Wpływ cech spółki na mnożniki wyceny w modelu zysku rezydualnego
|
|
- Franciszek Piotrowski
- 8 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Karol Marek Klimczak * Wpływ cech spółki na mnożniki wyceny w modelu zysku rezydualnego Wstęp Celem prezentowanego badania jest oszacowanie wpływu sektora działalności spółki oraz jej rozmiaru na wartość mnożników wyceny modelu zysku rezydualnego. Badanie przeprowadzono na próbie spółek notowanych na giełdach papierów wartościowych w Niemczech, Francji i Polsce w okresie Wykorzystano model zysku rezydualnego z modyfikacjami Jamesa A. Ohlsona, które pozwalają na estymację modelu bez konieczności wykonywania prognoz zysku rezydualnego w okresach przyszłych. Atutem prezentowanego badania jest podjęcie próby oszacowania nieobserwowalnej zmiennej szoku w zysku rezydualnym, która występuje w modelu Ohlsona. Wyniki badania wskazują na istotne zróżnicowanie pomiędzy krajami. W próbie niemieckiej zidentyfikowano istotny wpływ sektora działalności na mnożniki wyceny. We wszystkich trzech próbach wystąpiła istotna interakcja mnożnika wyceny z rozmiarem spółki. Model wyceny Prezentowane badanie oparto na modelu zysku rezydualnego w wersji zaproponowanej przez [Ohlson, 1995]. Model ten wywodzi się z tradycyjnego modelu wyceny, lecz poprzez przyjęcie dodatkowych założeń prowadzi do bezpośredniego powiązania bieżących wartości zysku rezydualnego i wartości księgowej aktywów netto z wyceną spółki, bez potrzeby prognozowania przyszłych wartości zysku rezydualnego. Zysk rezydualny (RIt) jest w tym modelu obliczany w sposób przyjęty wcześniej w literaturze, jako różnica pomiędzy wynikiem finansowym (NIt) a kosztem kapitału własnego wyrażonym wartościowo: RI NI r BV (1) t = t e * t 1 Aktywa netto (BVt) są w tym modelu definiowane jako suma kapitału własnego spółki uzyskana w wyniku wyceny aktywów i zobowiązań * Doktor nauk ekonomicznych, Katedra Finansów, Akademia Leona Koźmińskiego, kmklim@kozminski.edu.pl, ul. Jagiellońska 57/59, Warszawa, tel
2 2 wpis redakcji - A spółki do wartości godziwej. Należy zauważyć, że w rzeczywistości istotna część aktywów i zobowiązań spółek jest wyceniana według wartości historycznej, co powoduje stałe zaniżenie sumy aktywów netto relatywnie do ich wartości godziwej i prowadzi do utrzymywania się zysku rezydualnego w czasie, zamiast jego stopniowego zaniku. Prowadzono badania mające na celu oszacowanie wielkości błędu pomiaru aktywów netto [Runsten, 1998], lecz w praktyce badawczej problem ten jest pomijany. Brakuje możliwości pomiaru zmian błędu w czasie, a jeśli przyjąć, że jego wielkość jest stała w czasie, błąd pomiaru zostanie uwzględniony w wyrazie wolnym. Model wyceny kapitału własnego spółki (MVEt) za pomocą zysku rezydualnego przyjmuje następującą formę: E( RIt 1) MVE t = BVt + (2) i (1 + r ) i= 1 Wkładem Jamesa Ohlsona w rozwój modelu zysku rezydualnego było jego połączenie ze znanymi cechami szeregów czasowych wyników finansowych spółek [Albrecht i inni, 1977], [Jacobsen, 1988]. Zysk rezydualny charakteryzuje się stopniowym zanikaniem, co powoduje że asymptotycznie jego wartość dąży do zera. Struktura autoregresyjna zysku rezydualnego jest określona w następujący sposób: RIt = ω RIt 1 + vt 1 + ε1t (3) vt 1 = γ v t 2 + ε 2t (4) Symbolami ω i γ oznaczono parametry autoregresyjne zawierające się w przedziale od zera do jedności, a symbolem ε oznaczono zmienne losowe (zakłócenia) o średniej zero. Ohlson włączył do procesu autoregresyjnego dodatkową zmienną, vt, która reprezentuje szok w zysku rezydualnym. Wartość tego szoku jest znana z wyprzedzeniem jednego okresu i może być utożsamiana z przewidywalnym wpływem sytuacji gospodarczej na wyniki spółki. Autor modelu przyjął jeszcze jedno założenie, o tzw. czystej nadwyżce. Założenie to pozwala na ścisłe powiązanie wartości księgowej aktywów netto z wielkością zysku rezydualnego poprzez przyjęcie, że zmiany wartości aktywów netto mogą wynikać jedynie z odniesienia na kapitał własny wyniku finansowego, pokrycia straty z kapitału własnego, lub wypłaty dywidendy. W rzeczywistości założenie to nie jest spełnione, ponieważ na kapitał odnoszone są bezpośrednio zmiany wartości niektórych aktywów i zobowiązań, których wartość może dochodzić do 30% wyniku finansowego [Isidro i inni, 2004]. Badania wskazują jednak, że naruszenie tego założenia nie e
3 wpis redakcji - T 3 wpływa istotnie na wyniki estymacji parametrów modelu [Isidro i inni, 2006]. Przyjęcie założeń zaproponowanych przez Ohlsona pozwala na uzyskanie zamkniętej formy modelu wyceny: ω 1+ re MVEt = BVt + RIt + vt (5) ( 1+ r ) ω (1 + r ω)(1 + r γ ) e Dla uproszczenia model ten przedstawia się często za pomocą dwóch parametrów, które można nazwać mnożnikami wyceny: MVEt = BVt + α 1RIt + α2vt (6) Wartości tych mnożników oszacowano w przedstawionym poniżej badaniu. Jednak znajomość modelu teoretycznego pozwala na przewidzenie, jak wartości tych parametrów mogą się kształtować. Jeśli przyjąć koszt kapitału na poziomie 9%, oraz wartości ω i γ na poziomie 0,50, parametr α1 wyniesie 0,85, a parametr α2 3,13. Wzrost kosztu kapitału powoduje spadek obydwu mnożników wyceny. W badaniach prowadzonych na rynku amerykańskim uzyskano wartości parametrów ω=0,62 i γ=0,32 [Dechow i inni, 1999 ], co wskazywałoby na teoretyczne wartości mnożników wyceny: α1=1,32 i α2=3,01. Natomiast w badaniu spółek szwedzkich uzyskano oszacowania ω=0,52 i γ=0,44 [McCrae, Nilsson, 2001 ], co wskazuje na teoretyczne wartości mnożników wyceny: α1=0,91 i α2=2,94. Na podstawie wcześniejszych badań można zatem przewidywać, że wartość mnożnika α1 kształtuje się wokół jedności, natomiast wartość mnożnika α2 kształtuje się w okolicy trzech. Metoda badania Badaniu poddano spółki z Niemiec, Francji i Polski, których akcje były notowane na głównych rynkach regulowanych w danym kraju w okresie Wykluczono z próby spółki zajmujące się wyłącznie działalnością finansową, ponieważ podlegają one pod specyficzne uregulowania w zakresie sprawozdawczości finansowej oraz są zobowiązane do utrzymywania niektórych wskaźników finansowych na poziomie ustalonym przez prawo. Informacje finansowe i notowania spółek pozyskano z serwisu Infinancials, który dostarcza dane standaryzowane, przeznaczone do zastosowania w analizie finansowej. Dzięki pozyskaniu danych z jednego źródła zapewniona została spójność metod standaryzacji. Wadą tego rozwiązania jest ograniczenie w dostępności danych polskich spółek. W rezultacie wyniki dla próby spółek polskich należy traktować jako wstępne. e e
