a ubezeczycelem, zgodne z kórą ubezeczony ołaca składk, a w zaman frma ubezeczenowa zaewna śwadczene w wysokośc równej wększej z warośc: kwoy gwaranowanej oznaczonej,

2 Modyfkacja składk neo w ubezeczenach na życe 87 sumy wynkającej z warośc orfela referencyjnego zależnej od kszałowana sę ceny funduszu oznaczonej b. ym samym ubezeczene UFK różn sę zasadnczo od klasycznych ubezeczeń na życe dożyce ym, że jes owązane z nwesowanem środków ochodzących ze składek w wydzelone fundusze. W Polsce konraky yu UFK umożlwają ubezeczonemu gromadzene oszczędnośc w ndywdualne uworzonym rzez nego orfelu nwesycyjnym, składającym sę z funduszy rowadzonych rzez nezależne od ubezeczycela zewnęrzne owarzyswa FI. Fundusze nwesycyjne różną sę od względem ryzyka olyk nwesycyjnej, a oneważ ubezeczena UFK mają owarą srukurę są ransarenne dają ubezeczonym możlwość decydowana o składze orfela w okrese rwana ubezeczena. W rzecweńswe do klasycznego ubezeczena na życe, w kórym kosz ubezeczena wyrażony w ołacanej składce jes jednakowy rzez cały okres ubezeczena ne wynka z welkośc ryzyka w danym roku, ale z uśrednonego ryzyka całego okresu ubezeczena, w ubezeczenach UFK kosz en zmena sę w zależnośc od wła obcążena zwązanego ne ylko z ryzykem śmerc, ale równeż z dodakowym ryzykem fnansowym zależnym od ceny jednosek funduszu. Warość orfela referencyjnego a wyłaa z yułu ubezeczena W ubezeczenu UFK, analogczne jak w radycyjnym ubezeczenu, zakład ubezeczeń zgodne z umową zobowązuje sę do wyłay śwadczena w zależnośc od yu konraku: z yułu dożyca końca okresu ubezeczena UD, w rzyadku śmerc w okrese jego rwana UZ. W rzecweńswe do radycyjnych ubezeczeń na życe dożyce losowy jes uaj ne ylko momen wyłay ale równeż jej wysokość zależna od warośc orfela ceny jednosk funduszu w momence wyłay. Przyjmując, że ubezeczony w chwl nwesuje część składk ubezeczenowej w wysokośc w wybrane akywa fundusze oferowane wraz z ubezeczenem UFK z ceną 1 określoną jako zakuuje odowedno jednosek akywów. Buduje w en sosób warość orfela referencyjnego wyrażoną wzorem [chrager n. 24]: mn{ u u> } 1 1 X. 1 u u W ubezeczenu UFK ubezeczycel łącząc charaker ochronny nwesycyjny wyłaca ubezeczonemu w momence zajśca zdarzena objęego umową wyższą z warośc: kwoy gwaranowanej warośc rynkowej orfela. Zaem wyłaa z yułu ubezeczena w chwl jes odowedną funkcją u

3 88 Magdalena Homa zakumulowanej nwesycj zależną od ceny jednosek funduszu jes ona równa [chrager n. 24, Balloa n. 26]: {, X } ma{ X } X b X. 2 ma, Nasęne uwzględnając zmanę warośc enądza w czase wyznaczono zakualzowaną na momen warość wyłay dokonanej w chwl z yułu zdarzena objęego umową jes równa [Bacnello 23]: b, δ V e b X ~, 3 δ e V X, ~ V X, e X. Z owyższego wzoru wynka, że konrak yu UFK może być wycenany jako klasyczne ubezeczene odowedno na życe lub dożyce z sumą ubezeczena erwszy człon wyrażena lus ewenualna nadwyżka gdze δ wynkająca z warośc orfela zależna od średnej ważonej ceny akywów człon drug wyrażena. Przy wycene rzeływów wynkających z klasycznego ubezeczeń na życe uwzględna sę ryzyko soy rocenowej, naomas ryzyko w ubezeczenu UFK jes rozszerzone obejmuje dodakowo ryzyko nwesycj. Warość akuaralna wyłay Warość akuaralna śwadczena lub składk w klasycznych ubezeczenach na życe jes waroścą oczekwaną zakualzowanej welkośc śwadczena lub składk. W ubezeczenu UFK rzy oblczanu warośc oczekwanej srumen łanośc należy uwzględnć hsorę doyczącą rocesu śmerelnośc ceny. ąd warość akuaralna srumena łanośc w ubezeczenu UFK oblczana jes jako warunkowa warość oczekwana zdyskonowanych łanośc, od warunkem całej hsor rocesu określana ogólnym wzorem [Bowers n. 1997]: gdze { } 1 E B B b F, 4 F flracja określająca hsorę rocesu w chwl. W rzyadku klasycznych ubezeczeń flracja oara jes na rocese umeralnośc zn.: F σ Ι,, 1, K, l gdze { } rzyszły czas życa -ego ubezeczonego, l lczba osób w orfelu ubezeczenowym Naomas w rzyadku ubezeczeń z funduszem kaałowym należy uwzględnć dodakowo rynek fnansowy zwązane z nm ryzyko, w zwązku z ym w kalkulacjach należy uwzględnć nasęującą flrację:

4 Modyfkacja składk neo w ubezeczenach na życe 89 { Ι,, 1, K, l } F H σ 5 gdze o flracja zależna od modelu rynku. Zakłada sę, że rynek fnansowy jes dealny wszyscy mają aką samą wedzę o nm, a nformacje orzymywane są wyłączne z obserwacj rocesu cen. Wówczas o σ- cele zakładamy, że jes flracją oarą na rocese ceny. Zaem flracja F określa ełną nformację dosęną w chwl doyczącą zarówno rocesu śmerelnośc kszałowana sę cen. Uwzględnając ę flrację, a ym samym rozszerzone ryzyko akuaralne wyznaczono warość akuaralną wyłay z yułu dożyca końca okresu ubezeczena oraz z yułu śmerc w okrese rwana ubezeczena sanowące odsawę dalszych kalkulacj składk neo. Ze względu na fak, że ryzyko fnansowe ne odlega dywersyfkacj rzeływy enężne zwązane z ubezeczenem UFK wycenono dla jednorodnego orfela ubezeczeń. Warość akuaralna wyłay wyrażonej wzorem 3 z yułu ubezeczena na dożyce rzy założenu nezależnośc rocesu umeralnośc rocesu cen można wyrazć wzorem: l [, F ] E[ e b ] δ E B D 1, 6 gdze o rawdoodobeńswo rzeżyca ubezeczonego w weku okresu. Naomas w rzyadku ubezeczena na życe warość akuaralna wyłay z yułu śmerc zosaje wyłacona każdemu ubezeczonemu z yułu śmerc wyraża sę wzorem: E l [ ] δ BZ, E[ e b ] F µ d, 7 1 gdze µ oznacza nensywność umeralnośc w weku. Z owyższych wzorów wynka, że wyznaczene warośc akuaralnej wyłay z yułu ubezeczena UFK wymaga dodakowych założeń co do modelu rynku fnansowego w zakrese rocesu kszałowana sę cen. KALKULACJA KŁADKI NEO DLA UBEZPIECZENIA UFK Zasada równoważnośc jednorazowa składka neo W klasycznych ubezeczenach na życe dożyce warość składk neo wyznacza sę na odsawe warośc oczekwanej zdyskonowanych rzyszłych rzeływów enężnych czyl ch warośc akuaralnych. Podsawę ych kalkulacj sanow klasyczna zasada równoważnośc zgodne, z kórą warość

