Nierównowaga na rynku kredytowym w Polsce: założenia i wyniki

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "Nierównowaga na rynku kredytowym w Polsce: założenia i wyniki"

Transkrypt

1 Maszynopis arykułu: Marzec J. 011, Nierównowaga na rynku kredyowym w Polsce: założenia i wyniki, w: Meody maemayczne, ekonomeryczne i kompuerowe w finansach i ubezpieczeniach, (red. A. Barczak i S. Barczak), Prace Naukowe AE w Kaowicach, sr Jerzy Marzec 1 Kaedra Ekonomerii i Badań Operacyjnych Uniwersye Ekonomiczny w Krakowie Nierównowaga na rynku kredyowym w Polsce: założenia i wyniki Wprowadzenie Na gruncie mikroekonomii zakłada się, że rynek konkurencyjny określa opymalną w rozumieniu Parea wielkość sprzedaży pewnego dobra. Krzywe podaży i popyu reprezenują opymalne wybory dokonane przez podmioy. Podaż i popy są równe przy cenie równowagi, gdy kszałuje się ona w sposób elasyczny, pozwalający zapewnić saus quo na rynku. Jednak w prakyce rynek może charakeryzować się nieefekywnością. Na skuek niedosaecznej informacji posiadanej przez srony dokonujące ransakcji kupna-sprzedaży, może nasąpić niedososowanie się podaży do popyu. Problem agencji jes szczególnie widoczny w relacjach bank-kredyobiorca i objawia się racjonowaniem kredyów. Ten fenomen ekonomiczny sał się przedmioem formalnych badań za pomocą ekonomerycznych modeli nierównowagi. Probabilisyczny opis rynku dóbr w nierównowadze jes znany od czasów ukazania się pionierskiego arykułu Faira i Jaffe a z 197 roku. W laach siedemdziesiąych nasąpił inensywny rozwój meodyczny modeli ej klasy; zob. [9] i [10]. Badania empiryczne doyczące zjawiska nierównowagi na rynku kredyów są prowadzone sysemaycznie od wielu la. Przykładowo, wyniki ych badań w odniesieniu do gospodarek pańsw, akich jak: USA, Japonia i Czechy, zaprezenowali [1], [1] i [13]. Naomias analizę ego zjawiska na poziomie mikro przeprowadzono w arykułach [1] i [11]. W ym celu wykorzysano dane panelowe, obejmujące liczną grupę przedsiębiorsw, działających na rynku danego kraju. Sumaryczny wykaz badań doyczący nierównowagi na rynku kredyowym znajdziemy m.in. w [1]. W przypadku rynku kredyów w Polsce badania przedsawiono w arykułach [3] i [7]. W pierwszym opracowaniu rozważono model dynamiczny z opóźnionymi o jeden okres zmiennymi endogenicznymi. Takie podejście pozwoliło w prosy sposób uwzględnić zjawisko niesacjonarności zmiennych. W celu jego esymacji wykorzysano dane miesięczne z la W drugim arykule zasosowano model opisany wzorem (1) dla zmiennych w formie przyrosów, badania zaś obejmowały 1 Uniwersye Ekonomiczny w Krakowie, ul. Rakowicka 7, Kraków, Arykuł powsał w ramach badań sauowych finansowanych przez Uniwersye Ekonomiczny w Krakowie. 1

2 Maszynopis arykułu: Marzec J. 011, Nierównowaga na rynku kredyowym w Polsce: założenia i wyniki, w: Meody maemayczne, ekonomeryczne i kompuerowe w finansach i ubezpieczeniach, (red. A. Barczak i S. Barczak), Prace Naukowe AE w Kaowicach, sr okres od 1994 do 001 roku. W obu opracowaniach wykorzysano dane dla całego sekora bankowego. Moywem przeprowadzenia niniejszych badań jes chęć poznania i zrozumienia mechanizmów funkcjonowania rynku kredyowego. Zagadnienie o ma duże znaczenie dla banku cenralnego i insyucji nadzoru finansowego, gdyż racjonowanie kredyów osłabia efekywność i szybkość poliyki pieniężnej prowadzonej przez e podmioy. Ponado, urzymująca się nieefekywność rynku kredyowego może spowolnić wzros gospodarczy w Polsce, gdyż negaywnie oddziałuje na działalność inwesycyjną przedsiębiorsw i osłabia konsumpcję wewnęrzną. Celem niniejszego opracowania jes prezenacja wsępnych wyników badań, kóre mają odpowiedzieć na pyanie czy w laach wysępowała nierównowaga na rynku kredyowym w Polsce? W celu esymacji modelu opisującego nierównowagę wykorzysano meodę największej wiarygodności (MNW). Wsępne wyniki powierdziły wysępowanie w badanym okresie nadwyżki popyu na kredyy. 1. Model nierównowagi na rynku kredyowym W niniejszym arykule przedmioem analizy jes rynek kredyowy w nierównowadze, kóry jes opisany przez najprosszą posać modelu: d = x,1 β1 + ε s = x, β + ε q = min( d, s ),,1, dla =1,,T (1) gdzie d i s oznaczają nieobserwowane poziomy popyu i podaży kredyów w okresie, β 1 i β o paramery poszczególnych równań. Wekory x 1 i x zawierają zmienne objaśniające, w szczególności zawierają cenę kredyów. Zmienna q reprezenuje obserwowaną wielkość udzielonych kredyów. Pierwsze równanie opisuje popy na kredyy zgłaszany przez poencjalnych kredyobiorców, drugie zaś podaż oferowaną przez banki. Zakłada się, że rynek nie jes efekywny, bo cena kredyów niekoniecznie dososowuje się do zmiany podaży i popyu, co wyraża rzecie równanie. Zaem obserwujemy sprzedaż kredyów na poziomie popyu (q =d ), gdy podaż przewyższa popy (s >d ) albo na poziomie podaży w przeciwnym przypadku. W powyższym modelu zakłada się, że warości zmiennych objaśniających są znane, w przeciwieńswie do wielkości podaży i popyu. Kluczową kwesią jes określenie sposobu oddziaływania ceny kredyów na równowagę ego rynku. W najprosszym przypadku analizowanym w arykule zakłada się, że (i) cena kredyów (sała lub nieelasyczna) jes rakowana jako zmienna egzogeniczna, (ii) a priori nie jes znany mechanizm dososowujący cenę ak, aby rynek mógł osiągnąć równowagę. W rozszerzonych modelach nierównowagi cena ma charaker endogeniczny i jej zmiana zależy dodanio od nadwyżki popyu nad podażą; zob. Asako i Uchino Model rynku w