4 4 wpis redakcji - A Zmienne zastosowane w badaniu ograniczają się do wartości aktywów netto (BV), wartości wyniku finansowego netto (NI) oraz kapitalizacji spółki na koniec roku obrotowego (MVE). Zysk rezydualny (RI) obliczono poprzez przyjęcie stałej stopy kosztu kapitału równej 9%. Próby szacowania kosztu kapitału dla każdej spółki z osobna nie wpływały istotnie na wyniki estymacji modelu Ohlsona. Statystyki opisowe przedstawiono w Tablicy 1, gdzie oprócz zmiennych zastosowanych w badaniu przedstawiono także cztery zmienne dodatkowe, dla pełniejszego opisu charakterystyki próby: przychody ze sprzedaży (SALES), stopa zwrotu na kapitale własnym (ROE), obrót aktywów (AT), oraz wskaźnik wartości rynkowej kapitału własnego do jego wartości księgowej (MTBV). Testy statystyczne nie wykazały istotnych różnic w średnich wartościach zmiennych pomiędzy trzema krajami. Wszystkie zmienne wyrażone są w walucie euro aby zapewnić porównywalność wyników. W próbie pozostawiono spółki o ujemnej wartości aktywów netto, lecz zmieniono wartość BV na zero, dzięki czemu obserwacje te nie zostały usunięte z próby. Pozostawiono także obserwacje spółek przynoszących straty, ponieważ wstępne badania wykazały że ich usunięcie nie powoduje wzrostu współczynnika autoregresji zysku rezydualnego, co jest wskazywane w literaturze jako uzasadnienie. Usunięto natomiast obserwacje o skrajnych wartościach wskaźnika ROE i wskaźnika MTBV. Spółki zostały podzielone na trzy szerokie sektory: przemysłowy (kod SIC<4000), usługowy (kod SIC , oraz >8000) i handlowy (kod SIC ). Zastosowanie węższych definicji sektorów powodowało nadmierny spadek liczebności grup. Spółki podzielono także na trzy grupy wielkości według ich kapitalizacji, oznaczając jako spółki o kapitalizacji w dolnym kwartylu rozkładu jako małe, a spółki w górnym kwartylu jako duże. Badanie przeprowadzono w dwóch etapach. Najpierw oszacowano wartości zmiennej vt, ponieważ zmienna ta nie jest obserwowalna. Następnie wykorzystano oszacowane wartości w estymacji modelu Ohlsona. Pierwszy etap wymagał oszacowania współczynników autoregresji zysku rezydualnego. Dla całego okresu uzyskano wartości 0,08 w próbie niemieckiej, 0,40 w próbie francuskiej oraz 0,43 w próbie polskiej. Zmienną vt oszacowano za pomocą modelu kroczącego, zapisując błąd prognozy modelu autoregresyjnego zysku rezydualnego dla roku następnego jako wartość zmiennej. Model bazowy objął okres , po czym sporządzono prognozę zysku rezydualnego na rok War-
5 wpis redakcji - T 5 tość błędu prognozy stanowi oszacowanie wartości zmiennej vt dla każdej spółki w roku W kolejnych krokach estymowano model na danych poszerzonych o następny rok i szacowano błąd prognozy. Oszacowana w ten sposób zmienna vt charakteryzowała się dodatnią wartością średnią w próbach niemieckiej i francuskiej, wyższą o jeden rząd wielkości od średniej wartości zysku rezydualnego, natomiast mediana kształtowała się okolicach zera. Odchylenie standardowe było wyższe w próbie niemieckiej niż w próbie francuskiej (współczynniki zmienności 28,42 i 19,33 odpowiednio). Odmienne wyniki uzyskano dla próby polskiej, gdzie wartość średnia była ujemna, a współczynnik zmienności wynosił 44,62. Drugą część badnia, estymację parametrów Ohlsona, przeprowadzono za pomocą estymacji modelu liniowego danych panelowych ze stałymi efektami spółek. Przyjęcie stałych efektów jest podyktowane strukturą modelu Ohlsona, który wyjaśnia zmiany wartości spółek w czasie, a nie ich zróżnicowanie w przekroju. Stałe w czasie różnice w wycenie spółek nie stanowią więc przedmiotu badania. Na występowanie stałych efektów spółek wskazuje ponadto test Hausmanna, którego statystyka przyjęła wysokie wartości we wszystkich trzech próbach. Estymacje przeprowadzono w pakiecie STATA z zastosowaniem konserwatywnych szacunków błędu standardowego (ang. robust standard errors), uwzględniających korektę z tytułu heteroskedastyczności. Model poszerzono o interakcje zmiennej RI ze zmiennymi zero-jedynkowymi oznaczającymi sektor działalności oraz rozmiar spółki (zmienne zerojedynkowe także dodano aby umożliwić dostosowanie wyrazu wolnego). Dzięki temu uzyskano osobne oszacowania mnożnika wyceny dla różnych grup spółek. Ze względu na potrzebę włączenia do modelu zmiennej vt, estymacje przeprowadzona dla okresu Tablica 1. Statystyki opisowe Niemcy Średnia Odch. st. N p25 p50 p75 MVE 1.66E E E E E+05 BV 8.99E E E E E+05 NI 8.31E E E E E+04 RI 2.20E E E E E+03 SALES 2.49E E E E E+05 ROE AT
6 6 wpis redakcji - A MTBV Francja Średnia Odch. st. N p25 p50 p75 MVE 2.63E E E E E+05 BV 1.23E E E E E+05 NI 1.18E E E E E+04 RI 7.09E E E E E+03 SALES 2.89E E E E E+05 ROE AT MTBV Polska Średnia Odch. st. N p25 p50 p75 MVE 2.76E E E E E+05 BV 1.82E E E E E+04 NI 1.94E E E E E+03 RI 3.07E E E E E+03 SALES 3.34E E E E E+05 ROE AT MTBV Uwaga: dane obejmują okres Oznaczenia zmiennych: MVE kapitalizacja spółki, BV wartość księgowa aktywów netto, NI wynik finansowy netto, RI zysk rezydualny = NI-9%*BV, SALES przychody ze sprzedaży, ROE zwrot na kapitale własnym, AT obrót aktywów, MTBV = MVE/BV. Źródło: Opracowanie własne. Wyniki Model wyceny oszacowano najpierw w wersji podstawowej, pomijając zmienną vt, aby uzyskać punkt odniesienia do oceny wyników estymacji pełnego modelu. Wyniki, przedstawione w tablicy 2, wskazują na istotne zróżnicowanie wartości parametrów pomiędzy krajami. Parametr stojący przed zmienną BV został oszacowany na poziomie dwóch w próbie niemieckiej, natomiast w próbie francuskiej został on oszacowany na poziomie zbliżonym do jego wartości teoretycznej, jedności. Oszacowana wartość parametru w próbie polskiej jest zbliżona do dwóch, lecz błąd standardowy jest na tyle wysoki, że przedział ufności na poziomie 95% zawiera także jedność. Parametr stojący przed zmienną RI, odpowiadający mnożnikowi α1, uzyskał oceny nieistotne statystycznie we wszystkich próbach. Podobnie nieistotne okazały się oszacowania więk-
7 wpis redakcji - T 7 szości parametrów interakcji. Wyjątkiem jest próba niemiecka, gdzie spółki należące do sektora usług charakteryzują się istotnie niższą wartością mnożnika wyceny niż spółki z sektora przemysłowego, a spółki duże charakteryzują się istotnie wyższą wartością mnożnika niż spółki średnie. Natomiast w próbie polskiej istotnie wyższą wartość mnożnika uzyskano dla spółek małych. Mimo niskiej istotności oszacowanych parametrów, we wszystkich próbach zanotowano wartości współczynnika R 2 na poziomie 23%-47%. Tablica 2. Wyniki estymacji modelu podstawowego Zmienna Niemcy Francja Polska BV *** *** * (7.24) (5.06) (2.51) RI (0.63) (0.45) (-0.89) RI*Usługi * (-2.34) (0.46) (1.29) RI*Handel (0.77) (-1.79) (0.62) RI*Duże * (1.97) (1.90) (-0.26) RI*Małe * (-0.17) (0.18) (2.36) R N Spółki Uwaga: estymacja dla okresu , w tablicy pominięto wyraz wolny oraz zmienne zero-jedynkowe, R2 obliczony wewnątrz grup. Oznaczenia zmiennych: MVE kapitalizacja spółki, BV wartość księgowa aktywów netto, NI wynik finansowy netto, RI zysk rezydualny = NI-9%*BV, sposób przypisania spółek do grup sektorowych i rozmiaru opisano w części Metodologia. Oznaczenia istotności: * P<0,05, ** P<0,01, *** P<0,001. Źródło: Opracowanie własne. Dodanie do modelu wyceny zmiennej vt spowodowało istotne zmiany wyników w próbach niemieckiej i francuskiej, gdzie zmienna ta charakteryzowała się dodatnią wartością średnią (Tablica 3). Parametr stojący przed tą zmienną, odpowiadający mnożnikowi α2, został oszacowany na poziomie istotnie większym od zera (3,41) wyłącznie w próbie francu-
