Zeszyty Naukowe nr 14
|
|
- Błażej Barański
- 9 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Zeszyty Naukowe nr 14 POLSKIE TOWARZYSTWO EKONOMICZNE Kraków 2013 Marcin Czupryna Uniwersytet Ekonomiczny w Krakowie Wpływ ratingu na kursy akcji wybranych spółek Giełdy Papierów Wartościowych w Warszawie * 1. Wprowadzenie Ostatni kryzys wywołał dyskusję nad wieloma rozwiązaniami oraz mechanizmami rynków finansowych. Jednym z omawianych problemów była adekwatność oceny ryzyka kredytowego i aktualność ratingów (oceny wiarygodności kredytowej) nadawanych przez agencje ratingowe w okresie przed kryzysem. Rating jest oceną prawdopodobieństwa niewywiązania się dłużnika ze swoich zobowiązań w określonym horyzoncie czasowym i stanowi istotny element oceny ryzyka kredytowego na rynkach długu. Walidacja systemu ratingowego zazwyczaj polega na porównaniu obserwowanego i prognozowanego odsetka dłużników, którzy nie wywiązali się ze swoich zobowiązań, dla poszczególnych kategorii ratingowych z wykorzystaniem metod statystycznych [Hefield 2005]. Innym występującym w leraturze sposobem oceny adekwatności ratingu jest weryfikacja zachowań inwestorów oraz reakcji rynku (np. kursu akcji) na ogłaszane przez agencje ratingowe zmiany ratingu (np. [Glascock, Davidson i Henderson 1987; Goh i Ederington 1993; Norden i Weber 2004]). W szczególności badane są następujące zagadnienia: czy zmiany ratingu są przewidywane przez uczestników rynku, czy też reakcja następuje dopiero po zmianie ratingu oraz czy reakcja rynku na poprawę i pogorszenie ratingów jest symetryczna. Niektóre wyniki obserwacji na rynkach światowych sugerują, że uczestnicy rynku * Artykuł został napisany na podstawie badań zrealizowanych w ramach projektu badawczego KBN, nr umowy 3083/B/H03/2010/38.
2 110 Marcin Czupryna przewidują, a nie reagują na zmiany ratingu oraz że reakcja na zmiany ratingu jest asymetryczna, tzn. tylko pogorszenia ratingu lub ich zapowiedź przez ogłoszenie weryfikacji ratingu powodują reakcję uczestników rynku (por. np. [Hull, Predescu i Whe 2004]). Inni autorzy obserwują asymetryczną reakcję na zdarzenia ratingowe tylko na dużych rynkach (por. [Elayan, Hsu i Meyer 2003]). Próbą uzasadnienia takiej reakcji rynku jest wskazanie na asymetrię informacji pomiędzy zorientowanymi i niezorientowanymi uczestnikami rynku oraz różny sposób reakcji na dobre i złe wiadomości (dobre wiadomości są komunikowane od razu, złe stopniowo) (por. [Chen, Hong i Stein 2001; He, Wang i Wei 2011]). W niniejszym artykule uogólniono rozważania przedstawione w publikacji [Hefield 2005, s ]. Zidentyfikowano w ten sposób niepewność odnośnie do przyczyn zmian ratingu (zmiana sytuacji finansowej spółki lub zmiany metody nadawania ocen ratingowych) jako możliwą przyczynę asymetrycznej reakcji na zdarzenia ratingowe. W drugiej części artykułu przeanalizowano wpływ zmian różnych typów ratingów: aktualny (point-in-time) oraz uwzględniający cykl koniunkturalny (through-the-cycle) na potencjalne reakcje inwestorów. W części trzeciej artykułu przedstawione zostały metodyka oraz wyniki analizy wpływu zmian ratingów agencji ratingowej Moody s na kurs akcji wybranych spółek Giełdy Papierów Wartościowych w Warszawie. W zakończeniu podano wnioski uwzględniające wyniki badań empirycznych przedstawionych w części trzeciej artykułu oraz rozważania teoretyczne. 