5 9 Magdalena Homa akuaralna składek śwadczeń wynkająca z zawarej umowy ubezeczena w całym okrese ubezeczena ownna sę blansować. Dla jednorazowej składk neo łanej w momence zasada ma osać [Bowers n. 1997]: Π F n o b e E δ, 8 gdze n - okres ubezeczena ermnowego. kładka neo wynkająca z owyższej zasady nazywana jes srawedlwą w radycyjnych ubezeczenach wyznacza sę ją uwzględnając soę wolną od ryzyka oraz ryzyko śmerelnośc. W rzyadku gdy frma ubezeczenowa osada duży orfel o zgodne z rawem welkch lczb ryzyko śmerc jes dywersyfkowane. W rzyadku ubezeczeń UFK ubezeczycel onos z yułu gwarancj dodakowo ryzyko fnansowe ne ma możlwośc jego dywersyfkacj. Należy odkreślć, że w Polsce najczęścej oferowane są ubezeczena UFK bez sumy gwaranowanej, a ym samym ubezeczycel ne uwzględna go w kalkulacjach. Zaem składka w ubezeczenu UFK z wyłaą określoną wzorem 2 ownna być wyznaczona rzy uwzględnenu rozszerzonej flracj generowanej rzez orfel ubezeczenowy w zakrese rocesu śmerelnośc fnansowy w zakrese rocesu cen. Wykorzysując wyrowadzone wzory na warość akuaralną 6 7 rzyjmując jednorazowa składka neo UFK zgodne z zasadą równoważnośc 9 wyraża sę ogólnym wzorem: [ ] [ ] µ δ δ d b E e b E e l Π 1. 1 Cena a ryzyko fnansowe UFK Uwzględnając fak, że w ubezeczenu UFK wyłaa zależy od warośc rynkowej orfela referencyjnego o rzekszałcenach orzymuje sę nasęujący wzór jednorazowej składk neo: [ ] [ ] Π µ µ δ δ δ δ d e e d X E e X E e l 1 11

6 Modyfkacja składk neo w ubezeczenach na życe 91 δ Warość oczekwaną E[ e h ] nazywa sę Ceną arbrażową nsrumenu h w chwl <, oewającego na akywa o cene osanej rzez roces { } o ermne zaadalnośc [Jajuga K., Jajuga. 26]. W zwązku z ym rzyjmując oznaczene: E δ [ e X ] C X, wzór 11 na jednorazową składkę neo wyznaczoną według zasady równoważnośc z rozszerzoną na rynek fnansowy flracją rzyjme osać: Π l δ δ e e µ d l I Π Π UZ UD C X,, C X µ d Π II Π X Powyższy wzór jes uogólnenem wzoru na jednorazową składkę neo j.s.n w ubezeczenach życowych. Perwsza część wzoru określa wysokość należnej składk w klasycznych ubezeczenach na życe lub dożyce z sumą ubezeczena. Część druga o dodakowa część składk wynkająca z ryzyka fnansowego orfela referencyjnego ubezeczena UFK. Zaem dokonując kalkulacj składk neo dla ubezeczena UFK należy ołączyć ujęce akuaralne z fnansowym, w zakrese narzędz sosowanych do wyceny ocj euroejskej w rzyadku ubezeczena na życe amerykańskej w ubezeczenu na dożyce. Należy jednak zauważyć, że wyznaczona składka zgodne z zasadą równoważnośc charakerysycznej dla kalkulacj składk w ubezeczenach na życe, ne uwzględna w ełn secyfk ubezeczeń na życe z funduszem kaałowym wynkającej z faku, że w ubezeczenach ego yu welkość wyłay ne jes znana w momence kalkulacj składk. Analogczna syuacja ma mejsce w ubezeczenach neosobowych, dlaego eż roonuje sę w rzyadku ubezeczeń UFK sosować zmodyfkowane zasady określana składek charakerysyczne dla ubezeczeń neosobowych. Zasady e oare są na zasadze równoważnośc, ale uwzględnony jes równeż dodaek na ryzyko [Moller 23]. Dlaego eż należałoby zmodyfkować owyższy wzór w ak sosób aby uwzględnć dodakowe ryzyko obejmujące losowy charaker wyłay. Wówczas wzór na jednorazową składkę rzyjmuje ogólną osać: ΠUZ UD Π Π 13 Π X Var X 12

7 92 Magdalena Homa Perwsze dwa składnk owyższego wzoru o odowedno składka klasycznego ubezeczena na życe dożyce oraz część składk rzeznaczona na okryce ryzyka fnansowego wynkającego z warośc rynkowej orfela referencyjnego, naomas osan człon o część składk rzeznaczona na okryce ryzyka wynkającego z losowego charakeru wyłay odowedna mara zróżncowana. W konekśce ubezeczeń z funduszem kaałowym, w kórych losowa wyłaa zależna jes od warośc orfela referencyjnego w momence wyłay roonuje sę zasosowane zasad oarych na warośc oczekwanej marach zróżncowana. a część składk wyraża sę wówczas wzorem: Π Var X Var e δ Var b [ B, B, { > } ] D Ι δ { > } e b dn { > } Z Do wyznaczena warancj odchylena sandardowego orzebna jes węc znajomość ne ylko warośc oczekwanej ale równeż momenu zwykłego drugego rzędu oraz momenu meszanego oszczególnych srumen łanośc. Posęując analogczne jak rzy wyznaczanu warośc oczekwanej wyznacza sę drug momen rzeływów, naomas do wyznaczena momenu meszanego zasosowane werdzene Fubnego o całce odwójnej z funkcj o rozdzelonych zmennych [Błaszczyszyn B., Rolsk.]. Osaeczne odowedne warośc wyznaczono numeryczne wykorzysano ake Mahemaca. KALKULACJA KŁADKI NEO DLA PRZYKŁADOWEO UBEZPIECZENIA Z FUNDUZEM KAPIAŁOWYM Przykładowy orfel ubezeczena UFK Jako rzykład rzeanalzowano konrak ermnowy UFK na życe lub dożyce zgodne, z kórym jeśl ubezeczony umrze o ubezeczycel wyłac mu gwaranowaną sumę ubezeczena lus nadwyżkę wynkającą z warośc orfela. Ubezeczony orzyma równeż analogczną wyłaę w syuacj dożyca końca okresu ubezeczena. Ponado rzyjęo, że ubezeczony może realzować różne sraege nwesycyjne różncując ym samym zysk wynkające ze zmennej warośc orfela. W analze uwzględnono najlesze fundusze UFK oferowane w Polsce w czerech gruach orfel: PAK orfel akcj, P - orfel sablnego wzrosu, PZR - orfel zrównoważony oraz PPD - orfel aerów dłużnych. W celu rzerowadzena wyceny kalkulacj składk neo dla oszczególnych yów ubezeczena UFK należy rzerowadzć symulację: rocesu cen rzy założonym modelu rynku fnansowego oraz rocesu śmerelnośc rzy rzyjęym modelu śmerelnośc. Jako model rynku fnansowego rzyjęo klasyczny model Blacka-cholesa Blacka-Merona-cholesa z horyzonem. Zakładamy, że

8 Modyfkacja składk neo w ubezeczenach na życe 93 mamy do czynena z rynkem dealnym, na kórym mamy aer ryzykowny jednosk wybranego rzez ubezeczonego funduszu, o cene zadanej wzorem [Jakubowsk 211].: d µ d σ dw gdze W jes rocesem Wenera sandardowy ruch Browna, - rzyszła cena nsrumenu bazowego, - cena rzeczywsa nsrumenu bazowego, µ - średna rocesu, σ - odchylene sandardowe rocesu. Jedynym rozwązanem owyższego równana różnczkowego jes: Proces 1 2 e σ W µ 2 σ 2 2 ma rozkład lognormalny zn. ln ~ N ln µ σ σ., 2 Na rynku ym mamy równeż rachunek ze sałą soą rocenową kaalzację cągłą j. roces warośc jednosk enężnej jes równy: B e δ e ln 1 r Na ak osanym rynku µ odzwercedla sałe endencje zmany cen jednosek funduszu nazywa sę soą arecjacj, odchylene sandardowe σ odzwercedla zmenność cen, naomas soa rocenowa r o soa wolna od ryzyka. Ze względu na rawdłowy os dynamk śmerelnośc w oulacj dla rzedzału wekowego 3-8 la, do wyznaczena rawdoodobeńswa śmerc wykorzysano rawo omerza-makehama zgodne, z kórym naężene zgonów wyraża sę wzorem: µ A Bc Na odsawe Ż dla mężczyzn rzerowadzono aroksymację funkcj orzymano nasęujące esymaory najwększej warygodnośc aramerów: A,4; B,34674; c 1 Na ej odsawe wyznaczono rawdoodobeńswo rzeżyca śmerc wykorzysane w rzykładze.,6 ymulacja wysokośc składk neo dla wybranych UFK Do wyceny konraków yu UFK usalena srawedlwej składk według wzoru 13 sona saje sę kwesa orawnej wyceny nsrumenu fnansowego jakm jes ocja. W racy do wyceny euroejskej ocj kuna zasosowano osać analyczną, naomas w rzyadku amerykańskej ocj kuna, dla kórej ne ma jawnej osac analycznej ceny zasosowano meodę symulacyjną Mone-Carlo