3 Maszynopis arykułu: Marzec J. 011, Nierównowaga na rynku kredyowym w Polsce: założenia i wyniki, w: Meody maemayczne, ekonomeryczne i kompuerowe w finansach i ubezpieczeniach, (red. A. Barczak i S. Barczak), Prace Naukowe AE w Kaowicach, sr nierównowadze jes jednym z przypadków szerszej klasy modeli, j. regresji przełącznikowej przy założeniu braku informacji o ym, z kórego reżimu pochodzą obserwacje q. Pełna konsrukcja modelu saysycznego wymaga określenia założeń probabilisycznych. O składnikach losowych ε 1 i ε zakłada się, że (i) nie są skorelowane po czasie, (ii) mają dwuwymiarowy rozkład normalny o zerowych warościach oczekiwanych i nieznanej (dodanio określonej) macierzy kowariancji Σ. W prakyce częso przyjmuje się silniejsze założenie, a mianowicie, że składniki losowe są nieskorelowane (i niezależne), więc Σ jes macierzą diagonalną o elemenach σ1 i σ, co zakładamy w niniejszych badaniach. To osanie założenie niezmiernie uławia esymację. Szczegółowy opis różnych specyfikacji ekonomerycznych modeli nierównowagi i meod esymacji jes zaprezenowany w pracach [5], [8], [9] i [14]. Podsawowym narzędziem esymacji jes meoda największej wiarygodności. Wymaga ona skonsruowania łącznej funkcji gęsości dla wielkości obserwowanych, czyli q. Łączny rozkład dla popyu i podaży oznaczmy przez p ( d, s ) d, s. Wprowadźmy pomocniczą zmienną zero-jedynkową z, kóra informuje o obserwowanym reżimie, zn. o ym czy obserwacja q idenyfikuje podaż czy popy. Niech z = 1 oznacza, że obserwacja pochodzi z równania podaży, gdy s < d i q = s oraz z = 0 w przeciwnym przypadku (obserwacja określa zrealizowany popy, gdy d < s i q = d ). Łączny rozkład dyskreno-ciągły dla z i q, p ( q, z) q, z, jes określony przez gęsość dwuwymiarowego rozkładu dla zmiennych ukryych d i s. Wówczas brzegowy rozkład dla q ma posać p = q ( q ) = p ( q, z = 0) + p ( q, z = 1) + q p d, s q, z + ( q, s ) d s + p ( d, q ) d d. q d, s q, z = () Jeżeli składniki losowe w modelu (1) są nieskorelowane orzymuje się p q gdzie fd ( q ) i s ( q ) ( q ) f ( q ) F ( q ) f d ( ) + f ( q ) ( F ( q )) = 1 1, (3) s s d o gęsości w punkcie q rozkładów normalnych dla niezależnych zmiennych losowych d i s o warościach oczekiwanych i wariancjach równych odpowiednio x, 1β1 i x, β oraz σ 1 i σ. Naomias F ( ) i ( ) d q Fs q oznaczają dysrybuany ych rozkładów. Funkcja wiarygodności sanowi T-elemenowy iloczyn gęsości danych wzorem (3). Szczegóły doyczące równań, z kórych za pomocą algorymów numerycznych uzyskuje się esymaor MNW oraz posać jego macierzy kowariancji znajdziemy w [10]. O własnościach ej meody m.in. o zgodności i asympoycznej efekywności rakuje praca [6]. Z prakycznego punku widzenia modele nierównowagi pozwalają określić szanse na wysąpienie jednego z reżimów, j. syuacji nadwyżki podaży nad popyem albo zjawiska 3

4 Maszynopis arykułu: Marzec J. 011, Nierównowaga na rynku kredyowym w Polsce: założenia i wyniki, w: Meody maemayczne, ekonomeryczne i kompuerowe w finansach i ubezpieczeniach, (red. A. Barczak i S. Barczak), Prace Naukowe AE w Kaowicach, sr racjonowania kredyów (popy przewyższa podaż). W ym celu można obliczyć prawdopodobieńswo bezwarunkowe wysąpienia nadwyżki popyu w okresie ( 1) = Pr( s < d ) = Pr( ε ε < x β x β ) Pr z. (4) = 1,1 1, Inną, lepszą miarą jes prawdopodobieńswo warunkowe względem zaobserwowanych danych, zob. [8]. Z wzoru Bayesa wynika, że ( q ) 1 F ( q ) ( q z = 1) p ( z = 1) pq z z Pr ( s < d q ) = = pd, p = f s ( q ) ( ) p ( q ). W prakyce można przyjąć, że gdy ( s < d q ) przeciwnym przypadku nadwyżkę podaży. d q q + q s ( d, q ) d d p ( q ) q = (5) Pr > 0,5, o obserwujemy racjonowanie kredyów, w. Specyfikacja równań popyu i podaży kredyów na rynku w Polsce W niniejszych badaniach wykorzysano dane miesięczne obejmujące okres od sycznia 004 do sierpnia 009 roku włącznie. Obiekami badania były gospodarswa domowe, przedsiębiorswa oraz insyucje niekomercyjne działające na rzecz gospodarsw domowych. Przy doborze zmiennych objaśniających uwzględniono aspeky eorii ekonomii, ale akże skorzysano z wyników empirycznych prezenowanych w lieraurze przedmiou; zob. np. [3], [7], [1] i [13]. W celu określenia równań modelu nierównowagi przyjęo, że popy jes funkcją oprocenowania kredyów, oczekiwanej inflacji, wielkości depozyów na żądanie (złoowych i waluowych) oraz indeksu produkcji sprzedanej przemysłu. Naomias w równaniu podaży pojawiają się nasępujące zmienne objaśniające: średnie oprocenowanie nowo udzielonych kredyów, oczekiwana inflacja, minimalna sopa renowności operacji owarego rynku, wielkość depozyów ogółem (złoowych i waluowych), średnie oprocenowanie 5-ygodniowych bonów skarbowych. Obserwowana sprzedaż jes wyrażona przez warość różnych kaegorii zobowiązań (złoowych i waluowych) badanych jednosek wobec monearnych insyucji finansowych (banków komercyjnych, spółdzielczych i innych). 3 Waro wspomnieć o znaczeniu zaproponowanych zmiennych objaśniających w modelu nierównowagi na rynku kredyowym. Oczekiwana inflacja w ciągu najbliższych 1 miesięcy ma ujawniać nasroje konsumenów doyczące przyszłych sóp procenowych i uray warości pieniądza w czasie. Trudno przewidzieć kierunek wpływu ej zmiennej na popy, gdyż wyższe oprocenowanie kredyu w przyszłości jes hamulcem dla decyzji o zaciągnięciu pożyczki, a jednocześnie uraa Innymi słowy są o jednoski zaliczane do sekora niefinansowego (według erminologii NBP). 3 Z uwagi na brak dosępu do informacji o warościach nowo udzielonych kredyów w poszczególnych okresach, wykorzysano dane o zadłużeniu sekora niefinansowego według sanu na koniec każdego z 68 miesięcy. 4