2. Rodzaj ratingu i reakcje inwestorów Rozważmy za [Hefield 2005] następujący uproszczony model ratingowy i jego dwa typy: aktualny (PIT) i uwzględniający cykl koniunkturalny (TTC): Z α+β W +β X +β Y + U (2.1) i, t+ 1 W i X Y t i, t+ 1. W modelu zmienne losowe oznaczone symbolami W i i X reprezentują cechy charakteryzujące dłużnika odpowiednio niezmieniające się w czasie oraz podlegające zmianom w czasie. Zmienne te mają w populacji rozkład normalny. Zmienna losowa Y t reprezentuje stan gospodarki w chwili t. Wektor β [ βw, βx, β Y] charakteryzuje model oceny wiarygodności kredytowej, a wartości jego składowych określają wpływ poszczególnych zmiennych na prawdopodobieństwo niewywiązania się ze zobowiązań kredytowych dłużnika. 2 i, t+ 1 t+ 1 i, t+ 1 U ϖ V + 1 ϖ E. (2.2)
3 Wpływ ratingu na kursy akcji wybranych spółek Zmienna losowa U i, t + 1 zdefiniowana za pomocą równania (2.2) ma rozkład normalny, a jej wartość jest interpretowalna, jako informacja wpływająca na wiarygodność kredytową dłużnika w chwili t + 1 nieznana w chwili t. Zmienna losowa jest sumą niezależnych zmiennych losowych V t + 1 interpretowanej jako warunki makroekonomiczne w chwili t + 1 oraz zmiennej E i, t +1 interpretowanej jako czynniki specyficzne dla dłużnika w chwili t + 1. Zdarzenie niewywiązania się ze zobowiązań kredytowych D +1 1 następuje, gdy spełniony zostanie warunek: Z i, t + 1 < 0. (2.3) Zdefiniujmy model ratingowy uwzględniający cykl koniunkturalny: Wtedy: TTC E D, 1Wi wi, X x, YYt V + β +ϖ t+ 1 ψ. α+β w +β x +ψ Φ. 2 1 ϖ TTC W i X (2.4) (2.5) Dla tak określonego modelu ratingowego zmiany prawdopodobieństwa niewywiązania się ze zobowiązań przez dłużnika wynikają tylko ze zmian parametrów charakterystycznych dla dłużnika. Dla modelu ratingowego zdefiniowanego równaniem (2.4) należy spodziewać się zmiany kursów akcji silniejszych niż zmiany wynikające ze zmiany rynku (por. część 3) każdorazowo, zarówno w przypadku poprawy, jak i pogorszenia ratingu. Alternatywny tzw. aktualny model ratingowy możemy określić wzorem: wtedy: PIT E Di, t+ 1 Wi wi, X x, Yt y t, (2.6) PIT Φ( α+β ( Wwi +β Xx +β Yyt )). (2.7) Dla modelu ratingowego określonego za pomocą równania (2.7) należy spodziewać się zmiany kursów akcji silniejszych niż zmiany wynikające ze zmiany rynku, zarówno w przypadku poprawy, jak i pogorszenia ratingu, jednakże tylko wtedy, gdy zmiany te wynikają ze zmian zmiennych charakteryzujących dłużnika, a nie zmian fazy cyklu koniunkturalnego. Dokonajmy analizy wpływu zmian sytuacji gospodarczej zmiennej Y t na TTC dla dłużników charakteryzujących się w chwili t jednakowym PIT :
4 112 Marcin Czupryna TTC PIT E E Di, t 1 Wt, X, YYt V t 1 WWi XX Yyt PIT, Yt y + β +ϖ + ψ α+β +β +β γ t E Di, t+ 1 YYt Vt+ 1, WWi XX Yyt PIT, Yt y β +ϖ ψ α+β +β +β γ t β yyt +γpit ψ Φ. 2 (2.8) 1 ϖ Można zauważyć, że dla dłużników charakteryzujących się jednakowym PIT TTC wzrasta dla wzrastającego y t. Oznacza to, że w czasie poprawy koniunktury klienci o tym samym ratingu aktualnym mają coraz gorszy rating uwzględniający cykl koniunkturalny. Analogicznie: PIT TTC 2 E E Di, t 1 Wt, X, Y + t WWi XX 1 TTC, Yt y α+β +β +ψ ϖ γ t 2 E Di, t+ 1 WWi XX 1 TTC, Yt y α+β +β +ψ ϖ γ t 2 ( yyt TTC ) Φ β + 1 ϖ γ +ψ. (2.9) Należy zauważyć, że dla dłużników charakteryzujących się jednakowym TTC PIT maleje dla wzrastającego y t. Oznacza to, że w czasie poprawy koniunktury klienci o tym samym ratingu uwzględniający cykl koniunkturalny mają coraz lepszy rating aktualny. Wyniki uzyskane przez E. Hefielda [2005, s ] przytoczone powyżej dla kompletności wywodu (w szczególności przeciwny wpływ poprawy sytuacji gospodarczej na wartości prawdopodobieństwa niewywiązania się ze zobowiązań określonych w równaniach (2.8) oraz (2.9)) skłaniają do rozważenia następującego uogólnionego modelu: ( ) MIX E Di, t 1 Wi wi, X x, Yt yt, Y(1 ) Yt V + β θ +ϖ t+ 1 ψ, MIX α+β Wwi +β Xx +θβ yy +ψ t Φ, 2 1 ϖ (2.10) będącego modelem pośrednim pomiędzy modelami: aktualnym i uwzględniającym cykl koniunkturalny. W modelu tym przyjmujemy, że aktualna sytuacja gospodarcza (y t ) tylko częściowo wpływa na rating dłużnika. Model taki umoż-