9 94 Magdalena Homa ozwalającą najogólnej oblczać warośc oczekwane ewnych rozkładów rawdoodobeńswa. Przy zasosowanu meody Mone Carlo do wyceny ocj kuna wykorzysywany jes fak, że rozkład warośc nsrumenu bazowego w dnu wygaśnęca ocj jes zdeermnowany rzez usalony roces sochasyczny. Przy zasosowanu osanego modelu ewolucj cen sosując meodę Mone Carlo, orzez welokrone symulacje orzymano rozkład końcowych warośc nsrumenu erwonego, na kóry wysawona jes ocja. Procedurę wyznaczana warośc ocj kończy szacowane warośc oczekwanej. Nasęne z uwzględnenem rzyjęego modelu rocesu śmerc, rzerowadzono kalkulację należnej jednorazowej składk neo 1. Wynk dla ubezeczonego mężczyzny w weku 3 la z gwaranowaną sumą ubezeczena równą 1j. soą wolną od ryzyka 5% nwesującego w orfele referencyjne zameszono w onższych abelach. abela 1 Jednorazowa składka neo ubezeczena UFK na dożyce z orfelem PAK ermn Π UD ,52 53,63 21,2 3 27,2 66,44 19, ,69 75,7 17, ,6 7,79 17, ,5 53,71 12,55 Źródło: oracowane własne abela 2 Jednorazowa składka neo ubezeczena UFK na dożyce z orfelem PZR ermn Π UD ,52 4,76 19, 3 27,2 54,82 18, ,69 63,11 15, ,6 62,19 14, ,5 47,75 1,74 Źródło: oracowane własne abela 3 Jednorazowa składka neo ubezeczena UFK na dożyce z orfelem PW ermn Π UD ,525 16,77 13, ,27 28,4 12, ,69 38,7 11, ,623 41,76 9, ,571 35,5 6,66 Źródło: oracowane własne 1 Do oblczeń numerycznych wykorzysano ake Mahemaca.

10 Modyfkacja składk neo w ubezeczenach na życe 95 abela 4 Jednorazowa składka neo ubezeczena UFK na dożyce z orfelem PPD ermn Π UD ,525,28 7, ,27 2,66 6, ,69 9,62 5, ,623 18,32 3, ,571 21,5 1,96 Źródło: oracowane własne abela 5 Jednorazowa składka neo ubezeczena UFK na życe z orfelem PAK ermn Π UZ 25 25,58 27,84 4, ,91 5,94 7, ,44 92,74 1, ,85 163,74 14, ,9 268,67 17,79 Źródło: oracowane własne abela 6 Jednorazowa składka neo ubezeczena UFK na życe z orfelem PZR ermn Π UZ 25 25,58 21,76 2, ,91 38,51 5, ,44 74,52 9, ,85 12,47 12, ,9 239,21 16,4 Źródło: oracowane własne abela 7 Jednorazowa składka neo ubezeczena UFK na życe a z orfelem PW ermn Π UZ 25 25,58 19,51 1,5 3 37,91 36,24 2, ,44 71,57 5, ,85 116,31 8, ,9 21,35 12,12 Źródło: oracowane własne abela 8 Jednorazowa składka neo ubezeczena UFK na życe z orfelem PPD ermn Π UZ 25 25,58 1,76, 3 37,91 17,58, 35 55,44 29,97, ,85 52,84 1, ,9 94,26 5,89 Źródło: oracowane własne

11 96 Magdalena Homa Na odsawe owyższych symulacj można swerdzć, że erwsza część składk wyznaczona w radycyjny sosób zarówno w ubezeczenu UZ jak UD, nezależne od rzyjęej sraeg nwesycyjnej ma aką samą warość, co śwadczy o ym, że wynka ona z uśrednonego ryzyka śmerc. Jes o odejśce charakerysyczne dla ubezeczeń życowych owerdza koneczność orakowana ubezeczeń UFK w sosób szczególny sosując zasady rzysane w ujęcu czyso akuaralnym do ubezeczeń neosobowych. Wynk wskazują, że w ubezeczenach z funduszem kaałowym wysokość składk neo ownna być wyższa uwzględnać dodakowe ryzyko decyzj nwesycyjnych ubezeczonego. Ryzyko wynkające ze sraeg nwesycyjnej ubezeczonego znajduje okryce w dodakowych członach składk, kóre w sosób sony zwększają jej wysokość, zaewnając jednocześne wyłacalność ubezeczycela. Ich kszałowane jako funkcj okresu ubezeczena rzedsawono na onższych wykresach. Rysunek 1 Dodaek na ryzyko orfela część składk w ubezeczenu UZ UD PAK PW PZR PPD Rysunek 2 Dodaek na ryzyko orfela część składk w ubezeczenu UZ UD 2 25 PAK PZR PW 15 PPD Źródło: oracowane własne

12 Modyfkacja składk neo w ubezeczenach na życe 97 Na wykresach rzedsawono dwe częśc składk rzeznaczone na okryce ryzyka fnansowego zwązanego ze zmaną ceny jednosek funduszu ryzyka wynkającego z losowego charakeru wyłay. Jak można było oczekwać w ubezeczenu UFK na życe są one rosnącą, wyukłą funkcją nezależne od rzyjęej sraeg. Naomas w ubezeczenu UFK na dożyce o funkcje wklęsłe rosnąco-malejące. Bez wąena kszał orzymanych funkcj zdeermnowany jes rzez rawdoodobeńswo zajśca zdarzena objęego umową. WNIOKI Na odsawe uzyskanych wynków można swerdzć, że nezależne od rzyjęej rzez ubezeczonego sraeg nwesycyjnej ryzyko fnansowe deermnuje w sosób sony wysokość składk. W zwązku z ym ne ownno być omjane w rzerowadzanych wycenach kalkulacjach. Proonowane rozszerzene flracj określającej ełną nformację dosęną w chwl doyczącą rocesu śmerelnośc kszałowana sę cen, zasosowane meod wyceny ocj euroejskej amerykańskej, jak równeż sojrzene na ubezeczena UFK orzez ryzma ubezeczeń neosobowych wydaje sę być zasadne. ake odejśce wymusza kalkulacje składk będącą kombnacją odejśca akuaralnego fnansowego. BIBLIORAFIA Bacnello A. 23 Far Valuaon of uaraneed Lfe Insurance Parcang Conac Embeddng a urrender Oon, he Journal of Rsk and Insurance, Vol.7, No. 3. Balloa L., Habermann. 26 he far valuaon roblem of guaraneed annuy oons: he sochasc moraly envronmen case, Insurance Mahemacs & Economcs, nr 38. Błaszczyszyn B., Rolsk.: Podsawy maemayk ubezeczeń na życe. Warszawa: Wydawncwo Naukowo-echnczne 24 Bowers N.L., erber H.U.,Hckman J.C, Jones D.A., Nesb C Acuaral mahemacs, he ocey of Acuares, chaumburg. Jajuga K., Jajuga. 26 Inwesycje, PWN Warszawa. Jakubowsk J. 211 Modele maemayczne rynków nsrumenów ochodnych I, Unwersye Warszawsk. Hardy M. 23 Invesmen uaranees. Modelng and Rsk Managemen for Equy- Lnked Lfe Insurance, John Wley & ons Inc. Moller. 23 Indfference rcng of nsurance conracs In a roducs ace model: alcaons, Insurance Mahemacs & Economcs, nr 32. Moller.,effensen M. 27 Marke valuaon mehods n lfe and enson nsurance, Cambrdge Unversy Press, Cambrdge. chrager D., Pelsser A. 24 Prcng Rae of Rerun uaranees n Regular Premum Un Lnked Insurance, Insurance Mahemacs & Economcs, nr 35.