5 Maszynopis arykułu: Marzec J. 011, Nierównowaga na rynku kredyowym w Polsce: założenia i wyniki, w: Meody maemayczne, ekonomeryczne i kompuerowe w finansach i ubezpieczeniach, (red. A. Barczak i S. Barczak), Prace Naukowe AE w Kaowicach, sr warości pieniądza w czasie zmniejsza dolegliwość spła ra kapiałowych w przyszłości. Wielkość depozyów na żądanie informuje o wielkości płynnych środków pieniężnych, kóre gospodarswa domowe i przedsiębiorcy mogą naychmias przeznaczyć na niespodziewaną konsumpcję lub na sfinansowanie bieżących porzeb wynikających z prowadzonej przez nich działalności gospodarczej, a szczególnie, gdy bank odmawia kredyu krókoerminowego (konsumpcyjnego lub obroowego). Indeks produkcji sprzedanej przemysłu ma aproksymować oczekiwania przedsiębiorsw i banków doyczące akywności gospodarczej. Spodziewamy się dodaniego znaku dla zależności między popyem na kredy a ą zmienną. Renowność operacji owarego rynku jes mierzona sopą referencyjną, kóra określa minimalną zyskowność 7-dniowych bonów pieniężnych. Niesie ona informację o sopie zwrou z krókookresowych inwesycji dla banków w syuacji, gdy ma miejsce nadwyżka depozyów nad kredyami (w danej chwili popy jes mniejszy od podaży) lub gdy banki racjonują kredyy. Oprocenowanie 5-ygodniowych bonów skarbowych niesie informacje o renowności innych form inwesowania zgromadzonych środków pieniężnych. Można się spodziewać, że w krókim okresie zachodzi subsyucja między ymi papierami warościowymi a kredyami, więc efeky krańcowe dla podaży kredyów ze względu na e zmienne będą miały znaki ujemne. Wielkość depozyów ogółem informuje o wielkości środków orzymanych od deponenów, z kórych bank może udzielić wielokronie więcej kredyów. Depozyy przeważnie generują koszy dla banku, więc ich przyros wymusza zinensyfikowanie działalności kredyowej lub większy zakup papierów warościowych. Syneyczne informacje liczbowe o zmiennych wykorzysywanych w badaniach prezenuje abela 1. Tabela 1. Podsawowe informacje o zmiennych (średnie i błędy sandardowe z okresu r.) 4 Kaegorie Poziomy Przyrosy Błędy Błędy Zmienne Średnia Średnia sandardowe sandardowe Kredyy ogółem (w mld zł) 373, 135,1 7,3 5,7 Depozyy na żądanie (w mld zł) 170,4 48,5 4,8 3,6 Depozyy ogółem (w mld zł) 377,7 74,6 4,6 4,0 Oczekiwana inflacja (w punkach %),8 1,4 0,3 0,3 Oprocenowanie kredyów 9,4 1,1 0,4 0,3 Oprocenowanie 5 yg. bonów 9,9 4,9 0,4 0,3 Sopa renowności 7-dniowych operacji owarego rynku 4,9 0,9 0,1 0, Indeks produkcji sprzedanej 106,5 8,0 5,1 3,9 Źródło: obliczenia własne W badaniach wykorzysano dane będące szeregami czasowymi. W ym konekście pojawia się pyanie, jaki jes łączny rozkład poszczególnych obserwacji worzący dany szereg. Zgodnie z przypuszczeniami szeregi czasowe dla wszyskich zmiennych (objaśnianej i objaśniających w 4 Źródłem danych były przede wszyskim rapory NBP. Informacje o indeksie produkcji sprzedanej przemysłu pozyskano z raporu GUS. 5

6 Maszynopis arykułu: Marzec J. 011, Nierównowaga na rynku kredyowym w Polsce: założenia i wyniki, w: Meody maemayczne, ekonomeryczne i kompuerowe w finansach i ubezpieczeniach, (red. A. Barczak i S. Barczak), Prace Naukowe AE w Kaowicach, sr równaniach (1)) nie są procesami czyso losowymi (sacjonarnymi). Ich niesacjonarność zosała powierdzona przez es Dickeya i Fullera dla procesu AR(1). Tes pierwiaska jednoskowego pozwolił określić sopień zinegrowania zmiennych. Dla modelu z wyrazem wolnym i rendem deerminisycznym es wskazał, że pierwsze różnice badanych wielkości są zmiennymi sacjonarnymi. Zinegrowanie drugich przyrosów zosało odrzucone. Zaem w badaniach wykorzysano zmienne sacjonarne, kóre zdefiniowano jako przyrosy (pierwsze różnice). Esymacja modelu dla zmiennych niesacjonarnych naraziłaby na wysąpienie problemu regresji pozornych. W lieraurze zwraca się uwagę na ę ważną kwesię. W pracy [7] zaproponowano model opary na sacjonarnych zmiennych zdefiniowanych przez pierwsze różnice. Innym argumenem za wykorzysaniem przyrosów zmiennej endogenicznej, q, a nie jej poziomów q, jes fak, że sprzedaż kredyów jes mierzona przez warość sanu zadłużenia na koniec miesiąca, więc jego zmiana z okresu na okres aproksymuje warość nowo udzielonych kredyów w danym miesiącu. W konsekwencji model, kóry podlega esymacji, ma posać d = x,1 β1 + ε s = x, β + ε q = min,1, ( d, s ), dla = 1,,T, (6) gdzie q = q q 1 id. Zauważmy, że w ym przypadku reżimy są zdefiniowane w odmienny sposób niż w modelu (1), więc obie specyfikacje nie są równoważne. 3. Wyniki empiryczne W abeli 1 zaprezenowano wyniki esymacji równań popyu i podaży. Punkem sarowym dla MNW były oceny uzyskane meodą najmniejszych kwadraów dla każdego z równań przy założeniu równowagi (d = s ). Równanie popyu zosało pozyywnie zweryfikowane przez dane, w przeciwieńswie do równania podaży. Wskazują na o wysokie ilorazy ocen MNW i błędów sandardowych dla czerech spośród pięciu paramerów. Kierunki wpływu zmiennych: oprocenowania kredyów, wskaźnika akywności gospodarczej (mierzonego indeksem produkcji sprzedanej) i wielkości depozyów na żądanie są zgodne z eorią ekonomiczną. Aczkolwiek wpływ ej osaniej jes saysycznie nieisony. Wzros oczekiwanej inflacji w ciągu nasępnych 1 miesięcy negaywnie wpływa na przyros bieżącego popyu. W badanym okresie średni san zadłużenia podmioów niefinansowych (przede wszyskim gospodarsw domowych i przedsiębiorsw) kszałował się na poziomie 373 mld złoych, a miesięczny jego przyros wynosił 7,3 mld złoych. Wzros zmiany oprocenowania kredyów o 0,1 punku procenowego (co sanowi 1,1% średniego poziomu i 5% średniego przyrosu ego oprocenowania w badanym okresie) powoduje spadek popyu w skali miesiąca o 70 mln złoych (±4 mln złoych) ceeris paribus. Wzros akywności gospodarczej o jeden punk (co sanowi około 1% średniego poziomu i 6