8 8 wpis redakcji - A skiej, gdzie zmienna vt charakteryzowała się najmniejszym odchyleniem standardowym. W próbie niemieckiej i francuskiej uzyskano istotne statystycznie oszacowania parametru stojącego przed zmienną RI, odpowiednio 4,34 oraz 2,98. Różnica między tymi wartościami nie jest jednak statystycznie istotna. Parametry stojące przed zmienną BV uległy nieistotnym zmianom. W próbie niemieckiej w dalszym ciągu uzyskano istotną, ujemną wartość oszacowanego parametru interakcji RI dla spółek z sektora usług oraz dodatnią wartość dla interakcji RI dla spółek dużych. Zmianie uległ parametr interakcji zmiennej RI dla spółek małych, osiągający wartość ujemną. W próbie francuskiej w dalszym ciągu nie wystąpiło istotne zróżnicowanie sektorowe, lecz uzyskano dodatnią wartość interakcji dla spółek dużych. W polskiej próbie nie nastąpiły istotne zmiany. Tablica 2. Wyniki estymacji ze zmienną vt Zmienna Niemcy Francja Polska BV *** *** *** (6.09) (9.27) (3.88) RI *** ** (4.02) (3.02) (-0.30) RI*Usługi * (-2.25) (0.43) (0.14) RI*Handel (0.74) (-1.31) (0.59) RI*Duże * * (2.10) (2.25) (-0.59) RI*Małe * * (-2.49) (-0.86) (2.56) V *** (0.22) (3.33) (1.68) R N Spółki Uwaga: estymacja dla okresu , w tablicy pominięto wyraz wolny oraz zmienne zero-jedynkowe, R2 obliczony wewnątrz grup. Oznaczenia zmiennych: MVE kapitalizacja spółki, BV wartość księgowa aktywów netto, NI wynik finansowy netto, RI
9 wpis redakcji - T 9 zysk rezydualny = NI-9%*BV, V szok w zysku rezydualnym, sposób przypisania spółek do grup sektorowych i rozmiaru opisano w części Metodologia. Oznaczenia istotności: * P<0,05, ** P<0,01, *** P<0,001. Źródło: Opracowanie własne. Zakończenie Przedstawione wyniki pozwalają na pozytywną ocenę modelu Ohlsona jako metody powiązania wyceny spółki z jej wynikiem finansowym i wartością księgową kapitału własnego. Uwzględnienie w estymacji dodatkowej zmiennej szoku w zysku rezydualnym, przewidzianej w modelu Ohlsona, spowodowało obniżenie błędu standardowego pozostałych oszacowań, choć mnożnik wyceny stojący przed tą zmienną osiągnął istotną wartość tylko w próbie francuskiej. Dalsze prace mające na celu dokładniejszy pomiar tej zmiennej mogą doprowadzić do poprawy wyników. Należy zauważyć, że wartość mnożnika tej zmiennej jest zbliżona do wartości teoretycznej. Oszacowania pozostałych mnożników odbiegają jednak istotnie od wartości teoretycznych. Mnożnik wartości księgowej jest istotnie większy od jedności w próbie niemieckiej i francuskiej. Podobnie większy od wartości teoretycznej jest mnożnik zysku rezydualnego, szczególnie w przypadku spółek dużych, gdzie wynosi on około sześciu zamiast kształtować się w pobliżu jedności. Niższe wartości mnożnika zanotowano w próbie niemieckiej w grupach spółek z branży usługowej oraz spółek małych. Zidentyfikowane w opracowaniu zmienne pozwalają na uzyskanie oszacowania mnożników wyceny obarczonych mniejszym błędem dzięki uwzględnieniu zróżnicowania spółek w przekroju. Model, uzupełniony o zidentyfikowane zmienne, może służyć do badania czynników wpływających na wycenę spółek, w tym czynników instytucjonalnych i prawnych, takich jak zmiana standardów rachunkowości [Klimczak, 2011]. Należy jednak zauważyć, że wyniki uzyskane dla próby polskiej są niezadowalające i wskazują na potrzebę prowadzenia dalszych prac badawczych w celu opracowania modyfikacji modelu, które pozwolą na zastosowanie go do opisania spółek polskich. Literatura 1. Albrecht W. S., Lookabill L. L., McKeown J. C. (1977), The Time-Series Properties of Annual Earnings, Journal of Accounting Research nr 15(2), s
10 10 wpis redakcji - A 2. Dechow P. M., Hutton A. P., Sloan R. G. (1999), An empirical assessment of the residual income valuation model, Journal of Accounting & Economics nr 26(1-3), s Isidro H., O Hanlon J., Young S. (2004), Dirty surplus accounting flows: international evidence, Accounting & Business Research nr 34(4), s Isidro H., O Hanlon J., Young S. (2006), Dirty surplus accounting flows and valuation errors, Abacus, nr 42(3/4), s Jacobsen R. (1988), The Persistence of Abnormal Returns, Strategic Management Journal nr 9(5), s Klimczak K. (2011), Market reaction to mandatory IFRS adoption: evidence from Poland, Accounting & Management Information Systems nr 10(2), s McCrae M., Nilsson H. (2001), The explanatory and predictive power of different specifications of the Ohlson (1995) valuation models, European Accounting Review nr 10(2), s Ohlson J. A. (1995), Earnings, Book Values, and Dividends in Equity Valuation, Contemporary Accounting Research nr 11(2), s Runsten M. (1998), The association between accounting information and stock prices: model development and empirical tests based on Swedish data, Stockholm School of Economics, Sztokholm. Streszczenie Celem prezentowanego badania jest oszacowanie wpływu sektora działalności spółki oraz jej rozmiaru na wartość mnożników wyceny modelu zysku rezydualnego. Badanie przeprowadzono na próbie spółek notowanych na giełdach papierów wartościowych w Niemczech, Francji i Polsce w okresie za pomocą modelu Ohlsona. Istotnym atutem prezentowanego badania jest podjęcie próby oszacowania nieobserwowalnej zmiennej szoku w zysku rezydualnym, która występuje w modelu Ohlsona. Wyniki badania wskazują na istotne zróżnicowanie pomiędzy krajami. W próbie niemieckiej zidentyfikowano istotny wpływ sektora działalności na mnożniki wyceny. We wszystkich trzech próbach wystąpiła istotna interakcja mnożnika wyceny z rozmiarem spółki. Wprowadzenie do modelu zmiennej szoku w zysku rezydualnym spowodowało zmniejszenie błędu standardowego oszacowań mnożników wyceny. Słowa kluczowe modele wyceny, informacja finansowa, dane panelowe
11 wpis redakcji - T 11 The impact of firm characteristics valuation multiples in the residual income model The purpose of this study was to estimate the impact of industry sector and firm size on valuation multiples in the residual income model. The study was carried out on an archival sample of companies listed at stock exchanges in Germany, France and Poland over the period from 2000 to 2010 with the use of the Ohlson model. An important contribution of this paper is the attempt to estimate the other information variable present in the Ohlson model. Results show a significant country effect. In the German sample, industry sector does affect valuation multiples. Firm size is an important factor in all three samples. The inclusion of the other information variable causes a decrease in standard errors of estimates. Keywords valuation models, financial information, panel data
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR NNN FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR FF 2013
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR NNN FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR FF 2013 Karol Marek Klimczak Symulacja finansowa spółki za pomocą modelu zysku rezydualnego Słowa kluczowe:...