5 Wpływ ratingu na kursy akcji wybranych spółek liwia analizę wpływu niepewności związanej z metodą wyznaczania prawdopodobieństwa niewywiązania się ze zobowiązań. Wartość prawdopodobieństwa w takim modelu zależy od wartości parametru θ, który może przyjmować wartości z przedziału [0,1]. Zauważmy wtedy, że: MIX ( θ ) MIX ( θ) ( ) E D i, t 1 Wt, X, Yt, Y(1 ) Yt V + β θ +ϖ t+ 1 ψ E 2 α+β WWi +β XX +βθ Y Yt +ψ 1 ϖ γ MIX ( θ), Yt yt βyyt( θ θ) Φ γmix ( θ). 2 1 ϖ (2.11) Dla dłużników charakteryzujących się jednakowym MIX(θ) oczekiwane MIX(θ ) maleje lub rośnie dla wzrastającego y t, zależnie od znaku różnicy θ θ. Jeśli jest on dodatni, co można zinterpretować, że model ma w większym stopniu charakter aktualny, to oczekiwane MIX(θ ) maleje. Analogicznie, jeśli znak różnicy θ θ jest ujemny, tj. model w większym stopniu uwzględnia cykl koniunkturalny, to oczekiwane MIX(θ ) rośnie. Załóżmy, że parametr θ jest nieznany i zmienny w czasie. Zauważmy wtedy, że inwestorzy, nie znając wartości aktualnej i nowej parametru θ, nie są w stanie dokładnie określić, czy zmiana ratingu wynika ze zmiany metodyki wyznaczania ratingu, czy też zmiany cyklu koniunkturalnego lub parametrów charakterystycznych dla dłużnika. W takim wypadku można oczekiwać, że konserwatywni inwestorzy będą reagować na zmiany negatywne ratingu, nie uwzględniając zmian pozytywnych. 3. Wyniki empiryczne W celu weryfikacji, czy rating ma istotny wpływ na kurs akcji, analizie poddano kursy wybranych spółek Giełdy Papierów Wartościowych w Warszawie: BPH, BRE, CEDC, CYFROWY POLSAT, NOBLE BANK, PBG, PEKAO SA, PKN ORLEN, TP SA oraz TVN SA od 2002 r. W rozważanym okresie agencja ratingowa Moody s nadawała rozważanym spółkom ratingi. Badano zachowanie kursów akcji tych spółek w przypadku wystąpienia zdarzeń ratingowych. Jako zdarzenie ratingowe zdefiniowano zmianę lub pozostawienie na niezmienionym poziomie ratingu lub jego perspektywy (outlook) oraz ogłoszenie o rewizji ratingu lub jego perspektywy. Każde zdarzenie ratingowe zostało zaklasyfiko-
6 114 Marcin Czupryna wane jako pozytywne, neutralne i negatywne, ze względu na jego ekonomiczną treść. W artykule uwzględniono tylko ratingi agencji ratingowej Moody s. Do analizy wykorzystano metodologię analizy zdarzeń (por. [Campbell, Lo i MacKinlay 1997, s ]). W analizie zastosowano model rynkowy, definiując następujące zmienne: R α +β R +ε, (3.1) i i Mt gdzie R należy interpretować jako dzienny zwrot z akcji spółki oznaczonej indeksem i, R Mt jako dzienny zwrot portfela rynkowego. Jako wartość portfela rynkowego przyjęto wartość indeksu WIG20 ze względu na fakt, że analizie podlegały spółki o dużej kapalizacji. Przyjęto, że stopy zwrotu mają rozkład wielowymiarowy normalny. Założenie to nie zawsze jest spełnione, jednakże uzyskane wyniki są odporne na odchylenia od tego założenia (por. [Campbell, Lo i MacKinlay 1997, s ]). Zmienną ε * określoną równaniem (3.2) można interpretować jako niewynikającą ze zmian rynkowych, nadzwyczajną zmianę kursu akcji spółki i, dla obser- wacji