7 Maszynopis arykułu: Marzec J. 011, Nierównowaga na rynku kredyowym w Polsce: założenia i wyniki, w: Meody maemayczne, ekonomeryczne i kompuerowe w finansach i ubezpieczeniach, (red. A. Barczak i S. Barczak), Prace Naukowe AE w Kaowicach, sr % średniego jego przyrosu w skali miesiąca) powoduje spadek popyu o 70 mln złoych (±30 mln złoych). Wzros o 0,1 punku oczekiwanej inflacji w ciągu najbliższych 1 miesięcy (co sanowi 3,4% średniego poziomu i 33% jej przyrosu) zmniejsza popy na kredy o 1,45 mld złoych (±0,10 mld złoych). Wyniki esymacji równań popyu i podaży w modelu (5). Modele Model rynku w równowadze Model rynku w nierównowadze (zał. d =s ) (zał. d s ) Charakerysyki Oceny Błędy Ilorazy Oceny Błędy Ilorazy Zmienne MNK sandardowe MNW sandardowe Równanie popyu 1 6,19 0,97 6,35 1,73 0,35 61,65 Oprocenowanie kredyów -0,13 0,17-0,81-0,73 0,04-16,58 Oczekiwana inflacja -3,35 1,93-1,74-1,45 1,0-1,18 Depozyy na żądanie 0,99,07 0,48-0,7 1,03-0,70 Indeks produkcji -0,07 0,14-0,50 0,7 0,03 8,63 σ 1 53, ,7 0,7 - Równanie podaży 1 3,95 1,14 3,46 4,3 1,30 3,31 Depozyy ogółem 0,56 0,19,9 0,6 0,1,97 Oprocenowanie kredyów -1,79 1,85-0,97-1,13,16-0,53 Oczekiwana inflacja -0,15,19-0,07 0,10,41 0,04 Renowność 5 yg. bonów 0,43 1,97 0, 1,,11 0,58 Renowność operacji 0,31 4,41 0,07 rynku owarego -0,45 4,75-0,10 σ 47, ,84 1,00 - Źródło: obliczenia własne Tabela. W równaniu podaży spośród zaproponowanych czynników jedynym isonym jes przyros depozyów ogółem. Ich wzros o 1 mld złoych (co sanowi 0,6% średniego poziomu i % średniego przyrosu) powoduje wzros miesięcznej podaży kredyów o 60 mln zł (±10 mln złoych). Rysunek 1 prezenuje prawdopodobieńswa a poseriori zdarzeń, że w poszczególnych okresach przyrosy popyu przewyższały przyrosy podaży kredyów; zob. wzór (5). Wyniki e wskazują, że w badanym okresie dominował reżim podażowy, więc sprzedaż kredyów była zdeerminowana przez oferę zgłaszaną przez banki. W okresie od sycznia 004 r. do grudnia 006 r. wysępowała syuacja, w kórej przyrosy popyu były zdecydowanie większe od zmiany w ich podaży (z punkową oceną prawdopodobieńswa bliską jedności i bardzo małym błędem szacunku). W nasępnym podokresie, z wysokimi prawdopodobieńswami (większymi od 0,5) miało miejsce zjawisko odwrone, gdyż odnoowano dziewięć przypadków nadwyżki podaży nad popyem. Jednakże wówczas równie częso wysępował reżim podażowy, kóry dominuje od luego do sierpnia 009 r. osaniego okresu wchodzącego w skład próby. 7