SYMULACJA FINANSOWA SPÓŁKI ZA POMOCĄ MODELU ZYSKU REZYDUALNEGO
KAROL MAREK KLIMCZAK SYMULACJA FINANSOWA SPÓŁKI ZA POMOCĄ MODELU ZYSKU REZYDUALNEGO 1. Wprowadzenie Celem artykułu jest przedstawienie modelu pozwalającego na tworzenie symulacji wyników finansowych i
Analiza zdarzeń Event studies
Analiza zdarzeń Event studies Dobromił Serwa akson.sgh.waw.pl/~dserwa/ef.htm Leratura Campbell J., Lo A., MacKinlay A.C.(997) he Econometrics of Financial Markets. Princeton Universy Press, Rozdział 4.
Znaczenie zysków księgowych dla bieżącej wyceny akcji spółek giełdowych w Polsce
Znaczenie zysków księgowych dla bieżącej wyceny akcji spółek giełdowych w Polsce 1. Wprowadzenie Karol Marek Klimczak * Badania nad znaczeniem zysków księgowych dla wyceny akcji mają długą historię. Już
Symulacja wyników finansowych i wartości spółki za pomocą modelu zysku rezydualnego. Karol Marek Klimczak
Symulacja wyników finansowych i wartości spółki za pomocą modelu zysku rezydualnego Karol Marek Klimczak kmklim@kozminski.edu.pl Finanse przedsiębiorstw 2 3 Ekonomia Y = A K α L β Funkcja produkcji Cobba-Douglasa
Efektywność źródłem bogactwa. Tomasz Słoński Piechowice, r.
Efektywność źródłem bogactwa inwestorów Tomasz Słoński Piechowice, 24.01.2012 r. Plan wystąpienia Teoretyczne podstawy pomiaru efektywności rynku kapitałowego Metodologia badań nad efektywnością rynku
4. Średnia i autoregresja zmiennej prognozowanej
4. Średnia i autoregresja zmiennej prognozowanej 1. Średnia w próbie uczącej Własności: y = y = 1 N y = y t = 1, 2, T s = s = 1 N 1 y y R = 0 v = s 1 +, 2. Przykład. Miesięczna sprzedaż żelazek (szt.)
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.
3.3.1 Metody porównań rynkowych
3.3.1 Metody porównań rynkowych Metoda porównań rynkowych polega na porównaniu obiektu wycenianego z wartościami rynkowymi obiektów podobnych. Porównanie to może odbywać się bezpośrednio (np. środki transportu)
Statystyka matematyczna dla leśników
Statystyka matematyczna dla leśników Wydział Leśny Kierunek leśnictwo Studia Stacjonarne I Stopnia Rok akademicki 03/04 Wykład 5 Testy statystyczne Ogólne zasady testowania hipotez statystycznych, rodzaje
Zadania ze statystyki, cz.6
Zadania ze statystyki, cz.6 Zad.1 Proszę wskazać, jaką część pola pod krzywą normalną wyznaczają wartości Z rozkładu dystrybuanty rozkładu normalnego: - Z > 1,25 - Z > 2,23 - Z < -1,23 - Z > -1,16 - Z
Zarządzanie wartością przedsiębiorstwa
Zarządzanie wartością przedsiębiorstwa 3.3 Metody dochodowe Do wyceny przedsiębiorstwa stosuje się, obok metod majątkowych - metody dochodowe, często określane mianem metod zdyskontowanego dochodu ekonomicznego.
Prognoza sprawozdania finansowego Bilans
Prognoza sprawozdania go Bilans 31.12.24 31.12.25 31.12.26 Wartości niematerialne i prawne Rzeczowe aktywa trwałe Długoterminowe Zapasy Należności Inwestycje 594 3474 3528 954 52119 54 12 759 693 2259
Studenckie Koło Naukowe Rynków Kapitałowych Citigroup Inc. (C) - spółka notowana na giełdzie nowojorskiej (NYSE).
Citigroup Inc. (C) - spółka notowana na giełdzie nowojorskiej (NYSE). Citigroup Inc. jest amerykańskim holdingiem prowadzącym zdywersyfikowaną działalność w zakresie usług bankowych i finansowych, w szczególności:
... prognozowanie nie jest celem samym w sobie a jedynie narzędziem do celu...
4 Prognozowanie historyczne Prognozowanie - przewidywanie przyszłych zdarzeń w oparciu dane - podstawowy element w podejmowaniu decyzji... prognozowanie nie jest celem samym w sobie a jedynie narzędziem
Studenckie Koło Naukowe Rynków Kapitałowych Tyco International Ltd. (TYC) - spółka notowana na giełdzie nowojorskiej (NYSE).
Tyco International Ltd. (TYC) - spółka notowana na giełdzie nowojorskiej (NYSE). Korporacja TYCO istnieje we wszystkich regionach świata dostarczając szeroką gamę produktów i usług, wśród których można
Zad. 4 Należy określić rodzaj testu (jedno czy dwustronny) oraz wartości krytyczne z lub t dla określonych hipotez i ich poziomów istotności:
Zadania ze statystyki cz. 7. Zad.1 Z populacji wyłoniono próbę wielkości 64 jednostek. Średnia arytmetyczna wartość cechy wyniosła 110, zaś odchylenie standardowe 16. Należy wyznaczyć przedział ufności
SKONSOLIDOWANE INFORMACJE FINANSOWE PRO FORMA ZA ROK ZAKOŃCZONY DNIA 31 GRUDNIA 2013 ROKU
SKONSOLIDOWANE INFORMACJE FINANSOWE PRO FORMA ZA ROK ZAKOŃCZONY DNIA 31 GRUDNIA 2013 ROKU Warszawa, dnia 17 lipca 2014 roku 1 1. Oświadczenie Zarządu: Zgodnie z Rozporządzeniem Komisji (WE) Nr 809/2004
Ujawnienia informacji związanych z adekwatnością kapitałową Dom Maklerskiego Banku Ochrony Środowiska S.A. według stanu na 31.12.2010 r.