t w oknie obserwacji (event window). Okno obserwacji obejmuje okres od 10 dni roboczych (10 obserwacji) poprzedzających dane zdarzenie rynkowe do 10 dni roboczych po zaobserwowanym zdarzeniu rynkowym. ε αˆ β ˆ. (3.2) * * * R i ir Mt Oszacowania parametrów αˆ i, β ˆ i uzyskano na podstawie danych okna estymacji (estimation window) zawierających 120 kolejnych obserwacji z okresu obejmującego od 130 dni roboczych do 11 dni roboczych poprzedzających dane zdarzenie ratingowe. W przypadku kiedy okna zdarzeń dwóch różnych zdarzeń ratingowych pokrywały się, oba zdarzenia były usuwane z próby. W ten sposób uzyskano N 13 zdarzeń zaklasyfikowanych jako pozytywne, N 13 zdarzeń zaklasyfikowanych jako neutralne oraz N 10 zdarzeń zaklasyfikowanych jako negatywne. Dla każdej z tych grup zdarzeń policzono średni nadzwyczajny zwrot dla każdego dnia z okna zdarzenia (3.3) oraz odpowiednie skumulowane nadzwyczajne zwroty CAR(t). 1 ε. (3.3) N * * t ε N i 1 CAR() t ε. Uzyskane wyniki przedstawiono w tabeli 1. t * i (3.4) i 1
7 Wpływ ratingu na kursy akcji wybranych spółek Tabela 1. Średni nadzwyczajny zwrot, średni skumulowany nadzwyczajny zwrot, poziom istotności dla 21 dni okna zdarzenia (11. obserwacja reprezentuje dzień zdarzenia ratingowego) w podziale na wyróżnione kategorie zdarzeń: pozytywne, neutralne i negatywne, % Numer Pozytywne Neutralne Negatywne obserwacji AR CAR PVAL AR CAR PVAL AR CAR PVAL 1 0,4 0,4 19,3 0,3 0,3 23,3 0,8 0,8 21,2 2 1,0 1,4 1,9 0,3 0,0 49,4 1,0 1,8 9,7 3 0,1 1,5 3,9 0,5 0,5 27,7 0,5 2,3 8,4 4 0,1 1,4 7,2 0,1 0,6 25,8 0,2 2,2 13,4 5 1,1 2,5 1,1 0,1 0,7 25,1 0,2 2,4 14,1 6 0,6 1,9 5,6 0,6 1,3 13,6 2,1 4,5 3,3 7 0,9 1,0 21,6 0,4 1,7 8,5 0,1 4,3 4,8 8 0,4 1,4 16,0 0,0 1,7 10,1 2,2 6,5 1,0 9 0,2 1,5 14,7 0,8 0,9 25,2 2,3 8,8 0,2 10 0,2 1,7 13,4 0,7 1,6 13,8 1,1 9,9 0,1 11 0,2 1,5 17,9 0,3 1,9 11,0 0,8 10,7 0,1 12 0,6 0,9 30,4 0,1 1,8 13,1 1,8 8,9 0,5 13 0,5 0,3 42,3 0,4 1,5 19,2 1,2 7,7 1,6 14 0,5 0,2 53,5 0,3 1,7 16,3 0,7 8,3 1,3 15 0,1 0,3 56,1 0,4 1,3 23,7 0,9 7,4 2,7 16 0,8 1,1 71,5 0,3 1,0 30,1 1,8 5,6 7,8 17 0,3 0,8 66,0 0,2 1,2 26,7 0,9 6,6 5,4 18 0,7 1,5 76,2 0,6 0,6 38,1 0,3 6,2 6,8 19 0,8 0,7 63,6 0,1 0,5 39,5 0,9 5,3 10,8 20 0,9 0,2 46,6 0,3 0,8 35,0 1,4 3,9 18,9 21 0,2 0,4 43,7 0,7 1,5 24,4 1,4 2,5 29,3 Źródło: opracowanie własne. Skumulowane zwroty nadzwyczajne dla negatywnych zdarzeń ratingowych (dla tej kategorii zdarzeń uzyskano statystycznie istotne wyniki) przedstawiono dodatkowo na rys. 1. Dla kategorii negatywnych zdarzeń ratingowych dokonano dodatkowej weryfikacji za pomocą testu nieparametrycznego rang (por. [Corrado 1989]), uzyskując rezultat 1,7323 na poziomie istotności 0,0416. Wynik ten można interpretować w taki sposób, że w dniu negatywnego zdarzenia ratingowego daje się zaobserwować ujemne nadzwyczajne stopy zwrotów. Uzyskane wyniki sugerują częściowo antycypowaną reakcję rynku na negatywne informacje ratingowe. Efekt jest jednak przejściowy oraz ograniczony do kilku dni przed zdarzeniem ratingowym i po tym zdarzeniu.
8 116 Marcin Czupryna 0,0 2, ,0 % 6,0 8,0 10,0 12,0 Rys. 1. Średni skumulowany nadzwyczajny zwrot dla 21 dni okna zdarzenia (11. obserwacja reprezentuje dzień zdarzenia ratingowego) dla negatywnych zdarzeń ratingowych Źródło: opracowanie własne. 2,0 1,5 1,0 0,5 % 0,0 0, ,0 1,5 2,0 2,5 3,0 Rys. 2. Średni skumulowany nadzwyczajny zwrot dla 21 dni okna zdarzenia (11. obserwacja reprezentuje dzień zdarzenia ratingowego) dla pozytywnych zdarzeń ratingowych Źródło: opracowanie własne.