13 98 Magdalena Homa PROPOIION MODIFICAION OF NE PREMIUM FOR LIFE INURANCE WIH EQUIY FUND INCLUDIN FINANCIAL RIK Absrac: Valuaon of radonal lfe nsurance s based on he rncle of equvalence, akng no accoun he rsk of deah and change n me value of money e. acuaral rsk. uch acuaral valuaon nvolves hedgng sraegy, whch s dffcul o mlemen by he nsurance comanes offerng nsurance wh equy fund un-lnked nsurance. In hs ye of nsurance benefs are lnked o fnancal rsk, whch s no subjec o he dversfcaon and, herefore, he valuaon should ake no accoun hs addonal asec. herefore, n hs arcle hrough combnng a fnancal and acuaral aroach, roosed a modfcaon of he mehod of calculaon of he ne remums for he un-lnked nsurance. he value of ne remum are deermned as an arorae condonal eeced value ncludng eended acuaral rsk rsk of deah and also fnancal rsk. Keywords: un-lnked nsurance, he valuaon of cash flows n ULIP, ne remum, he rncle of equvalence, acuaral rsk, he Mone Carlo mehod

Zarządzanie ryzykiem w przedsiębiorstwie i jego wpływ na analizę opłacalności przedsięwzięć inwestycyjnych

Zarządzanie ryzykiem w przedsiębiorstwie i jego wpływ na analizę opłacalności przedsięwzięć inwestycyjnych dr nż Andrze Chylńsk Katedra Bankowośc Fnansów Wyższa Szkoła Menedżerska w Warszawe Zarządzane ryzykem w rzedsęborstwe ego wływ na analzę ołacalnośc rzedsęwzęć nwestycynych w w w e - f n a n s e c o m

Bardziej szczegółowo

Hipotezy o istotności oszacowao parametrów zmiennych objaśniających ˆ ) ˆ

Hipotezy o istotności oszacowao parametrów zmiennych objaśniających ˆ ) ˆ WERYFIKACJA HIPOTEZY O ISTOTNOŚCI OCEN PARAMETRÓW STRUKTURALNYCH MODELU Hpoezy o sonośc oszacowao paramerów zmennych objaśnających Tesowane sonośc paramerów zmennych objaśnających sprowadza sę do nasępującego

Bardziej szczegółowo

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r. Maemayka ubezpeczeń mająkowych 7.05.00 r. Zadane. Pewne ryzyko generuje jedną szkodę z prawdopodobeńswem q, zaś zero szkód z prawdopodobeńswem ( q). Ubezpeczycel pokrywa nadwyżkę szkody ponad udzał własny

Bardziej szczegółowo

= σ σ. 5. CML Capital Market Line, Rynkowa Linia Kapitału

= σ σ. 5. CML Capital Market Line, Rynkowa Linia Kapitału 5 CML Catal Market Lne, ynkowa Lna Katału Zbór ortolo o nalny odchylenu standardowy zbór eektywny ozważy ortolo złożone ze wszystkch aktywów stnejących na rynku Załóży, że jest ch N A * P H P Q P 3 * B

Bardziej szczegółowo

Proces narodzin i śmierci

Proces narodzin i śmierci Proces narodzn śmerc Jeżel w ewnej oulacj nowe osobnk ojawają sę w sosób losowy, rzy czym gęstość zdarzeń na jednostkę czasu jest stała w czase wynos λ, oraz lczba osobnków n, które ojawły sę od chwl do

Bardziej szczegółowo

DYNAMIKA KONSTRUKCJI

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

Bardziej szczegółowo

Podstawowe algorytmy indeksów giełdowych

Podstawowe algorytmy indeksów giełdowych Podsawowe algorymy ndeksów gełdowych Wersja 1.1 San na 25-11-13 Podsawowe algorymy ndeksów gełdowych Wersja 1.1 San na 2013-11-25 Sps reśc I. Algorymy oblczana warośc ndeksów gełdowych...3 1. Warość beżąca

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Wykład 2

Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Wykład 2 Sansław Cchock Naala Nehrebecka Wykład 2 1 1. Szereg czasowy 2. Sezonowość 3. Zmenne sacjonarne 4. Zmenne znegrowane 2 1. Szereg czasowy 2. Sezonowość 3. Zmenne sacjonarne 4. Zmenne znegrowane 3 Szereg

Bardziej szczegółowo

Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe ogólne. α β β β ε. Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 4.

Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe ogólne. α β β β ε. Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 4. Modele weloczynnkowe Analza Zarządzane Portfelem cz. 4 Ogólne model weloczynnkowy można zapsać jako: (,...,,..., ) P f F F F = n Dr Katarzyna Kuzak lub (,...,,..., ) f F F F = n Modele weloczynnkowe Można

Bardziej szczegółowo

Inne kanały transmisji

Inne kanały transmisji Wykład 4 Inne kanały ransmsj Plan wykładu. Ceny akywów 3. Ceny akywów Wzros sopy procenowej powoduje spadek cen domów akcj. gdze C warość kuponu, F warość nomnalna gdze dywdenda, g empo wzrosu dywdendy

Bardziej szczegółowo

Zagadnienia aktuarialne teoria i praktyka

Zagadnienia aktuarialne teoria i praktyka PRACE NAUKOWE Unwersyeu Ekonomcznego we Wrocławu nr 312 RESEARCH PAPERS of Wrocław Unversy of Economcs No. 312 Zagadnena akuaralne eora prakyka Redakor naukowy Joanna Dębcka Wydawncwo Unwersyeu Ekonomcznego

Bardziej szczegółowo

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r. ma złożony rozkład Poissona. W tabeli poniżej podano rozkład prawdopodobieństwa ( )

Matematyka 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 szczegółowo

Szeregi czasowe, modele DL i ADL, przyczynowość, integracja

Szeregi czasowe, modele DL i ADL, przyczynowość, integracja Szereg czasowe, modele DL ADL, rzyczyowość, egracja Szereg czasowy, o cąg realzacj zmeej losowej, owedzmy y, w kolejych okresach czasu: { y } T, co rówoważe możemy zasać: = 1 y = { y1, y,..., y T }. Najogólej

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

Regulamin. udzielania pomocy materialnej o charakterze socjalnym dla uczniów zamieszkaùych na terenie Gminy Wolbórz

Regulamin. udzielania pomocy materialnej o charakterze socjalnym dla uczniów zamieszkaùych na terenie Gminy Wolbórz Zaù¹cznk Nr 1 uchwaùy Nr XXVIII/167/2005 Rady Gmny Wolbórz z dna 30 marca 2005 r. Regulamn udzelana pomocy maeralnej o charakerze socjalnym dla ucznów zameszkaùych na erene Gmny Wolbórz I. Sposób usalana