Ujawnienia informacji związanych z adekwatnością kapitałową Dom Maklerskiego Banku Ochrony Środowiska S.A. według stanu na 31.12.2010 r. Warszawa, marzec 2011 r. Słownik Rozporządzenie DM BOŚ rozporządzenie
EKONOMETRIA STOSOWANA PRZYKŁADOWE ZADANIA EGZAMINACYJNE
EKONOMETRIA STOSOWANA PRZYKŁADOWE ZADANIA EGZAMINACYJNE ZADANIE 1 Oszacowano zależność między luką popytowa a stopą inflacji dla gospodarki niemieckiej. Wyniki estymacji są następujące: Estymacja KMNK,
Inwestycje finansowe i ubezpieczenia tendencje światowe a rynek polski
PRACE NAUKOWE Uniwersytetu Ekonomicznego we Wrocławiu RESEARCH PAPERS of Wrocław University of Economics 323 Inwestycje finansowe i ubezpieczenia tendencje światowe a rynek polski Redaktorzy naukowi Krzysztof
Wykład 10 (12.05.08). Testowanie hipotez w rodzinie rozkładów normalnych przypadek nieznanego odchylenia standardowego
Wykład 10 (12.05.08). Testowanie hipotez w rodzinie rozkładów normalnych przypadek nieznanego odchylenia standardowego Przykład Cena metra kwadratowego (w tys. zł) z dla 14 losowo wybranych mieszkań w
Wybór i ocena spółki. Warszawa, 3 marca 2013 r. Copyright Krzysztof Borowski
Wybór i ocena spółki Warszawa, 3 marca 2013 r. Copyright Krzysztof Borowski Wartość wewnętrzna vs cena giełdowa Wartość Momenty kiedy WW jest bliska cenie giełdowej WW Cena giełdowa Kupno Sprzedaż Kupno
parametrów strukturalnych modelu = Y zmienna objaśniana, X 1,X 2,,X k zmienne objaśniające, k zmiennych objaśniających,
诲 瞴瞶 瞶 ƭ0 ƭ 瞰 parametrów strukturalnych modelu Y zmienna objaśniana, = + + + + + X 1,X 2,,X k zmienne objaśniające, k zmiennych objaśniających, α 0, α 1, α 2,,α k parametry strukturalne modelu, k+1 parametrów
Istotność sprawozdań finansowych dla wyceny a stosowanie zasady memoriałowej i konserwatyzm warunkowy
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO nr 803 Finanse, Rynki Finansowe, Ubezpieczenia nr 66 (2014) s. 123 133 Istotność sprawozdań finansowych dla wyceny a stosowanie zasady memoriałowej i konserwatyzm
Studenckie Koło Naukowe Rynków Kapitałowych Microsoft Corp. (MSFT) - spółka notowana na giełdzie nowojorskiej (NYSE).
Microsoft Corp. (MSFT) - spółka notowana na giełdzie nowojorskiej (NYSE). Microsoft Corp. (MSFT) jest największą na świecie firmą branży komputerowej. Najbardziej znana jako producent systemów operacyjnych
A. Miksa, Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu. A. Pater, Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu. B. Świniarska, Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu
A. Miksa, Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu A. Pater, Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu B. Świniarska, Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu Planowanie przychodów ze sprzedaży na przykładzie przedsiębiorstw
Leasing Projekt Standardu z maja 2013 r. Związek Polskiego Leasingu 27 listopada 2013 r.
www.pwc.com Leasing Projekt Standardu z maja 2013 r. Związek Polskiego Leasingu 27 listopada 2013 r. Kluczowe elementy nowego standardu Definicja leasingu Leasing umowa, w której przekazywane jest prawo
Budowanie strategii przed debiutem na rynku NewConnect
ekspert Klubu Przedsiębiorców i Ekspertów przy Polskim Towarzystwie Ekonomicznym ekspert CASE Doradcy Sp. z o.o. Budowanie strategii przed debiutem na rynku NewConnect P1 Plan prezentacji 1 Wprowadzenie
Wycena przedsiębiorstwa
Wycena przedsiębiorstwa O usłudze: Wycena przedsiębiorstwa jest jednym z najważniejszych problemów współczesnej teorii finansów. Zapotrzebowanie na ustalenie wartości udziałów czy akcji powstaje w związku
Departament Bankowości Komercyjnej i Specjalistycznej oraz Instytucji Płatniczych URZĄD KOMISJI NADZORU FINANSOWEGO WARSZAWA, marzec 2016 r.
Opracowanie: Wydział Analiz Sektora Bankowego Departament Bankowości Komercyjnej i Specjalistycznej oraz Instytucji Płatniczych URZĄD KOMISJI NADZORU FINANSOWEGO WARSZAWA, marzec 201 r. W dniu 22 marca
Ocena nadzoru właścicielskiego Rating PINK 2010Y
Ocena nadzoru właścicielskiego Rating PINK 2010Y analiza danych na dzień 20 czerwca 2011 roku W tym tygodniu Polski Instytut Nadzoru Korporacyjnego (PINK) postanowił po raz pierwszy opublikować stopy zwrotu
INFORMACJE PODLEGAJĄCE UPOWSZECHNIENIU, W TYM INFORMACJE W ZAKRESIE ADEKWATNOŚCI KAPITAŁOWEJ EFIX DOM MALERSKI S.A. WSTĘP
INFORMACJE PODLEGAJĄCE UPOWSZECHNIENIU, W TYM INFORMACJE W ZAKRESIE ADEKWATNOŚCI KAPITAŁOWEJ EFIX DOM MALERSKI S.A. WEDŁUG STANU NA DZIEŃ 31 GRUDNIA 2011 ROKU I. WSTĘP 1. EFIX DOM MAKLERSKI S.A., z siedzibą
Szczegółowy program kursu Statystyka z programem Excel (30 godzin lekcyjnych zajęć)
Szczegółowy program kursu Statystyka z programem Excel (30 godzin lekcyjnych zajęć) 1. Populacja generalna a losowa próba, parametr rozkładu cechy a jego ocena z losowej próby, miary opisu statystycznego
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 9
Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka Wykład 9 1 1. Dodatkowe założenie KMRL 2. Testowanie hipotez prostych Rozkład estymatora b Testowanie hipotez prostych przy użyciu statystyki t 3. Przedziały ufności
Analiza inwestycji i zarządzanie portfelem SPIS TREŚCI
Analiza inwestycji i zarządzanie portfelem Frank K. Reilly, Keith C. Brown SPIS TREŚCI TOM I Przedmowa do wydania polskiego Przedmowa do wydania amerykańskiego O autorach Ramy książki CZĘŚĆ I. INWESTYCJE
Spis treści Wstęp 1. Ryzyko a pojęcie cykliczności, procykliczności i antycykliczności zjawisk sfery realnej i systemu finansowego gospodarki
Wstęp... 11 1. Ryzyko a pojęcie cykliczności, procykliczności i antycykliczności zjawisk sfery realnej i systemu finansowego gospodarki... 23 1.1. Wprowadzenie... 23 1.2. Definicje zjawiska cyklu koniukturalnego,
M.Kowal J. Raplis. Wroclaw University of Economics. Planowanie przychodów ze sprzedaży
M.Kowal J. Raplis Wroclaw University of Economics Planowanie przychodów ze sprzedaży na przykładzie przedsiębiorstw z branży handlu hurtowego Słowa kluczowe: planowanie finansowe, analiza sprawozdań finansowych,
Podstawowe finansowe wskaźniki KPI
Podstawowe finansowe wskaźniki KPI 1. Istota wskaźników KPI Według definicji - KPI (Key Performance Indicators) to kluczowe wskaźniki danej organizacji używane w procesie pomiaru osiągania jej celów. Zastosowanie
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO Wykład 8
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO Wykład 8 Regresja wielokrotna Regresja wielokrotna jest metodą statystyczną, w której oceniamy wpływ wielu zmiennych niezależnych (X 1, X 2, X 3,...) na zmienną zależną (Y).