8 Maszynopis arykułu: Marzec J. 011, Nierównowaga na rynku kredyowym w Polsce: założenia i wyniki, w: Meody maemayczne, ekonomeryczne i kompuerowe w finansach i ubezpieczeniach, (red. A. Barczak i S. Barczak), Prace Naukowe AE w Kaowicach, sr ,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0, 0,1 0 lu 04 cze 04 wrz 04 sy 05 maj 05 wrz 05 sy 06 maj 06 wrz 06 sy 07 maj 07 wrz 07 sy 08 maj 08 wrz 08 sy 09 maj 09 wrz 09 Rysunek 1. Oszacowane Pr( s < d q ) (± błąd szacunku). Źródło: obliczenia własne Podsumowanie W oparciu o dane makroekonomiczne oszacowano sandardowy model nierównowagi na rynku kredyowym w Polsce. Zmienne idenyfikujące równania podaży i popyu miały charaker szeregów niesacjonarnych. W celu uniknięcia regresji pozornych zasosowano model dla pierwszych przyrosów, kóre według esu pierwiaska jednoskowego są sacjonarne, w przeciwieńswie do poziomów, kóre wykazują cechy błądzenia przypadkowego (z dryfem). Głównymi, isonymi czynnikami wyjaśniającymi zmiany popyu okazały się: oprocenowanie kredyów, wskaźnik akywności gospodarczej oraz oczekiwania inflacyjne. Na zmiany podaż kredyów wpływał przyros warości depozyów przyjęych przez banki od deponenów. Orzymane wyniki powierdziły przypuszczenie, że w badanym okresie zdecydowanie częściej, bo 58 razy w ciągu 67 miesięcy, wysępowała nadwyżka popyu nad podażą kredyów. Lieraura 1. Aanasova C. V., N. W. Wilson, Disequilibrium in he UK Corporae Loan Marke, Journal of Banking and Finance 004, 8 (3), s Asako K., Y. Uchino, Bank Loan Marke of Japan: A New View on he Disequilibrium Analysis, Bank of Japan Moneary and Economic Sudies 1987, vol. 5 (1), s Bauwens L., M. Lubrano, Bayesian Inference in Dynamic Disequilibrium Models: An Applicaion o he Polish Credi Marke, Economeric Reviews 007, 6 (-4), s Fair, R.C., Jaffee, D.M., Mehods of esimaion for markes in disequilibrium, Economerica 197, 40, s Gourieroux C., Economerics of Qualiaive Dependen Variables, Cambridge Universiy Press, Cambridge Harley M.J, P. Mallela, The Asympoic Properies of a Maximum Likelihood Esimaor for a Model of Markes in Disequilibrium, Economerica 1977, Vol. 45, No. 5, s Hurlin C., R. Kierzenkowski, Credi Marke Disequilibrium in Poland: Can we Find Wha we Expec? Non-saionariy and he Shor-side Rule, Economic Sysems 007, vol. 31, s

9 Maszynopis arykułu: Marzec J. 011, Nierównowaga na rynku kredyowym w Polsce: założenia i wyniki, w: Meody maemayczne, ekonomeryczne i kompuerowe w finansach i ubezpieczeniach, (red. A. Barczak i S. Barczak), Prace Naukowe AE w Kaowicach, sr Maddala G.S., Disequilibrium, Self-selecion, and Swiching Models [w:] Handbook of Economerics, red. Z. Griliches, M. D. Inriligaor, s , Norh-Holland, Amserdam Maddala G.S., Limied-dependen and Qualiaive Variables in Economerics, Cambridge Universiy Press, Cambridge Maddala G.S., Nelson F.D., Maximum Likelihood Mehods for Markes in Disequilibrium, Economerica 1974, vol. 4, s Ogawa K., K. Suzuki, Demand for Bank Loans and Invesmen under Borrowing Consrains: A Panel Sudy of Japanese Firm Daa, Journal of he Japanese and Inernaional Economies 000, Volume 14 (1), s Prueanu A., Was There Evidence of Credi Raioning in he Czech Republic?, Easern European Economics 004, vol. 4 (5), pp Sealey C.W., Credi Raioning in he Commercial Loan Marke: Esimaes of a Srucural Model Under Condiions of Disequilibrium, The Journal of Finance 1979, Vol. 34, No. 3, s Srivasava V.K., B. Bhaskara-Rao, The Economerics of Disequilibrium Models, Greenwood Press, New York Disequilibrium in he Poland s loan marke: assumpions and resuls Summary Keywords: disequilibrium model, credi raioning, Poland. The aim of his paper is o verify of he disequilibrium hypohesis on he Polish loan marke in he The model used is a basic wo-equaion model firs proposed by Fair and Jaffee. As he variables ha explain inefficiency of he household and business lending marke, i was proposed: effecive (observed) loan rae, yield on open marke operaions (reverse repo rae), average rae of reurn on 5-week Treasury bills, expeced inflaion, oal and call deposis, index of sold producion of indusry. We esimae model wih a sandard maximum likelihood mehod for saionary monhly daa in firs differences. We es he hypohesis concerning he direcion of he impac of he deerminans on supply and demand of loans. The resuls confirmed he exisence of credi raioning (excess of demand over supply). 9

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

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

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

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

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

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

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

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

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

MODELOWANIE KURSÓW WALUTOWYCH NA PRZYKŁADZIE MODELI KURSÓW RÓWNOWAGI ORAZ ZMIENNOŚCI NA RYNKU FOREX

MODELOWANIE KURSÓW WALUTOWYCH NA PRZYKŁADZIE MODELI KURSÓW RÓWNOWAGI ORAZ ZMIENNOŚCI NA RYNKU FOREX Krzyszof Ćwikliński Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu Wydział Zarządzania, Informayki i Finansów Kaedra Ekonomerii krzyszof.cwiklinski@ue.wroc.pl Daniel Papla Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu Wydział

Bardziej szczegółowo

Analiza metod oceny efektywności inwestycji rzeczowych**

Analiza metod oceny efektywności inwestycji rzeczowych** Ekonomia Menedżerska 2009, nr 6, s. 119 128 Marek Łukasz Michalski* Analiza meod oceny efekywności inwesycji rzeczowych** 1. Wsęp Podsawowymi celami przedsiębiorswa w długim okresie jes rozwój i osiąganie

Bardziej szczegółowo

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

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

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

EFEKT DNIA TYGODNIA NA GIEŁDZIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH W WARSZAWIE WSTĘP

EFEKT DNIA TYGODNIA NA GIEŁDZIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH W WARSZAWIE WSTĘP Joanna Landmesser Kaedra Ekonomerii i Informayki SGGW e-mail: jgwiazda@mors.sggw.waw.pl EFEKT DNIA TYGODNIA NA GIEŁDZIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH W WARSZAWIE Sreszczenie: W pracy zbadano wysępowanie efeku

Bardziej szczegółowo

ŹRÓDŁA FLUKTUACJI REALNEGO EFEKTYWNEGO KURSU EUR/ PLN

ŹRÓDŁA FLUKTUACJI REALNEGO EFEKTYWNEGO KURSU EUR/ PLN METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XII/, 0, sr. 389 398 ŹRÓDŁA FLUKTUACJI REALNEGO EFEKTYWNEGO KURSU EUR/ PLN Adam Waszkowski Kaedra Ekonomiki Rolnicwa i Międzynarodowych Sosunków Gospodarczych

Bardziej szczegółowo

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

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

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

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

Nie(efektywność) informacyjna giełdowego rynku kontraktów terminowych w Polsce

Nie(efektywność) informacyjna giełdowego rynku kontraktów terminowych w Polsce Zeszyy Naukowe Uniwersyeu Szczecińskiego nr 862 Finanse, Rynki Finansowe, Ubezpieczenia nr 75 (2015) DOI: 10.18276/frfu.2015.75-16 s. 193 204 Nie(efekywność) informacyjna giełdowego rynku konraków erminowych