Bardziej szczegółowo

PARAMETRY ELEKTRYCZNE CYFROWYCH ELEMENTÓW PÓŁPRZEWODNIKOWYCH

PARAMETRY ELEKTRYCZNE CYFROWYCH ELEMENTÓW PÓŁPRZEWODNIKOWYCH ARAMETRY ELEKTRYZNE YFROWYH ELEMENTÓW ÓŁRZEWODNIKOWYH SZYBKOŚĆ DZIAŁANIA wyrażona maksymalną częsolwoścą racy max MO OBIERANA WSÓŁZYNNIK DOBROI D OBIĄŻALNOŚĆ ELEMENTÓW N MAKSYMALNA LIZBA WEJŚĆ M ODORNOŚĆ

Bardziej szczegółowo

O PEWNYCH KRYTERIACH INWESTOWANIA W OPCJE NA AKCJE

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

Bardziej szczegółowo

2.1 Zagadnienie Cauchy ego dla równania jednorodnego. = f(x, t) dla x R, t > 0, (2.1)

2.1 Zagadnienie Cauchy ego dla równania jednorodnego. = f(x, t) dla x R, t > 0, (2.1) Wykład 2 Sruna nieograniczona 2.1 Zagadnienie Cauchy ego dla równania jednorodnego Równanie gań sruny jednowymiarowej zapisać można w posaci 1 2 u c 2 2 u = f(x, ) dla x R, >, (2.1) 2 x2 gdzie u(x, ) oznacza

Bardziej szczegółowo

13. DWA MODELE POTOKU RUCHU (TEORIOKOLEJKOWE)(wg Wocha,1998)

13. DWA MODELE POTOKU RUCHU (TEORIOKOLEJKOWE)(wg Wocha,1998) 3. Dwa modele pooku ruchu (eorokolejkowe) 3. DWA MODELE POTOKU RUCHU (TEORIOKOLEJKOWE)(wg Wocha,998) 3.. Model Hagha Isneje wele prac z la powojennych, w kórych wysępują próby modelowana kolejek ruchowych

Bardziej szczegółowo

Europejska opcja kupna akcji calloption

Europejska opcja kupna akcji calloption Europejska opcja kupna akcji callopion Nabywca holder: prawo kupna long posiion jednej akcji w okresie epiraiondae po cenie wykonania eercise price K w zamian za opłaę C Wysawca underwrier: obowiązek liabiliy

Bardziej szczegółowo

Ewa Dziawgo Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu. Analiza wrażliwości modelu wyceny opcji złożonych

Ewa 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 szczegółowo

Zasady wyznaczania minimalnej wartości środków pobieranych przez uczestników od osób zlecających zawarcie transakcji na rynku terminowym

Zasady wyznaczania minimalnej wartości środków pobieranych przez uczestników od osób zlecających zawarcie transakcji na rynku terminowym Załązn nr 3 Do zzegółowyh Zasad rowadzena Rozlzeń Transa rzez KDW_CC Zasady wyznazana mnmalne wartoś środów oberanyh rzez uzestnów od osób zleaąyh zaware transa na rynu termnowym 1. Metodologa wyznazana

Bardziej szczegółowo

Modelowanie równowagi cenowej na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie w okresach przed i po wejściu Polski do Unii Europejskiej

Modelowanie równowagi cenowej na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie w okresach przed i po wejściu Polski do Unii Europejskiej Sansław Urbańsk * Modelowane równowag cenowej na Gełdze Paperów Waroścowych w Warszawe w okresach przed po wejścu Polsk do Un Europejskej Wsęp Praca nnejsza sanow konynuację badań doyczących wyceny akcj

Bardziej szczegółowo

Dywersyfikacja portfela poprzez inwestycje alternatywne. Prowadzący: Jerzy Nikorowski, Superfund TFI.

Dywersyfikacja portfela poprzez inwestycje alternatywne. Prowadzący: Jerzy Nikorowski, Superfund TFI. Dywersyfkacja ortfela orzez nwestycje alternatywne. Prowadzący: Jerzy Nkorowsk, Suerfund TFI. Część I. 1) Czym jest dywersyfkacja Jest to technka zarządzana ryzykem nwestycyjnym, która zakłada osadane

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

Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Wykład 2

Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Wykład 2 Sansław Cchock Naala Nehrebecka Wykład 2 1 1. Szereg czasowy 2. Sezonowość 3. Zmenne sacjonarne 2 1. Szereg czasowy 2. Sezonowość 3. Zmenne sacjonarne 3 Szereg czasowy jes pojedynczą realzacją pewnego

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Interpretacja parametrów przy zmennych objaśnających cągłych Semelastyczność 2. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy 3. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zastosowane

Bardziej szczegółowo

RACHUNEK EFEKTYWNOŚCI INWESTYCJI METODY ZŁOŻONE DYNAMICZNE

RACHUNEK 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 szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 7 1 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy

Bardziej szczegółowo

Natalia Nehrebecka. Zajęcia 3

Natalia Nehrebecka. Zajęcia 3 St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 3 1. Dobroć dopasowana równana regresj. Współczynnk determnacj R Dk Dekompozycja warancj zmennej zależnej ż Współczynnk determnacj R. Zmenne cągłe a

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

Seria: PREPRINTY nr 34/2006. Marek Skowron. Promotor: Dr hab. inŝ. Krystyn Styczeń, prof. PWr. Instytut Informatyki, Automatyki i Robotyki

Seria: PREPRINTY nr 34/2006. Marek Skowron. Promotor: Dr hab. inŝ. Krystyn Styczeń, prof. PWr. Instytut Informatyki, Automatyki i Robotyki Insyu Informayk, Auomayk Roboyk Sera: PREPRINTY nr 34/006 Hybrydowe alorymy ewolucyjnoradenowe dla roblemów oymalneo serowana okresoweo z oranczenam zasobowo-echnolocznym (rozrawa dokorska) Marek Skowron

Bardziej szczegółowo

WYKORZYSTANIE PODEJŚCIA QUASI-HIERARCHICZNEGO W WIELOKRYTERIALNYM DRZEWIE DECYZYJNYM*

WYKORZYSTANIE PODEJŚCIA QUASI-HIERARCHICZNEGO W WIELOKRYTERIALNYM DRZEWIE DECYZYJNYM* Unwersye Ekonomczny w Kaowcach Wydzał Informayk Komunkacj Kaedra Badań Oeracyjnych macej.nowak@ue.kaowce.l WYKORZYSTANIE PODEJŚCIA QUASI-HIERARCHICZNEGO W WIELOKRYTERIALNYM DRZEWIE DECYZYJNYM* Sreszczene:

Bardziej szczegółowo

POLITECHNIKA GDAŃSKA WYDZIAŁ MECHANICZNY. mgr inż. Artur Fiuk

POLITECHNIKA GDAŃSKA WYDZIAŁ MECHANICZNY. mgr inż. Artur Fiuk POLITECHNIKA GDAŃSKA WYDZIAŁ MECHANICZNY mgr nż. Arur Fuk BADANIA WPŁYWU PARAMETRÓW GEOMETRYCZNYCH I TERMOFIZYCZNYCH NA DZIAŁANIE DWUFAZOWEGO TERMOSYFONOWEGO WYMIENNIKA CIEPŁA Rozrawa dokorska Promoor

Bardziej szczegółowo

Statystyka. Zmienne losowe

Statystyka. Zmienne losowe Statystyka Zmenne losowe Zmenna losowa Zmenna losowa jest funkcją, w której każdej wartośc R odpowada pewen podzbór zboru będący zdarzenem losowym. Zmenna losowa powstaje poprzez przyporządkowane każdemu

Bardziej szczegółowo

BADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG20

BADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG20 Darusz Letkowsk Unwersytet Łódzk BADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG0 Wprowadzene Teora wyboru efektywnego portfela nwestycyjnego zaproponowana przez H. Markowtza oraz jej rozwnęca

Bardziej szczegółowo

Wybrane zagadnienia Termodynamiki Technicznej

Wybrane zagadnienia Termodynamiki Technicznej Zdzsław Nagórsk Wybrane zagadnena Termodynamk Techncznej Ewa Fudalej - Kosrzewa Insrukcje do ćwczeń laboraoryjnych Warszawa 0 Polechnka Warszawska Wydzał Samochodów Maszyn Roboczych Kerunek sudów "Edukacja