STATYSTYKA - PRZYKŁADOWE ZADANIA EGZAMINACYJNE
STATYSTYKA - PRZYKŁADOWE ZADANIA EGZAMINACYJNE 1 W trakcie badania obliczono wartości średniej (15,4), mediany (13,6) oraz dominanty (10,0). Określ typ asymetrii rozkładu. 2 Wymień 3 cechy rozkładu Gauss
Statystyka. Rozkład prawdopodobieństwa Testowanie hipotez. Wykład III ( )
Statystyka Rozkład prawdopodobieństwa Testowanie hipotez Wykład III (04.01.2016) Rozkład t-studenta Rozkład T jest rozkładem pomocniczym we wnioskowaniu statystycznym; stosuje się go wyznaczenia przedziału
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO Wykład 5
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO Wykład 5 Analiza korelacji - współczynnik korelacji Pearsona Cel: ocena współzależności między dwiema zmiennymi ilościowymi Ocenia jedynie zależność liniową. r = cov(x,y
Wycena przedsiębiorstw. Wykład 1
Wycena przedsiębiorstw Wykład 1 Podstawowe elementy zarządzania wartością Tworzenie wartości Pomiar wartości Apropriacja wartości dr hab. inż. Karolina Mazur, prof. UZ POWSZECHNE KRAJOWE ZASADY WYCENY
Weryfikacja hipotez statystycznych
Weryfikacja hipotez statystycznych Hipoteza Test statystyczny Poziom istotności Testy jednostronne i dwustronne Testowanie równości wariancji test F-Fishera Testowanie równości wartości średnich test t-studenta
(A) KWOTA W DNIU UJAWNIENA
I. Fundusze własne. Tabela 1. Bank ujawnia informacje na temat funduszy własnych na zasadzie indywidualnej w okresie przejściowym Kapitał podstawowy Tier I: instrumenty i kapitały rezerwowe (A) KWOTA W
Mikroekonometria 3. Mikołaj Czajkowski Wiktor Budziński
Mikroekonometria 3 Mikołaj Czajkowski Wiktor Budziński Zadanie 1. Wykorzystując dane me.hedonic.dta przygotuj model oszacowujący wartość kosztów zewnętrznych rolnictwa 1. Przeprowadź regresję objaśniającą
STATYSTYKA MATEMATYCZNA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA 1. Wykład wstępny. Teoria prawdopodobieństwa i elementy kombinatoryki 2. Zmienne losowe i ich rozkłady 3. Populacje i próby danych, estymacja parametrów 4. Testowanie hipotez 5.
Ujawnienia dotyczące adekwatności kapitałowej Domu Maklerskiego mbanku S.A. na 31 grudnia 2013 r.
Załącznik nr 2 do uchwały Zarządu 7/214 Ujawnienia dotyczące adekwatności kapitałowej Domu Maklerskiego mbanku S.A. na 31 grudnia 213 r. Warszawa, 14 maja 214 r. Wstęp Na podstawie Rozporządzenia Ministra
AKADEMIA ANALIZ Runda 1
AKADEMIA ANALIZ Runda 1 Po co wyceniać spółki? Inwestować Kupować Sprzedawać Inwestor indywidualny Fundusz inwestycyjny Private equity Fuzje i przejęcia Doradztwo transakcyjne Inwestor branżowy Wyjście
RAPORT DOTYCZĄCY SYTUACJI FINANSOWEJ TOWARZYSTW FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH W 2015 ROKU
RAPORT DOTYCZĄCY SYTUACJI FINANSOWEJ TOWARZYSTW FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH W 2015 ROKU URZĄD KOMISJI NADZORU FINANSOWEGO WARSZAWA, CZERWIEC 2016 DEPARTAMENT FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH SŁOWA KLUCZOWE: TOWARZYSTWA
Pobieranie prób i rozkład z próby
Pobieranie prób i rozkład z próby Marcin Zajenkowski Marcin Zajenkowski () Pobieranie prób i rozkład z próby 1 / 15 Populacja i próba Populacja dowolnie określony zespół przedmiotów, obserwacji, osób itp.
Podsumowanie raportu z wyceny wartości Hubstyle Sp. z o.o.
Podsumowanie raportu z wyceny wartości Hubstyle Sp. z o.o. Niniejszy dokument stanowi podsumowanie raportu z wyceny wartości Spółki Hubstyle Sp. z o.o. na 9 kwietnia 2014 roku. Podsumowanie przedstawia
Rozdział 8. Regresja. Definiowanie modelu
Rozdział 8 Regresja Definiowanie modelu Analizę korelacji można traktować jako wstęp do analizy regresji. Jeżeli wykresy rozrzutu oraz wartości współczynników korelacji wskazują na istniejąca współzmienność
W bilansie połączonych spółek wyłączeniu podlegają wzajemne należności i zobowiązania oraz inne rozrachunki o podobnym charakterze.
Wartość godziwa aktywów lub zobowiązań ujawnionych w wyniku połączenia bądź nabycia przedsiębiors W bilansie połączonych spółek wyłączeniu podlegają wzajemne należności i zobowiązania oraz inne rozrachunki
5. Model sezonowości i autoregresji zmiennej prognozowanej
5. Model sezonowości i autoregresji zmiennej prognozowanej 1. Model Sezonowości kwartalnej i autoregresji zmiennej prognozowanej (rząd istotnej autokorelacji K = 1) Szacowana postać: y = c Q + ρ y, t =
Market Multiples Review
Sierpień Market Multiples Review Sektor energetyczny Charakterystyka sektora sektor energetyczny Zapraszamy Państwa do zapoznania się z raportem Market Multiples Review na temat kształtowania się mnożników
Testy nieparametryczne
Testy nieparametryczne Testy nieparametryczne możemy stosować, gdy nie są spełnione założenia wymagane dla testów parametrycznych. Stosujemy je również, gdy dane można uporządkować według określonych kryteriów
ANALIZA DYNAMIKI DOCHODU KRAJOWEGO BRUTTO
ANALIZA DYNAMIKI DOCHODU KRAJOWEGO BRUTTO Wprowadzenie Zmienność koniunktury gospodarczej jest kształtowana przez wiele różnych czynników ekonomicznych i pozaekonomicznych. Znajomość zmienności poszczególnych
Ćwiczenia IV
Ćwiczenia IV - 17.10.2007 1. Spośród podanych macierzy X wskaż te, których nie można wykorzystać do estymacji MNK parametrów modelu ekonometrycznego postaci y = β 0 + β 1 x 1 + β 2 x 2 + ε 2. Na podstawie
Metody niedyskontowe. Metody dyskontowe
Metody oceny projektów inwestycyjnych TEORIA DECYZJE DŁUGOOKRESOWE Budżetowanie kapitałów to proces, który ma za zadanie określenie potrzeb inwestycyjnych przedsiębiorstwa. Jest to proces identyfikacji
TEST STATYSTYCZNY. Jeżeli hipotezę zerową odrzucimy na danym poziomie istotności, to odrzucimy ją na każdym większym poziomie istotności.