Bardziej szczegółowo

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

E k o n o m e t r i a S t r o n a 1. Nieliniowy model ekonometryczny

E k o n o m e t r i a S t r o n a 1. Nieliniowy model ekonometryczny E k o n o m e r i a S r o n a Nieliniowy model ekonomeryczny Jednorównaniowy model ekonomeryczny ma posać = f( X, X,, X k, ε ) gdzie: zmienna objaśniana, X, X,, X k zmienne objaśniające, ε - składnik losowy,

Bardziej szczegółowo

MODELOWANIE 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

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Uniwersye Mikołaja Kopernika Zależność

Bardziej szczegółowo

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

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

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

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

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

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

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

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

Komputerowa analiza przepływów turbulentnych i indeksu Dow Jones

Komputerowa analiza przepływów turbulentnych i indeksu Dow Jones Kompuerowa analiza przepływów urbulennych i indeksu Dow Jones Rafał Ogrodowczyk Pańswowa Wyższa Szkoła Zawodowa w Chełmie Wiesław A. Kamiński Uniwersye Marii Curie-Skłodowskie w Lublinie W badaniach porównano

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

ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 63 2013

ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 63 2013 ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 63 2013 MAŁGORZATA BOŁTUĆ Uniwersye Ekonomiczny we Wrocławiu ZALEŻNOŚĆ POMIĘDZY RYNKIEM SWAPÓW KREDYTOWYCH

Bardziej szczegółowo

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

ZARZĄDZANIE KOSZTAMI UTRZYMANIA GOTÓWKI W ODDZIAŁACH BANKU KOMERCYJNEGO

ZARZĄDZANIE KOSZTAMI UTRZYMANIA GOTÓWKI W ODDZIAŁACH BANKU KOMERCYJNEGO ZARZĄDZANIE KOSZTAMI UTRZYMANIA GOTÓWKI W ODDZIAŁACH BANKU KOMERCYJNEGO Sreszczenie Michał Barnicki Poliechnika Śląska, Wydział Oranizacji i Zarządzania Monika Odlanicka-Poczobu Poliechnika Śląska, Wydział

Bardziej szczegółowo

Wykład 3 POLITYKA PIENIĘŻNA POLITYKA FISKALNA

Wykład 3 POLITYKA PIENIĘŻNA POLITYKA FISKALNA Makroekonomia II Wykład 3 POLITKA PIENIĘŻNA POLITKA FISKALNA PLAN POLITKA PIENIĘŻNA. Podaż pieniądza. Sysem rezerwy ułamkowej i podaż pieniądza.2 Insrumeny poliyki pieniężnej 2. Popy na pieniądz 3. Prowadzenie

Bardziej szczegółowo

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

BEZRYZYKOWNE BONY I LOKATY BANKOWE ALTERNATYWĄ DLA PRZYSZŁYCH EMERYTÓW. W tym krótkim i matematycznie bardzo prostym artykule pragnę osiągnąc 3 cele:

BEZRYZYKOWNE BONY I LOKATY BANKOWE ALTERNATYWĄ DLA PRZYSZŁYCH EMERYTÓW. W tym krótkim i matematycznie bardzo prostym artykule pragnę osiągnąc 3 cele: 1 BEZRYZYKOWNE BONY I LOKATY BANKOWE ALTERNATYWĄ DLA PRZYSZŁYCH EMERYTÓW Leszek S. Zaremba (Polish Open Universiy) W ym krókim i maemaycznie bardzo prosym arykule pragnę osiągnąc cele: (a) pokazac że kupowanie

Bardziej szczegółowo

EFEKT DŹWIGNI NA GPW W WARSZAWIE WPROWADZENIE

EFEKT DŹWIGNI NA GPW W WARSZAWIE WPROWADZENIE Paweł Kobus, Rober Pierzykowski Kaedra Ekonomerii i Informayki SGGW e-mail: pawel.kobus@saysyka.info EFEKT DŹWIGNI NA GPW W WARSZAWIE Sreszczenie: Do modelowania asymerycznego wpływu dobrych i złych informacji

Bardziej szczegółowo

EFEKTYWNOŚĆ INWESTYCJI W ZAPASY W OPODATKOWANYCH I NIE OPODATKOWANYCH ORGANIZACJACH 1

EFEKTYWNOŚĆ INWESTYCJI W ZAPASY W OPODATKOWANYCH I NIE OPODATKOWANYCH ORGANIZACJACH 1 GRZEGORZ MICHALSKI EFEKTYWNOŚĆ INWESTYCJI W ZAPASY W OPODATKOWANYCH I NIE OPODATKOWANYCH ORGANIZACJACH 1 1. Wsęp Organizacje, mogą działać jako opodakowane przedsiębiorswa działające na zasadach komercyjnych

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

WPŁYW NIEPEWNOŚCI OSZACOWANIA ZMIENNOŚCI NA CENĘ INSTRUMENTÓW POCHODNYCH

WPŁYW NIEPEWNOŚCI OSZACOWANIA ZMIENNOŚCI NA CENĘ INSTRUMENTÓW POCHODNYCH Tadeusz Czernik Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach WPŁYW NIEPEWNOŚCI OZACOWANIA ZMIENNOŚCI NA CENĘ INTRUMENTÓW POCHODNYCH Wprowadzenie Jednym z filarów współczesnych finansów jes eoria wyceny insrumenów

Bardziej szczegółowo

U b e zpieczenie w t eo r ii użyteczności i w t eo r ii w yceny a ktywów

U b e zpieczenie w t eo r ii użyteczności i w t eo r ii w yceny a ktywów dr Dariusz Sańko Kaedra Ubezpieczenia Społecznego Szkoła Główna Handlowa dariusz.sanko@gmail.com lisopada 006 r., akualizacja i poprawki: 30 sycznia 008 r. U b e zpieczenie w eo r ii użyeczności i w eo

Bardziej szczegółowo

OCENA ATRAKCYJNOŚCI INWESTYCYJNEJ AKCJI NA PODSTAWIE CZASU PRZEBYWANIA W OBSZARACH OGRANICZONYCH KRZYWĄ WYKŁADNICZĄ

OCENA ATRAKCYJNOŚCI INWESTYCYJNEJ AKCJI NA PODSTAWIE CZASU PRZEBYWANIA W OBSZARACH OGRANICZONYCH KRZYWĄ WYKŁADNICZĄ Tadeusz Czernik Daniel Iskra Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach Kaedra Maemayki Sosowanej adeusz.czernik@ue.kaowice.pl daniel.iskra@ue.kaowice.pl OCEN TRKCYJNOŚCI INWESTYCYJNEJ KCJI N PODSTWIE CZSU PRZEBYWNI