9 Wpływ ratingu na kursy akcji wybranych spółek Nie obserwowano statystycznie istotnych wyników dla pozytywnych i neutralnych zdarzeń ratingowych. Wyniki dla pozytywnych zdarzeń ratingowych zaprezentowano na rys. 2, natomiast wyniki dla neutralnych zdarzeń ratingowych na rys. 3. 0,0 0,5 1,0 1, % 2,0 2,5 3,0 3,5 4,0 Rys. 3. Średni skumulowany nadzwyczajny zwrot dla 21 dni okna zdarzenia (11. obserwacja reprezentuje dzień zdarzenia ratingowego) dla neutralnych zdarzeń ratingowych Źródło: opracowanie własne. Wynik ten może sugerować dodatnią, ex-post oraz przejściową reakcję na pozytywne zdarzenia ratingowe, nie jest on jednak istotny statystycznie. 4. Zakończenie W opracowaniu przedstawiono wpływ typu ratingu na potencjalne reakcje inwestorów, a także empirycznie zweryfikowano hipotezę o wpływie zmian ratingu na zachowania inwestorskie. Uzyskane wyniki analizy danych empirycznych sugerują reakcję rynku na negatywne zdarzenia ratingowe (pogorszenie ratingu lub jego perspektywy oraz ich zapowiedzi). Zmiany takie są częściowo antycypowane przez rynek. Nie stwierdzono statystycznie istotnych reakcji rynku na pozytywne i neutralne zdarzenia ratingowe. Ze względu na wielkość próby, wynikającą z niewielkiego zaangażowania agencji ratingowych na rynku polskim, sugerowane jest powtórzenie badań na większej próbie w miarę jej dostęp-
10 118 Marcin Czupryna ności. Wyniki badań przedstawione w punkcie 2 pokazują, że asymetria reakcji może wynikać z braku transparentności metodyki nadawania ratingów. Ponieważ niezależna i obiektywna ocena ryzyka kredytowego jest istotna dla stabilności systemu finansowego, następujące zmiany wydają się zasadne: zwiększenie transparentności metodyki nadawania ratingów i określenie wpływu poszczególnych czynników na rating (zmiany w tym zakresie są prowadzone przez agencje ratingowe dla ratingu dla banków, por. [Packer i Tarashev 2011]) oraz wcześniejszego uwzględniania zmian czynników wpływających na wiarygodność kredytową w ocenie ratingowej. Leratura Campbell J., Lo A., MacKinlay A. [1997], The Econometrics of the Financial Markets, Princeton Universy Press, Princeton, New Jersey. Chen J., Hong H., Stein J. [2001], Forecasting Crashes: Trading Volume, Past Returns and Condional Skewness in Stock Prices, Journal of Financial Economics, nr 61. Corrado C. [1989], A Nonparametric Test for Abnormal Secury Price Performance in Event Studies, Journal of Financial Economics, nr 23. Elayan F., Hsu W., Meyer T. [2003], The Informational Content of Cred Rating Announcements for Share Prices in Small Market, Journal of Banking and Finance, nr 27. Glascock J., Davidson W., Henderson G. [1987], Announcement Effect of Moody s Bond Rating Changes on Equy Returns, Quarterly Journal of Business and Economics, nr 26. Goh J., Ederington L. [1993], Is a Bond Rating Downgrade Bad News, Good News or No News for Stockholders?, Journal of Finance, nr 48. He Y., Wang J., Wei K.C. [2011], Do Bond Rating Changes Affect the Information Asymmetry of Stock Trading?, Journal of Empirical Finance, nr 18. Hefield E. [2005], Dynamics of Rating Systems [w:] Studies on the Validation of Internal Rating Systems, BIS, Working Paper No. 14, pdf. Hull J., Predescu M., Whe A. [2004], The Relationship between Cred Default Swap Spreads, Bond Yields, and Cred Rating Announcements, Journal of Banking and Finance, nr 28. Norden L., Weber M. [2004], Informational Efficiency of Cred Default Swap and Stock Markets: The Impact of Cred Rating Announcements, CEPR Discussion Paper. Packer F., Tarashev N. [2011], Rating Methodologies for Banks, BIS Quarterly Review,
11 Wpływ ratingu na kursy akcji wybranych spółek The Effect of Ratings on the Share Prices of Selected Companies Listed on the Warsaw Stock Exchange Analysis of empirical data, and in particular of investor reactions to rating events leading to unusual changes in the share prices of selected companies listed on the Warsaw Stock Exchange, confirms the results obtained for other stock exchanges around the world. This paper reports statistically significant reactions of the market to negative rating events (a downgrade, negative cred watch, or their likelihood). Such changes are partially anticipated by the market. No statistically significant reactions to posive and neutral rating events have been observed. Theoretical analysis shows that this reaction asymmetry may be attributable to a lack of transparency in the rating methods and the processes of rating notification. Therefore, as the results show, these methods and processes should be modified. Marcin Czupryna doktor, Uniwersytet Ekonomiczny w Krakowie, Wydział Finansów, Katedra Rynków Finansowych. Zainteresowania naukowo-badawcze: rynki finansowe, teoria podejmowania decyzji. czuprynm@uek.krakow.pl
12
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.