TEST STATYSTYCZNY Testem statystycznym nazywamy regułę postępowania rozstrzygająca, przy jakich wynikach z próby hipotezę sprawdzaną H 0 należy odrzucić, a przy jakich nie ma podstaw do jej odrzucenia.
WYCENA PRZEDSIĘBIORSTWA NAJISTOTNIEJSZE CZYNNIKI WPŁYWAJĄCE NA WARTOŚĆ SPÓŁKI W METODZIE DCF. Marek Zieliński
WYCENA PRZEDSIĘBIORSTWA NAJISTOTNIEJSZE CZYNNIKI WPŁYWAJĄCE NA WARTOŚĆ SPÓŁKI W METODZIE DCF Marek Zieliński Wybór metody oszacowania wartości jednostki determinuje szereg czynników, w szczególności sytuacja
WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE
STATYSTYKA WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE ESTYMACJA oszacowanie z pewną dokładnością wartości opisującej rozkład badanej cechy statystycznej. WERYFIKACJA HIPOTEZ sprawdzanie słuszności przypuszczeń dotyczących
EKONOMIA XL NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZYT 391 TORUŃ Ewa Dziawgo WYCENA POTĘGOWEJ ASYMETRYCZNEJ OPCJI KUPNA
ACTA UNIVERSITATIS NICOLAI COPERNICI EKONOMIA XL NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZYT 391 TORUŃ 2009 Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu Katedra Ekonometrii i Statystyki Ewa Dziawgo WYCENA POTĘGOWEJ
Wykład Centralne twierdzenie graniczne. Statystyka matematyczna: Estymacja parametrów rozkładu
Wykład 11-12 Centralne twierdzenie graniczne Statystyka matematyczna: Estymacja parametrów rozkładu Centralne twierdzenie graniczne (CTG) (Central Limit Theorem - CLT) Centralne twierdzenie graniczne (Lindenberga-Levy'ego)
Wprowadzenie do analizy korelacji i regresji
Statystyka dla jakości produktów i usług Six sigma i inne strategie Wprowadzenie do analizy korelacji i regresji StatSoft Polska Wybrane zagadnienia analizy korelacji Przy analizie zjawisk i procesów stanowiących
Proces modelowania zjawiska handlu zagranicznego towarami
Załącznik nr 1 do raportu końcowego z wykonania pracy badawczej pt. Handel zagraniczny w województwach (NTS2) realizowanej przez Centrum Badań i Edukacji Statystycznej z siedzibą w Jachrance na podstawie
Zarządzanie wartością przedsiębiorstw na przykładzie przedsiębiorstw z branży papierniczej
Magdalena Mordasewicz (Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu) Katarzyna Madej (Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu) Milena Wierzyk (Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu) Zarządzanie wartością przedsiębiorstw
Barometr Finansów Banków (BaFiB) propozycja badania koniunktury w sektorze bankowym
Jacek Batóg Uniwersytet Szczeciński Barometr Finansów Banków (BaFiB) propozycja badania koniunktury w sektorze bankowym Jednym z ważniejszych elementów każdej gospodarki jest system bankowy. Znaczenie
ANALIZA WSKAŹNIKOWA. Prosta, szybka metoda oceny firmy.
ANALIZA WSKAŹNIKOWA Prosta, szybka metoda oceny firmy. WSKAŹNIKI: Wskaźniki płynności Wskaźniki zadłużenia Wskaźniki operacyjności Wskaźniki rentowności Wskaźniki rynkowe Wskaźniki płynności: pokazują
Market Multiples Review
Listopad 212 Market Multiples Review 2 211 Sektor informatyczny Charakterystyka sektora sektor informatyczny Zapraszamy Państwa do zapoznania się z raportem Market Multiples Review na temat kształtowania
Zadanie 1 Zakładając liniową relację między wydatkami na obuwie a dochodem oszacować MNK parametry modelu: y t. X 1 t. Tabela 1.
tel. 44 683 1 55 tel. kom. 64 566 811 e-mail: biuro@wszechwiedza.pl Zadanie 1 Zakładając liniową relację między wydatkami na obuwie a dochodem oszacować MNK parametry modelu: gdzie: y t X t y t = 1 X 1
Metody Statystyczne. Metody Statystyczne.
gkrol@wz.uw.edu.pl #4 1 Sprawdzian! 5 listopada (ok. 45-60 minut): - Skale pomiarowe - Zmienne ciągłe i dyskretne - Rozkład teoretyczny i empiryczny - Miary tendencji centralnej i rozproszenia - Standaryzacja
Szczegółowy program kursu Statystyka z programem Excel (30 godzin lekcyjnych zajęć)
Szczegółowy program kursu Statystyka z programem Excel (30 godzin lekcyjnych zajęć) 1. Populacja generalna a losowa próba, parametr rozkładu cechy a jego ocena z losowej próby, miary opisu statystycznego
Projekt zaliczeniowy z przedmiotu Statystyka i eksploracja danych (nr 3) Kamil Krzysztof Derkowski
Projekt zaliczeniowy z przedmiotu Statystyka i eksploracja danych (nr 3) Kamil Krzysztof Derkowski Zadanie 1 Eksploracja (EXAMINE) Informacja o analizowanych danych Obserwacje Uwzględnione Wykluczone Ogółem
Ocena działalności przedsiębiorstwa z zastosowaniem wybranych metod ilościowych
Grażyna Karmowska Zakład Analizy Systemowej Akademia Rolnicza w Szczecinie Ocena działalności przedsiębiorstwa z zastosowaniem wybranych metod ilościowych Wstęp Jednym z podstawowych sposobów oceny podejmowanych
Kwota w dniu ujawnienia
Załącznik nr 3 Kapitał podstawowy Tier I: instrumenty i kapitały rezerwowe 1 Instrumenty kapitałowe i powiązane ażio emisyjne W tym: instrumenty typu 1 W tym: instrumenty typu 2 W tym: instrumenty typu
INSTRUMENTY ZARZĄDZANIA RYZYKIEM NOTOWANE NA WARSZAWSKIEJ GIEŁDZIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH. Streszczenie
Karol Klimczak Studenckie Koło Naukowe Stosunków Międzynarodowych TIAL przy Katedrze Stosunków Międzynarodowych Wydziału Ekonomiczno-Socjologicznego Uniwersytetu Łódzkiego INSTRUMENTY ZARZĄDZANIA RYZYKIEM
Spis treści. Przedmowa... XI. Rozdział 1. Pomiar: jednostki miar... 1. Rozdział 2. Pomiar: liczby i obliczenia liczbowe... 16
Spis treści Przedmowa.......................... XI Rozdział 1. Pomiar: jednostki miar................. 1 1.1. Wielkości fizyczne i pozafizyczne.................. 1 1.2. Spójne układy miar. Układ SI i jego
Wycena klienta metodą dochodową a kosztową na przykładzie firmy usługowej
Roksana Kołata Dr Dariusz Stronka Wycena klienta metodą dochodową a kosztową na przykładzie firmy usługowej. Wstęp Ze względu na specyfikę działalności przedsiębiorstw usługowych ich wycena często nastręcza
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO. Wykład 2
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO Wykład Parametry przedziałowe rozkładów ciągłych określane na podstawie próby (przedziały ufności) Przedział ufności dla średniej s X t( α;n 1),X + t( α;n 1) n s n t (α;
Studenckie Koło Naukowe Rynków Kapitałowych Johnson & Johnson (JNJ) - spółka notowana na giełdzie nowojorskiej (NYSE).