Bardziej szczegółowo

Modelowanie premii za ryzyko na polskim rynku pieniężnym z wykorzystaniem instrumentów SWAP na POLONIĘ

Modelowanie premii za ryzyko na polskim rynku pieniężnym z wykorzystaniem instrumentów SWAP na POLONIĘ Agaa Kliber * Pior Płuciennik ** Modelowanie premii za ryzyko na polskim rynku pieniężnym z wykorzysaniem insrumenów SWAP na POLONIĘ Wsęp Problemem polskiej bankowości jes duża nadpłynność. Banki niechęnie

Bardziej szczegółowo

MODELE AUTOREGRESYJNE JAKO INSTRUMENT ZARZĄDZANIA ZAPASAMI NA PRZYKŁADZIE ELEKTROWNI CIEPLNEJ

MODELE AUTOREGRESYJNE JAKO INSTRUMENT ZARZĄDZANIA ZAPASAMI NA PRZYKŁADZIE ELEKTROWNI CIEPLNEJ Agaa MESJASZ-LECH * MODELE AUTOREGRESYJNE JAKO INSTRUMENT ZARZĄDZANIA ZAPASAMI NA PRZYKŁADZIE ELEKTROWNI CIEPLNEJ Sreszczenie W arykule przedsawiono wyniki analizy ekonomerycznej miesięcznych warości w

Bardziej szczegółowo

JAKOŚĆ ZYSKU SPÓŁEK IPO NA PRZYKŁADZIE GPW W WARSZAWIE

JAKOŚĆ ZYSKU SPÓŁEK IPO NA PRZYKŁADZIE GPW W WARSZAWIE Rafał Cieślik Uniwersye Warszawski JAKOŚĆ ZYSKU SPÓŁEK IPO NA PRZYKŁADZIE GPW W WARSZAWIE Wprowadzenie Noblisa Joseph E. Sigliz za jedną z pięciu głównych przyczyn obecnego kryzysu gospodarczego uważa

Bardziej szczegółowo

OeconomiA copernicana. Adam Waszkowski Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie

OeconomiA copernicana. Adam Waszkowski Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie OeconomiA copernicana 2012 Nr 3 ISSN 2083-1277 Adam Waszkowski Szkoła Główna Gospodarswa Wiejskiego w Warszawie MECHANIZM TRANSMISJI IMPULSÓW POLITYKI MONETARNEJ DLA POLSKIEJ GOSPODARKI Klasyfikacja JEL:

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

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 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

System zielonych inwestycji (GIS Green Investment Scheme)

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Reakcja banków centralnych na kryzys

Reakcja banków centralnych na kryzys Reakcja banków cenralnych na kryzys Andrzej Rzońca Warszawa, 18 lisopada 2011 r. Plan Podsawowa lekcja z kryzysu dla poliyki pieniężnej Jak wyglądała reakcja poliyki pieniężnej na kryzys? Dlaczego reakcja

Bardziej szczegółowo

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

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

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

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE IX Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 6 8 września 2005 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Uniwersye Mikołaja Kopernika Empiryczna

Bardziej 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

Ocena wpływu zmian poziomu rezerw walutowych na premię za ryzyko kredytowe Polski wykorzystanie metody roszczeń warunkowych

Ocena wpływu zmian poziomu rezerw walutowych na premię za ryzyko kredytowe Polski wykorzystanie metody roszczeń warunkowych Bank i Kredy 455, 04, 467 490 Ocena wpływu zmian poziomu rezerw waluowych na premię za ryzyko kredyowe Polski wykorzysanie meody roszczeń warunkowych Michał Konopczak* Nadesłany: 5 kwienia 04 r. Zaakcepowany:

Bardziej szczegółowo

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE

DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 27 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaa Kopernika w Toruniu Małgorzaa Borzyszkowska Uniwersye Gdański

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

SIEĆ BAYESOWSKA JAKO NARZĘDZIE POZYSKIWANIA WIEDZY Z EKONOMICZNEJ BAZY DANYCH

SIEĆ BAYESOWSKA JAKO NARZĘDZIE POZYSKIWANIA WIEDZY Z EKONOMICZNEJ BAZY DANYCH ZESZYTY NAUKOWE POLITECHNIKI BIAŁOSTOCKIEJ 2007 Informayka Zeszy 2 Joanna Olbryś 1 SIEĆ BAYESOWSKA JAKO NARZĘDZIE POZYSKIWANIA WIEDZY Z EKONOMICZNEJ BAZY DANYCH Sreszczenie: Proces decyzyjny w inwesowaniu

Bardziej szczegółowo

O EFEKTACH ZASTOSOWANIA PEWNEJ METODY WYZNACZANIA PROGNOZ JAKOŚCIOWYCH ZMIAN CEN AKCJI W WARUNKACH KRYZYSU FINANSOWEGO 2008 ROKU

O EFEKTACH ZASTOSOWANIA PEWNEJ METODY WYZNACZANIA PROGNOZ JAKOŚCIOWYCH ZMIAN CEN AKCJI W WARUNKACH KRYZYSU FINANSOWEGO 2008 ROKU Arykuł opublikowany w: Rynki kapiałowe a koniunkura gospodarcza, red. A. Szablewski, R. Wójcikowski, Wydawnicwo Poliechniki Łódzkiej, Łódź 009, s. 95-07 Doroa Wiśniewska Uniwersye Ekonomiczny w Poznaniu

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

KONCEPCJA WARTOŚCI ZAGROŻONEJ VaR (VALUE AT RISK)

KONCEPCJA WARTOŚCI ZAGROŻONEJ VaR (VALUE AT RISK) KONCEPCJA WARTOŚCI ZAGROŻONEJ VaR (VALUE AT RISK) Kaarzyna Kuziak Akademia Ekonomiczna we Wrocławiu, Kaedra Inwesycji Finansowych i Ubezpieczeń Wprowadzenie W 1994 roku insyucja finansowa JP Morgan opublikowała