Bardziej szczegółowo

PROBLEM ODWROTNY DLA RÓWNANIA PARABOLICZNEGO W PRZESTRZENI NIESKOŃCZENIE WYMIAROWEJ THE INVERSE PARABOLIC PROBLEM IN THE INFINITE DIMENSIONAL SPACE

PROBLEM ODWROTNY DLA RÓWNANIA PARABOLICZNEGO W PRZESTRZENI NIESKOŃCZENIE WYMIAROWEJ THE INVERSE PARABOLIC PROBLEM IN THE INFINITE DIMENSIONAL SPACE JAN KOOŃSKI POBLEM ODWOTNY DLA ÓWNANIA PAABOLICZNEGO W PZESTZENI NIESKOŃCZENIE WYMIAOWEJ THE INVESE PAABOLIC POBLEM IN THE INFINITE DIMENSIONAL SPACE S r e s z c z e n e A b s r a c W arykule skonsruowano

Bardziej szczegółowo

Metody rachunku kosztów Metoda rachunku kosztu działań Podstawowe pojęcia metody ABC Kalkulacja obiektów kosztowych metodą ABC Zasobowy rachunek

Metody rachunku kosztów Metoda rachunku kosztu działań Podstawowe pojęcia metody ABC Kalkulacja obiektów kosztowych metodą ABC Zasobowy rachunek Meody rachunku koszów Meoda rachunku koszu Podsawowe pojęcia meody ABC Kalkulacja obieków koszowych meodą ABC Zasobowy rachunek koszów Kalkulacja koszów meodą ABC podsawową informacja dla rachunkowości

Bardziej szczegółowo

Całka nieoznaczona Andrzej Musielak Str 1. Całka nieoznaczona

Całka nieoznaczona Andrzej Musielak Str 1. Całka nieoznaczona Całka nieoznaczona Andrzej Musielak Sr Całka nieoznaczona Całkowanie o operacja odwrona do liczenia pochodnych, zn.: f()d = F () F () = f() Z definicji oraz z abeli pochodnych funkcji elemenarnych od razu

Bardziej szczegółowo

Niezawodność elementu nienaprawialnego. nienaprawialnego. 1. Model niezawodnościowy elementu. 1. Model niezawodnościowy elementu

Niezawodność elementu nienaprawialnego. nienaprawialnego. 1. Model niezawodnościowy elementu. 1. Model niezawodnościowy elementu Niezawodność elemenu nienarawialnego. Model niezawodnościowy elemenu nienarawialnego. Niekóre rozkłady zmiennych losowych sosowane w oisie niezawodności elemenów 3. Funkcyjne i liczbowe charakerysyki niezawodności

Bardziej szczegółowo

SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW

SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW Stefan WÓJTOWICZ, Katarzyna BIERNAT ZAKŁAD METROLOGII I BADAŃ NIENISZCZĄCYCH INSTYTUT ELEKTROTECHNIKI ul. Pożaryskego 8, 04-703 Warszawa tel.

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4

Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0-1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających Interpretacja

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka Katarzyna Rosiak-Lada. Zajęcia 3

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka Katarzyna Rosiak-Lada. Zajęcia 3 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Katarzyna Rosak-Lada Zajęca 3 1. Dobrod dopasowana równana regresj. Współczynnk determnacj R 2 Dekompozycja warancj zmennej zależnej Współczynnk determnacj R 2 2. Zmenne

Bardziej szczegółowo

Zaawansowane metody numeryczne Komputerowa analiza zagadnień różniczkowych 1. Układy równań liniowych

Zaawansowane metody numeryczne Komputerowa analiza zagadnień różniczkowych 1. Układy równań liniowych Zaawansowane metody numeryczne Komputerowa analza zagadneń różnczkowych 1. Układy równań lnowych P. F. Góra http://th-www.f.uj.edu.pl/zfs/gora/ semestr letn 2006/07 Podstawowe fakty Równane Ax = b, x,

Bardziej szczegółowo

ψ przedstawia zależność

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

Bardziej szczegółowo

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

XLI Egzamin dla Aktuariuszy z 8 stycznia 2007 r.

XLI Egzamin dla Aktuariuszy z 8 stycznia 2007 r. Komisja Egzaminacyjna dla Akuariuszy XLI Egzamin dla Akuariuszy z 8 sycznia 7 r. Część II Maemayka ubezieczeń życiowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 1 minu Warszawa, 9 aździernika

Bardziej szczegółowo

Ewolucja metod konstrukcji krzywej terminowej stóp procentowych po kryzysie płynności rynku międzybankowego w latach 2007-2009

Ewolucja metod konstrukcji krzywej terminowej stóp procentowych po kryzysie płynności rynku międzybankowego w latach 2007-2009 Unwersye Ekonomczny w Poznanu Wydzał Ekonom Paweł Olsza Ewolucja meod konsrukcj krzywej ermnowej sóp procenowych po kryzyse płynnośc rynku mędzybankowego w laach 007 009 Rozprawa dokorska przygoowana pod

Bardziej szczegółowo

Rozdział 3. Majątek trwały

Rozdział 3. Majątek trwały Rozdział 3. Mająek rwały Charakerysyka i odział rodzajowy środków rwałych Środki rwałe są rzeczowymi składnikami mająku rwałego o znacznej warości, rwale użykowanymi w jednosce gosodarczej, wykorzysywanymi

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

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych

Bardziej szczegółowo

Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4

Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4 St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0 1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 7 1 1. Interakcje 2. Przyblżane model nelnowych 3. Założena KMRL 1. Interakcje 2. Przyblżane model nelnowych 3. Założena KMRL W standardowym modelu lnowym zakładamy,

Bardziej szczegółowo

Portfele zawierające walor pozbawiony ryzyka. Elementy teorii rynku kapitałowego

Portfele zawierające walor pozbawiony ryzyka. Elementy teorii rynku kapitałowego Portel nwestycyjny ćwczena Na podst. Wtold Jurek: Konstrukcja analza rozdzał 5 dr chał Konopczyńsk Portele zawerające walor pozbawony ryzyka. lementy teor rynku kaptałowego 1. Pożyczane penędzy amy dwa

Bardziej szczegółowo

-ignorowanie zmiennej wartości pieniądza w czasie, -niemoŝność porównywania projektów o róŝnych klasach ryzyka.

-ignorowanie zmiennej wartości pieniądza w czasie, -niemoŝność porównywania projektów o róŝnych klasach ryzyka. Podstawy oceny ekonomcznej przedsęwzęć termo-modernzacyjnych modernzacyjnych -Proste (statyczne)-spb (prosty czas zwrotu nakładów nwestycyjnych) -ZłoŜone (dynamczne)-dpb, NPV, IRR,PI Cechy metod statycznych:

Bardziej szczegółowo

Badanie energetyczne płaskiego kolektora słonecznego

Badanie energetyczne płaskiego kolektora słonecznego Katedra Slnów Salnowych Pojazdów ATH ZAKŁAD TERMODYNAMIKI Badane energetyczne łasego oletora słonecznego - 1 - rowadzene yorzystane energ celnej romenowana słonecznego do celów ogrzewana, chłodzena oraz

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

Krzysztof Piontek Weryfikacja modeli Blacka-Scholesa dla opcji na WIG20

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

Bardziej szczegółowo

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH PODTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH I Pracowa IF UJ Luy 03 PODRĘCZNIKI Wsęp do aalzy błędu pomarowego Joh R. Taylor Wydawcwo Naukowe PWN Warszawa 999 I Pracowa

Bardziej szczegółowo

EKONOMIA MENEDŻERSKA. Wykład 3 Funkcje produkcji 1 FUNKCJE PRODUKCJI. ANALIZA KOSZTÓW I KORZYŚCI SKALI. MINIMALIZACJA KOSZTÓW PRODUKCJI.