Johnson & Johnson (JNJ) - spółka notowana na giełdzie nowojorskiej (NYSE). Johnson & Johnson jest najbardziej wszechstronnym, obecnym na rynku międzynarodowym, wytwórcą produktów dla zdrowia i urody oraz
Statystyki opisowe i szeregi rozdzielcze
Statystyki opisowe i szeregi rozdzielcze - ćwiczenia ĆWICZENIA Piotr Ciskowski ramka-wąsy przykład 1. krwinki czerwone Stanisz W eksperymencie farmakologicznym analizowano oddziaływanie pewnego preparatu
Departament Bankowości Komercyjnej i Specjalistycznej oraz Instytucji Płatniczych URZĄD KOMISJI NADZORU FINANSOWEGO WARSZAWA, marzec 2017 r.
Opracowanie: Wydział Analiz Sektora Bankowego Departament Bankowości Komercyjnej i Specjalistycznej oraz Instytucji Płatniczych URZĄD KOMISJI NADZORU FINANSOWEGO WARSZAWA, marzec r. W dniu marca r. Komisja
POLITYKA RACHUNKOWOŚCI stosowane przez KB Dolar FIZ zarządzany przez KBC TFI SA
POLITYKA RACHUNKOWOŚCI stosowane przez KB Dolar FIZ zarządzany przez KBC TFI SA I. OGÓLNE ZASADY Procedury wyceny stosowane przez fundusz są zgodne z ustawą z dnia 29 września 1994 r. o rachunkowości (Dz.U.
BALANCE SHEET/Bilans. Total Assets/Suma aktywów 6.476.595
Ę ł ś ń ł ł ł ł ł ń ń Ę ń ł ś BALANCE SHEET/Bilans Note 31/12/10 ASSETS/Aktywa Non-current assets/aktywa trwałe Tangible Assets/Rzeczowe aktywa trwałe 6.1 2.978.726 Intangible Assets/Wartości niematerialne
Art. 486 ust. 2
Kapitał podstawowy Tier I: instrumenty i kapitały rezerwowe 1 Instrumenty kapitałowe i powiązane ażio emisyjne W tym: instrumenty typu 1 W tym: instrumenty typu 2 W tym: instrumenty typu 3 Kwota w dniu
M. Gawrońska, Wroclaw University of Economics. Planowanie przychodów ze sprzedaży na podstawie przedsiębiorstwa z sektora 24.42.B.
M. Gawrońska, Wroclaw University of Economics Planowanie przychodów ze sprzedaży na podstawie przedsiębiorstwa z sektora 24.42.B. working paper Słowa kluczowe: planowanie finansowe, prognoza sprzedaży
Estymacja punktowa i przedziałowa
Temat: Estymacja punktowa i przedziałowa Kody znaków: żółte wyróżnienie nowe pojęcie czerwony uwaga kursywa komentarz 1 Zagadnienia 1. Statystyczny opis próby. Idea estymacji punktowej pojęcie estymatora
PEGAS NONWOVENS S.A. Niebadane skonsolidowane wyniki finansowe za I kw r.
PEGAS NONWOVENS S.A. Niebadane skonsolidowane wyniki finansowe za I kw. 2009 r. 28 maja 2009 r. Spółka PEGAS NONWOVENS S.A. ogłasza swoje niebadane skonsolidowane wyniki finansowe za I kwartał zakończony
Studenckie Koło Naukowe Rynków Kapitałowych
Microsoft Corp. (MSFT) - spółka notowana na giełdzie nowojorskiej (NASDAQ). Czym zajmuje się firma? Microsoft - na początku XXI wieku jest największą na świecie firmą branży komputerowej. Najbardziej znana
Ćwiczenia ZPI. Katarzyna Niewińska, ćwiczenia do wykładu Zarządzanie portfelem inwestycyjnym 1
Ćwiczenia ZPI 1 Model wyceny aktywów kapitałowych Najczęściej stosowana metoda zakłada wykorzystanie danych historycznych do wskazania korelacji między stopa zwrotu z danej inwestycji a portfelem rynkowym.
Zadanie 1. Zadanie 2. Zadanie 3
Zadanie 1 Inwestor rozważa nabycie obligacji wieczystej (konsoli), od której będzie otrzymywał na koniec każdego półrocza kupon w wysokości 80 zł. Wymagana przez inwestora stopa zwrotu w terminie do wykupu
Cena do wartości księgowej (C/WK, P/BV)
Cena do wartości księgowej (C/WK, P/BV) Wskaźnik cenadowartości księgowej (ang. price to book value ratio) jest bardzo popularnym w analizie fundamentalnej. Informuje on jaką cenę trzeba zapład za 1 złotówkę
NOTY OBJAŚNIAJĄCE NOTA NR 1 POLITYKA RACHUNKOWOŚCI FUNDUSZU
NOTY OBJAŚNIAJĄCE NOTA NR 1 POLITYKA RACHUNKOWOŚCI FUNDUSZU 1. Opis przyjętych zasad rachunkowości W okresie sprawozdawczym rachunkowość Funduszu prowadzona była zgodnie z przepisami ustawy o rachunkowości
Wnioskowanie statystyczne. Statystyka w 5
Wnioskowanie statystyczne tatystyka w 5 Rozkłady statystyk z próby Próba losowa pobrana z populacji stanowi realizacje zmiennej losowej jak ciąg zmiennych losowych (X, X,... X ) niezależnych i mających
2. Założenie niezależności zakłóceń modelu - autokorelacja składnika losowego - test Durbina - Watsona
Sprawdzanie założeń przyjętych o modelu (etap IIIC przyjętego schematu modelowania regresyjnego) 1. Szum 2. Założenie niezależności zakłóceń modelu - autokorelacja składnika losowego - test Durbina - Watsona
Ujawnienia informacji związanych z adekwatnością kapitałową ERSTE Securities Polska S.A. według stanu na dzień 31.12.2011 r.
Ujawnienia informacji związanych z adekwatnością kapitałową ERSTE Securities Polska S.A. według stanu na dzień 31.12.2011 r. Niniejsze Sprawozdanie stanowi wykonanie Polityki Informacyjnej Domu Maklerskiego
Rozkład normalny. Marcin Zajenkowski. Marcin Zajenkowski () Rozkład normalny 1 / 26
Rozkład normalny Marcin Zajenkowski Marcin Zajenkowski () Rozkład normalny 1 / 26 Rozkład normalny Krzywa normalna, krzywa Gaussa, rozkład normalny Rozkłady liczebności wielu pomiarów fizycznych, biologicznych