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

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

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

WPŁYW PUBLIKACJI DANYCH MAKROEKONOMICZNYCH NA KURS EUR/PLN W KONTEKŚCIE BADANIA MIKROSTRUKTURY RYNKU

WPŁYW PUBLIKACJI DANYCH MAKROEKONOMICZNYCH NA KURS EUR/PLN W KONTEKŚCIE BADANIA MIKROSTRUKTURY RYNKU METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XII/2, 2011, sr. 48 57 WPŁYW PUBLIKACJI DANYCH MAKROEKONOMICZNYCH NA KURS EUR/PLN W KONTEKŚCIE BADANIA MIKROSTRUKTURY RYNKU Kaarzyna Bień-Barkowska 1 Insyu

Bardziej szczegółowo

Wybrane dwuwymiarowe modele dla zmiennych licznikowych w ekonomii 1

Wybrane dwuwymiarowe modele dla zmiennych licznikowych w ekonomii 1 Jerzy Marzec Adres e mail: marzecj@uek.krakow.pl Uniwersye Ekonomiczny w Krakowie Kaedra: Kaedra Ekonomerii i Badań Operacyjnych Wybrane dwuwymiarowe modele dla zmiennych licznikowych w ekonomii. Wsęp

Bardziej szczegółowo

K wartość kapitału zaangażowanego w proces produkcji, w tys. jp.

K wartość kapitału zaangażowanego w proces produkcji, w tys. jp. Sprawdzian 2. Zadanie 1. Za pomocą KMNK oszacowano następującą funkcję produkcji: Gdzie: P wartość produkcji, w tys. jp (jednostek pieniężnych) K wartość kapitału zaangażowanego w proces produkcji, w tys.

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

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

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

ANNA GÓRSKA MONIKA KRAWIEC Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie

ANNA GÓRSKA MONIKA KRAWIEC Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 768 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 63 013 ANNA GÓRSKA MONIKA KRAWIEC Szkoła Główna Gospodarswa Wiejskiego w Warszawie BADANIE EFEKTYWNOŚCI INFORMACYJNEJ

Bardziej szczegółowo

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

STATYSTYCZNY POMIAR EFEKTYWNOŚCI FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH OTWARTYCH ZA POMOCĄ EAM (I)

STATYSTYCZNY POMIAR EFEKTYWNOŚCI FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH OTWARTYCH ZA POMOCĄ EAM (I) STATYSTYCZNY POMIAR EFEKTYWNOŚCI FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH OTWARTYCH ZA POMOCĄ EAM (I) dr Jacek, M. Kowalski Wyższa Szkoła Bankowa w Poznaniu jakowalski@op.pl Absrak Jes o pierwsza część, drugiego z cyklu

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

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

TESTOWANIE STABILNOŚCI PARAMETRÓW WIELOCZYNNIKOWYCH MODELI MARKET TIMING Z OPÓŹNIONĄ ZMIENNĄ RYNKOWĄ 1

TESTOWANIE STABILNOŚCI PARAMETRÓW WIELOCZYNNIKOWYCH MODELI MARKET TIMING Z OPÓŹNIONĄ ZMIENNĄ RYNKOWĄ 1 METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XII/, 011, sr. 59 69 TESTOWANIE STABILNOŚCI PARAMETRÓW WIELOCZYNNIKOWYCH MODELI MARKET TIMING Z OPÓŹNIONĄ ZMIENNĄ RYNKOWĄ 1 Joanna Olbryś Wydział Informayki,

Bardziej szczegółowo

Rola naturalnej stopy procentowej w polskiej polityce pieniężnej

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

Bardziej szczegółowo

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

ISBN (ebook) 978-83-7969-048-0

ISBN (ebook) 978-83-7969-048-0 Recenzen Krysyna Srzała Redakor Wydawnicwa UŁ Iwona Gos Okładkę projekowała Barbara Grzejszczak Rozprawa habiliacyjna napisana w Kaedrze Ekonomerii Uniwersyeu Łódzkiego Copyrigh by Pior Wdowiński, Łódź

Bardziej szczegółowo

METODY DYSKONTOWE W OCENIE EFEKTYWNOŚCI NAKŁADÓW NA EDUKACJĘ WYŻSZĄ 1

METODY DYSKONTOWE W OCENIE EFEKTYWNOŚCI NAKŁADÓW NA EDUKACJĘ WYŻSZĄ 1 EKONOMETRIA ECONOMETRICS ISSN 1507-3866 Anna Król e-mail: anna.krol@ue.wroc.pl METODY DYSKONTOWE W OCENIE EFEKTYWNOŚCI NAKŁADÓW NA EDUKACJĘ WYŻSZĄ 1 Sreszczenie: Jedną z ważnych form inwesycji w zasoby

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

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

ZASTOSOWANIE FUNKCJI KOPULI W MODELOWNIU INDEKSÓW GIEŁDOWYCH

ZASTOSOWANIE FUNKCJI KOPULI W MODELOWNIU INDEKSÓW GIEŁDOWYCH ZASTOSOWANIE FUNKCJI KOPULI W MODELOWNIU INDEKSÓW GIEŁDOWYCH Jacek Leśkow, Jusyna Mokrzycka, Kamil Krawiec 1 Sreszczenie Współczesne zarządzanie ryzykiem finansowanym opiera się na analizie zwroów szeregów

Bardziej szczegółowo

REGULAMIN FUNDUSZU ROZLICZENIOWEGO

REGULAMIN FUNDUSZU ROZLICZENIOWEGO REGULAMIN FUNDUSZU ROZLICZENIOEGO przyjęy uchwałą nr 10/60/98 Rady Nadzorczej Krajowego Depozyu Papierów arościowych S.A. z dnia 28 września 1998 r., zawierdzony decyzją Komisji Papierów arościowych i

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

NAPRAWY POGWARANCYJNE CIĄGNIKÓW ROLNICZYCH JAKO ELEMENT AUTORYZOWANEGO SYSTEMU DYSTRYBUCJI

NAPRAWY POGWARANCYJNE CIĄGNIKÓW ROLNICZYCH JAKO ELEMENT AUTORYZOWANEGO SYSTEMU DYSTRYBUCJI Inżynieria Rolnicza 8(117)/2009 NAPRAWY POGWARANCYJNE CIĄGNIKÓW ROLNICZYCH JAKO ELEMENT AUTORYZOWANEGO SYSTEMU DYSTRYBUCJI Sławomir Juściński, Wiesław Piekarski Kaedra Energeyki i Pojazdów, Uniwersye Przyrodniczy

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

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

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