EKONOMIA MENEDŻERSKA. Wykład 3 Funkcje produkcji 1 FUNKCJE PRODUKCJI. ANALIZA KOSZTÓW I KORZYŚCI SKALI. MINIMALIZACJA KOSZTÓW PRODUKCJI. EONOMIA MENEDŻERSA Wykład 3 Funkcje rodukcj 1 FUNCJE PRODUCJI. ANAIZA OSZTÓW I ORZYŚCI SAI. MINIMAIZACJA OSZTÓW PRODUCJI. 1. FUNCJE PRODUCJI: JEDNO- I WIEOCZYNNIOWE Funkcja rodukcj określa zależność zdolnośc

Bardziej szczegółowo

Ocena płynności wybranymi metodami szacowania osadu 1

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

Bardziej szczegółowo

PODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH

PODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH PODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH Z a k ł a d U b e z p e c z e ń S p o ł e c z n y c h Wprowadzene Nnejsza ulotka adresowana jest zarówno do osób dopero ubegających

Bardziej szczegółowo

Modelowanie ryzyka kredytowego MODELOWANIE ZA POMOCA HAZARDU

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

WYCENA KONTRAKTÓW FUTURES, FORWARD I SWAP

WYCENA KONTRAKTÓW FUTURES, FORWARD I SWAP Krzyszof Jajuga Kaedra Inwesycji Finansowych i Zarządzania Ryzykiem Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu WYCENA KONRAKÓW FUURES, FORWARD I SWAP DWA RODZAJE SYMERYCZNYCH INSRUMENÓW POCHODNYCH Symeryczne insrumeny

Bardziej szczegółowo

ARTYKUŁY PRZYDATNOŚĆ WYBRANYCH METOD OCENY PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH

ARTYKUŁY PRZYDATNOŚĆ WYBRANYCH METOD OCENY PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH ARYKUŁY onka oścbrodzka, Jolana Żukowska PRZYDANOŚĆ WYBRANYCH EOD OCENY PAPIERÓW WAROŚCIOWYCH Wprowadzene Rzeczywsość gospodarcza nese za sobą koneczność kerowana sę przez przedsęborców nwesorów kryerum

Bardziej szczegółowo

III. Przetwornice napięcia stałego

III. Przetwornice napięcia stałego III. Przewornce napęca sałego III.1. Wsęp Przewornce: dosarczane pożądanej warośc napęca sałego koszem energ ze źródła napęca G. Możlwość zmnejszana, zwększana, odwracana polaryzacj lb kszałowane pożądanego

Bardziej szczegółowo

Prognozowanie cen detalicznych żywności w Polsce

Prognozowanie cen detalicznych żywności w Polsce Prognozowane cen dealcznych żywnośc w Polsce Marusz Hamulczuk IERGŻ - PIB Kaarzyna Herel NBP Co dlaczego prognozujemy Krókookresowe prognozy cen dealcznych Ceny dealczne (ndywdualne produky, agregay) Isone

Bardziej szczegółowo

WYBRANE ASPEKTY HARMONOGRAMOWANIA PROCESU MAGAZYNOWEGO

WYBRANE ASPEKTY HARMONOGRAMOWANIA PROCESU MAGAZYNOWEGO PRACE NAUKOWE POLITECHNIKI WARSZAWSKIEJ z. 64 Transpor 28 Tomasz AMBROZIAK, Konrad LEWCZUK Wydzał Transporu Polechnk Warszawske Zakład Logsyk Sysemów Transporowych ul. Koszykowa 75, -662 Warszawa am@.pw.edu.pl;

Bardziej szczegółowo

HSC Research Report. Principal Components Analysis in implied volatility modeling (Analiza składowych głównych w modelowaniu implikowanej zmienności)

HSC Research Report. Principal Components Analysis in implied volatility modeling (Analiza składowych głównych w modelowaniu implikowanej zmienności) HSC Research Repor HSC/04/03 Prncpal Componens Analyss n mpled volaly modelng (Analza składowych głównych w modelowanu mplkowanej zmennośc) Rafał Weron* Sławomr Wójck** * Hugo Senhaus Cener, Wrocław Unversy

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH 1 Test zgodnośc χ 2 Hpoteza zerowa H 0 ( Cecha X populacj ma rozkład o dystrybuance F). Hpoteza alternatywna H1( Cecha X populacj

Bardziej szczegółowo

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

Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska Jerzy Czesław Ossowsk Kaedra Ekonom Zarzdzana Przedsborswem Wydzał Zarzdzana Ekonom Polechnka Gdaska IX Ogólnoposke Semnarum Naukowe n. Dynamczne modele ekonomeryczne, Kaedra Ekonomer Saysyk, Unwersye

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

System M/M/1/L. λ = H 0 µ 1 λ 0 H 1 µ 2 λ 1 H 2 µ 3 λ 2 µ L+1 λ L H L+1. Jeli załoymy, e λ. i dla i = 1, 2,, L+1 oraz

System M/M/1/L. λ = H 0 µ 1 λ 0 H 1 µ 2 λ 1 H 2 µ 3 λ 2 µ L+1 λ L H L+1. Jeli załoymy, e λ. i dla i = 1, 2,, L+1 oraz System M/M// System ten w odrónenu do wczenej omawanych systemów osada kolejk. Jednak jest ona ogranczona, jej maksymalna ojemno jest wartoc skoczon

Bardziej szczegółowo

MODELOWANIE I PROGNOZOWANIE ZAPOTRZEBOWANIA NA ENERGIĘ ELEKTRYCZNĄ W WYBRANYM REGIONIE

MODELOWANIE I PROGNOZOWANIE ZAPOTRZEBOWANIA NA ENERGIĘ ELEKTRYCZNĄ W WYBRANYM REGIONIE MODELOWANIE I PROGNOZOWANIE ZAPOTRZEBOWANIA NA ENERGIĘ ELEKTRYCZNĄ W WYBRANYM REGIONIE Marcn Zawada Kaedra Ekonomer Saysyk, Wydzał Zarządzana, Polechnka Częsochowska, Częsochowa 1 WSTĘP Proces ransformacj

Bardziej szczegółowo

Finansowe szeregi czasowe wykład 7

Finansowe szeregi czasowe wykład 7 Fnansowe szereg czasowe wykład 7 dr Tomasz Wójowcz Wydzał Zarządzana AGH 38 33 28 23 18 13 8 1 11 21 31 41 51 61 71 Kraków 213 Noowana ndeksu WIG w okrese: 3 marca 29 31 syczna 211 55 5 45 4 35 3 25 2

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

Silniki cieplne i rekurencje

Silniki cieplne i rekurencje 6 FOTO 33, Lao 6 Silniki cieplne i rekurencje Jakub Mielczarek Insyu Fizyki UJ Chciałbym Pańswu zaprezenować zagadnienie, kóre pozwala, rozważając emaykę sprawności układu silników cieplnych, zapoznać

Bardziej szczegółowo

PODSTAWOWE MIERNIKI DYNAMIKI ZJAWISK

PODSTAWOWE MIERNIKI DYNAMIKI ZJAWISK PODSTAWOWE MIERNIKI DYNAMIKI ZJAWISK Założena Nech oznacza ozom (warość) badanego zjawska (zmennej) w kolejnch momenach czasu T0, gdze T 0 0,1,..., n 1 oznacza worz szereg czasow. zbór numerów czasu. Cąg

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

XXXV Konferencja Statystyka Matematyczna

XXXV Konferencja Statystyka Matematyczna XXXV Konferencja Saysyka Maeayczna MODEL OTOWOŚCI SYSTEMU TECHNICZNEO Karol J. ANDRZEJCZAK karol.andrzejczak@pu.poznan.pl Polechnka Poznańska hp://www.pu.poznan.pl/ PRORAM REERATU 1. WPROWADZENIE 2. ORMALIZACJA

Bardziej szczegółowo

Zbigniew Palmowski. Analiza Przeżycia

Zbigniew Palmowski. Analiza Przeżycia Zbgnew Palmowsk Analza Przeżyca Wrocław 9 Zbgnew Palmowsk Docendo dscmus (Ucząc nnych, sam sę uczymy) Seneka Mos of he me I fnd myself workng n heorecal problems, because I am neresed n applcaons. I also

Bardziej szczegółowo

Dyskretny proces Markowa

Dyskretny proces Markowa Procesy sochasyczne WYKŁAD 4 Dyskreny roces Markowa Rozarujemy roces sochasyczny X, w kórym aramer jes ciągły zwykle. Będziemy zakładać, że zbiór sanów jes co najwyżej rzeliczalny. Proces X, jes rocesem

Bardziej szczegółowo

Model CAPM z ryzykiem płynności na polskim rynku kapitałowym

Model CAPM z ryzykiem płynności na polskim rynku kapitałowym UNIWERSYTET SZCZECIŃSKI Zeszyy Naukowe nr 858 Wspó łczesne Problemy Ekonomczne n r 11 ( 2 0 1 5 DOI: 10.18276/wpe.2015.11-18 Sebasan Porowsk* Model CAPM z ryzykem płynnośc na polskm rynku kapałowym Słowa

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

KURS STATYSTYKA. Lekcja 6 Regresja i linie regresji ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1

KURS STATYSTYKA. Lekcja 6 Regresja i linie regresji ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1 KURS STATYSTYKA Lekcja 6 Regresja lne regresj ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 Funkcja regresj I rodzaju cechy Y zależnej

Bardziej szczegółowo

± Δ. Podstawowe pojęcia procesu pomiarowego. x rzeczywiste. Określenie jakości poznania rzeczywistości

± Δ. Podstawowe pojęcia procesu pomiarowego. x rzeczywiste. Określenie jakości poznania rzeczywistości Podstawowe pojęca procesu pomarowego kreślene jakośc poznana rzeczywstośc Δ zmerzone rzeczywste 17 9 Zalety stosowana elektrycznych przyrządów 1/ 1. możlwość budowy czujnków zamenających werne każdą welkość

Bardziej szczegółowo

) będą niezależnymi zmiennymi losowymi o tym samym rozkładzie normalnym z następującymi parametrami: nieznaną wartością 1 4

) będą niezależnymi zmiennymi losowymi o tym samym rozkładzie normalnym z następującymi parametrami: nieznaną wartością 1 4 Zadane. Nech ( X, Y ),( X, Y ), K,( X, Y n n ) będą nezależnym zmennym losowym o tym samym rozkładze normalnym z następującym parametram: neznaną wartoścą oczekwaną EX = EY = m, warancją VarX = VarY =

Bardziej szczegółowo

Eksploracja danych. KLASYFIKACJA I REGRESJA cz. 1. Wojciech Waloszek. Teresa Zawadzka.

Eksploracja danych. KLASYFIKACJA I REGRESJA cz. 1. Wojciech Waloszek. Teresa Zawadzka. Eksploracja danych KLASYFIKACJA I REGRESJA cz. 1 Wojciech Waloszek wowal@ei.pg.gda.pl Teresa Zawadzka egra@ei.pg.gda.pl Kaedra Inżyrii Oprogramowania Wydział Elekroniki, Telekomunikacji i Informayki Poliechnika

Bardziej szczegółowo

Model CAPM z ryzykiem płynności na polskim rynku kapitałowym

Model CAPM z ryzykiem płynności na polskim rynku kapitałowym UNIWERSYTET SZCZECIŃSKI Z e s z y y Naukowe nr 858 Współczesne Problemy Ekonomczne DOI: 10.18276/wpe.2015.11-18 Sebasan Porowsk* odel CAP z ryzykem płynnośc na polskm rynku kapałowym Słowa kluczowe: eora

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

WYKORZYSTANIE SYMULACJI STOCHASTYCZNEJ DO BADANIA WRAŻLIWOŚCI SKŁADU OPTYMALNYCH PORTFELI AKCJI

WYKORZYSTANIE SYMULACJI STOCHASTYCZNEJ DO BADANIA WRAŻLIWOŚCI SKŁADU OPTYMALNYCH PORTFELI AKCJI ZESZYTY AUKOWE UIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO R 768 FIASE, RYKI FIASOWE, UBEZPIECZEIA R 63 2013 IWOA KOARZEWSKA Unwersytet Łódzk WYKORZYSTAIE SYMULACJI STOCHASTYCZEJ DO BADAIA WRAŻLIWOŚCI SKŁADU OPTYMALYCH

Bardziej szczegółowo

Kier. MTR Programowanie w MATLABie Laboratorium

Kier. MTR Programowanie w MATLABie Laboratorium Ker. MTR Programowane w MATLABe Laboraorum Ćw. Zasosowane bbloecznych funkcj MATLABa do numerycznego rozwązywana równań różnczkowych. Wprowadzene Układy równań różnczkowych zwyczajnych perwszego rzędu

Bardziej szczegółowo

Matematyka ubezpieczeń życiowych 25.01.2003 r.

Matematyka ubezpieczeń życiowych 25.01.2003 r. Maemayka ubezpieczeń życiowych 25.01.2003 r. 1.. Dany jes wiek całkowiy x. Nasępujące prawdopodobieńswa przeżycia: g= 2p x + 1/3, h= 2p x + 1/ 2, j= 2p x + 3/4 obliczono sosując inerpolację zakładającą,

Bardziej szczegółowo

MAKSYMALNY OCZEKIWANY CZAS PRZEBYWANIA PORTFELA INWESTYCYJNEGO W ZADANYM OBSZARZE BADANIA EMPIRYCZNE

MAKSYMALNY OCZEKIWANY CZAS PRZEBYWANIA PORTFELA INWESTYCYJNEGO W ZADANYM OBSZARZE BADANIA EMPIRYCZNE Danel Iskra Unwersye Ekonomczny w Kaowcach MAKSYMALNY OCZEKIWANY CZAS PRZEBYWANIA PORTFELA INWESTYCYJNEGO W ZADANYM OBSZARZE BADANIA EMPIRYCZNE Wprowadzene Wraz z rozwojem eor nwesycj fnansowych, nwesorzy

Bardziej szczegółowo

WYKORZYSTANIE TESTU OSTERBERGA DO STATYCZNYCH OBCIĄŻEŃ PRÓBNYCH PALI

WYKORZYSTANIE TESTU OSTERBERGA DO STATYCZNYCH OBCIĄŻEŃ PRÓBNYCH PALI Prof. dr hab.inż. Zygmun MEYER Poliechnika zczecińska, Kaedra Geoechniki Dr inż. Mariusz KOWALÓW, adres e-mail m.kowalow@gco-consul.com Geoechnical Consuling Office zczecin WYKORZYAIE EU OERERGA DO AYCZYCH

Bardziej szczegółowo

KOOF Szczecin: www.of.szc.pl

KOOF Szczecin: www.of.szc.pl IX OLIMPIADA FIZYCZNA (959/960). Soień III, zadanie doświadczalne D. Źródło: Komie Główny Olimiady Fizycznej; Aniela Nowicka: Olimiady Fizyczne IX i X. PZWS, Warszawa 965 (sr. 6 69). Nazwa zadania: Działy:

Bardziej szczegółowo

Matematyka ubezpieczeń majątkowych 9.10.2006 r. Zadanie 1. Rozważamy proces nadwyżki ubezpieczyciela z czasem dyskretnym postaci: n

Matematyka ubezpieczeń majątkowych 9.10.2006 r. Zadanie 1. Rozważamy proces nadwyżki ubezpieczyciela z czasem dyskretnym postaci: n Maemayka ubezpieczeń mająkowych 9.0.006 r. Zadaie. Rozważamy proces adwyżki ubezpieczyciela z czasem dyskreym posaci: U = u + c S = 0... S = W + W +... + W W W W gdzie zmiee... są iezależe i mają e sam

Bardziej szczegółowo