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
WPŁYW DECYZJI AGENCJI RATINGOWYCH NA CENY AKCJI POLSKICH SPÓŁEK GIEŁDOWYCH
Studia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN 2083-8611 Nr 311 2017 Patrycja Chodnicka-Jaworska Uniwersytet Warszawski Wydział Zarządzania Katedra Systemów Finansowych
Wpływ ratingów kredytowych na kurs akcji
Finanse, Rynki Finansowe, Ubezpieczenia nr 3/2016 (81) DOI: 10.18276/frfu.2016.81-05 s. 49 55 Wpływ ratingów kredytowych na kurs akcji Patrycja Chodnicka-Jaworska * Streszczenie: Cel Celem artykułu jest
Wykład 3 Hipotezy statystyczne
Wykład 3 Hipotezy statystyczne Hipotezą statystyczną nazywamy każde przypuszczenie dotyczące nieznanego rozkładu obserwowanej zmiennej losowej (cechy populacji generalnej) Hipoteza zerowa (H 0 ) jest hipoteza
Jorge Chan-Lau (2001) Corporate Restructuring in Japan: An Event- Study Analysis IMF Working Paper WP/01/202.
Jorge Chan-Lau (2001) Corporate Restructuring in Japan: An Event- Study Analysis IMF Working Paper WP/01/202. Modelowanie Rynków Finansowych 1 Japoński system bankowo-przemysłowy akcjonariat krzyżowy brak
Statystyki niewypłacalności dotyczące ratingów wystawianych. przez agencję ratingową EuroRating
www.eurorating.com tel.: +48 22 349 24 89 fax: +48 22 349 28 43 email: info@eurorating.com ul. Cynamonowa 19 lok. 548, 02777 Warszawa (Poland) Statystyki niewypłacalności dotyczące ratingów wystawianych
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
Korelacja oznacza współwystępowanie, nie oznacza związku przyczynowo-skutkowego
Korelacja oznacza współwystępowanie, nie oznacza związku przyczynowo-skutkowego Współczynnik korelacji opisuje siłę i kierunek związku. Jest miarą symetryczną. Im wyższa korelacja tym lepiej potrafimy
Weryfikacja hipotez statystycznych, parametryczne testy istotności w populacji
Weryfikacja hipotez statystycznych, parametryczne testy istotności w populacji Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych Wydział Informatyki Politechniki
Sytuacja na rynku kredytowym. wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych III kwartał 2018 r.
Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych III kwartał 2018 r. Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych III kwartał
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
Statystyki niewypłacalności dotyczące ratingów wystawianych. przez agencję ratingową EuroRating
www.eurorating.pl tel.: +48 22 349 24 89 fax: +48 22 349 28 43 e-mail: agencja@eurorating.pl ul. Cynamonowa 19 lok. 548, 02-777 Warszawa (Poland) Statystyki niewypłacalności dotyczące ratingów wystawianych
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
Sytuacja na rynku kredytowym. wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych III kwartał 2017 r.
Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych III kwartał 2017 r. Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych III kwartał
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
ANALIZA ZDOLNOŚCI PROCESU O ZALEŻNYCH CHARAKTERYSTYKACH
Małgorzata Szerszunowicz Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach ANALIZA ZDOLNOŚCI PROCESU O ZALEŻNYCH CHARAKTERYSTYKACH Wprowadzenie Statystyczna kontrola jakości ma na celu doskonalenie procesu produkcyjnego
Sytuacja na rynku kredytowym. wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych IV kwartał 2018 r.
Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych IV kwartał 2018 r. Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych IV kwartał
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
Ekonometria. Prognozowanie ekonometryczne, ocena stabilności oszacowań parametrów strukturalnych. Jakub Mućk. Katedra Ekonomii Ilościowej
Ekonometria Prognozowanie ekonometryczne, ocena stabilności oszacowań parametrów strukturalnych Jakub Mućk Katedra Ekonomii Ilościowej Jakub Mućk Ekonometria Wykład 4 Prognozowanie, stabilność 1 / 17 Agenda
Sytuacja na rynku kredytowym. wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych II kwartał 2017 r.
Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych II kwartał 2017 r. Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych II kwartał
Analiza autokorelacji
Analiza autokorelacji Oblicza się wartości współczynników korelacji między y t oraz y t-i (dla i=1,2,...,k), czyli współczynniki autokorelacji różnych rzędów. Bada się statystyczną istotność tych współczynników.
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 689 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 50 2012 ANALIZA WŁASNOŚCI OPCJI SUPERSHARE
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 689 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 5 212 EWA DZIAWGO ANALIZA WŁASNOŚCI OPCJI SUPERSHARE Wprowadzenie Proces globalizacji rynków finansowych stwarza
Opis procesu ratingów wewnętrznych
Opis procesu ratingów wewnętrznych Rządy i banki centralne Klasa ekspozycji podlegająca stałemu wyłączeniu z metody IRB Instytucje Klasa ekspozycji podlegająca stałemu wyłączeniu z metody IRB Przedsiębiorcy,
STATYSTYKA MATEMATYCZNA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA 1. Wykład wstępny. Teoria prawdopodobieństwa i elementy kombinatoryki 3. Zmienne losowe 4. Populacje i próby danych 5. Testowanie hipotez i estymacja parametrów 6. Test t 7. Test
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
PRZYKŁAD ZASTOSOWANIA DOKŁADNEGO NIEPARAMETRYCZNEGO PRZEDZIAŁU UFNOŚCI DLA VaR. Wojciech Zieliński
PRZYKŁAD ZASTOSOWANIA DOKŁADNEGO NIEPARAMETRYCZNEGO PRZEDZIAŁU UFNOŚCI DLA VaR Wojciech Zieliński Katedra Ekonometrii i Statystyki SGGW Nowoursynowska 159, PL-02-767 Warszawa wojtek.zielinski@statystyka.info
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
Opcja jest to prawo przysługujące nabywcy opcji wobec jej wystawcy do:
Jesteś tu: Bossa.pl Opcje na WIG20 - wprowadzenie Opcja jest to prawo przysługujące nabywcy opcji wobec jej wystawcy do: żądania w ustalonym terminie dostawy instrumentu bazowego po określonej cenie wykonania
Elementarne metody statystyczne 9
Elementarne metody statystyczne 9 Wybrane testy nieparametryczne - ciąg dalszy Test McNemary W teście takim dysponujemy próbami losowymi z dwóch populacji zależnych pewnej cechy X. Wyniki poszczególnych
Wprowadzenie do teorii ekonometrii. Wykład 1 Warunkowa wartość oczekiwana i odwzorowanie liniowe
Wprowadzenie do teorii ekonometrii Wykład 1 Warunkowa wartość oczekiwana i odwzorowanie liniowe Zajęcia Wykład Laboratorium komputerowe 2 Zaliczenie EGZAMIN (50%) Na egzaminie obowiązują wszystkie informacje
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,
METODY STATYSTYCZNE W BIOLOGII
METODY STATYSTYCZNE W BIOLOGII 1. Wykład wstępny 2. Populacje i próby danych 3. Testowanie hipotez i estymacja parametrów 4. Planowanie eksperymentów biologicznych 5. Najczęściej wykorzystywane testy statystyczne
Ogłoszenie o zmianach statutu KBC Parasol Funduszu Inwestycyjnego Otwartego z dnia 27 września 2012 r.
Ogłoszenie o zmianach statutu KBC Parasol Funduszu Inwestycyjnego Otwartego z dnia 27 września 2012 r. KBC Towarzystwo Funduszy Inwestycyjnych S.A. działające jako organ KBC Parasol Funduszu Inwestycyjnego
Regresja wieloraka Ogólny problem obliczeniowy: dopasowanie linii prostej do zbioru punktów. Najprostszy przypadek - jedna zmienna zależna i jedna
Regresja wieloraka Regresja wieloraka Ogólny problem obliczeniowy: dopasowanie linii prostej do zbioru punktów. Najprostszy przypadek - jedna zmienna zależna i jedna zmienna niezależna (można zobrazować
Analiza zależności między notowaniami akcji firm a artykułami prasowymi
Analiza zależności między notowaniami akcji firm a artykułami prasowymi Mateusz Kobos, 23.04.2008 Seminarium Metody Inteligencji Obliczeniowej 1/29 Spis treści Słowa najczęściej występujące wokół ekstremalnych
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
166 Wstęp do statystyki matematycznej
166 Wstęp do statystyki matematycznej Etap trzeci realizacji procesu analizy danych statystycznych w zasadzie powinien rozwiązać nasz zasadniczy problem związany z identyfikacją cechy populacji generalnej
WPŁYW ZMIAN CREDIT RATINGÓW NA RYNEK CDS-ÓW W KRAJACH EUROPEJSKICH ANALIZA ZDARZEŃ
Studia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN 2083-8611 Nr 301 2016 Uniwersytet Warszawski Wydział Zarządzania Katedra Systemów Finansowych Gospodarki pchodnicka@wz.uw.edu.pl
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
Błędy przy testowaniu hipotez statystycznych. Decyzja H 0 jest prawdziwa H 0 jest faszywa
Weryfikacja hipotez statystycznych Hipotezą statystyczną nazywamy każde przypuszczenie dotyczące nieznanego rozkładu badanej cechy populacji, o prawdziwości lub fałszywości którego wnioskuje się na podstawie
Sytuacja na rynku kredytowym. wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych IV kwartał 2015 r.
Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych IV kwartał 2015 r. Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych IV kwartał
weryfikacja hipotez dotyczących parametrów populacji (średnia, wariancja) założenie: znany rozkład populacji (wykorzystuje się dystrybuantę)
PODSTAWY STATYSTYKI 1. Teoria prawdopodobieństwa i elementy kombinatoryki. Zmienne losowe i ich rozkłady 3. Populacje i próby danych, estymacja parametrów 4. Testowanie hipotez 5. Testy parametryczne (na
Sytuacja na rynku kredytowym. wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych I kwartał 2018 r.
Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych I kwartał 2018 r. Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych I kwartał
OGŁOSZENIE O ZMIANIE STATUTU SKARBIEC FUNDUSZU INWESTYCYJNEGO OTWARTEGO Z DNIA 26 LISTOPADA 2013 R.
OGŁOSZENIE O ZMIANIE STATUTU SKARBIEC FUNDUSZU INWESTYCYJNEGO OTWARTEGO Z DNIA 26 LISTOPADA 2013 R. Niniejszym, SKARBIEC Towarzystwo Funduszy Inwestycyjnych S.A., na podstawie art. 24 ust. 5 i ust. 8 ustawy
Spis treści. Wstęp. 2. Procykliczność w działalności bankowej na gruncie teorii zawodności mechanizmu rynkowego i finansów
Spis treści Wstęp 1. Ryzyko a pojęcie cykliczności, procykliczności i antycykliczności zjawisk sfery realnej i systemu finansowego gospodarki 1.1. Wprowadzenie 1.2. Definicje zjawiska cyklu koniukturalnego,
Statystyka matematyczna i ekonometria
Statystyka matematyczna i ekonometria prof. dr hab. inż. Jacek Mercik B4 pok. 55 jacek.mercik@pwr.wroc.pl (tylko z konta studenckiego z serwera PWr) Konsultacje, kontakt itp. Strona WWW Elementy wykładu.
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
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;
BANKI. EuroRating obniża oceny ratingowe dziesięciu polskich banków
Warszawa, 10.08.2015 EuroRating obniża oceny ratingowe dziesięciu polskich banków DZIAŁANIE RATINGOWE Warszawa, 10 sierpnia 2015 r. Agencja ratingowa EuroRating obniżyła oceny ratingowe dziesięciu polskich
Statystyka od podstaw Janina Jóźwiak, Jarosław Podgórski
Statystyka od podstaw Janina Jóźwiak, Jarosław Podgórski Książka jest nowoczesnym podręcznikiem przeznaczonym dla studentów uczelni i wydziałów ekonomicznych. Wykład podzielono na cztery części. W pierwszej
Test wskaźnika C/Z (P/E)
% Test wskaźnika C/Z (P/E) W poprzednim materiale przedstawiliśmy Państwu teoretyczny zarys informacji dotyczący wskaźnika Cena/Zysk. W tym artykule zwrócimy uwagę na praktyczne zastosowania tego wskaźnika,
Sytuacja na rynku kredytowym. wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych II kwartał 2018 r.
Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych II kwartał 2018 r. Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych II kwartał
Zastosowanie modeli dyfuzji innowacji do analizy rynków finansowych: przykład rynku funduszy inwestycyjnych w Meksyku
Zastosowanie modeli dyfuzji innowacji do analizy rynków finansowych: przykład rynku funduszy inwestycyjnych w Meksyku dr Adam Marszk, Wydział Zarządzania i Ekonomii PG współautorstwo: dr Ewa Lechman, Wydział
Sytuacja na rynku kredytowym. wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych IV kwartał 2017 r.
Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych IV kwartał 2017 r. Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych IV kwartał
R-PEARSONA Zależność liniowa
R-PEARSONA Zależność liniowa Interpretacja wyników: wraz ze wzrostem wartości jednej zmiennej (np. zarobków) liniowo rosną wartości drugiej zmiennej (np. kwoty przeznaczanej na wakacje) czyli np. im wyższe
Budowa portfela inwestycyjnego za pomocą siły relatywnej i elementy pairs trading
Budowa portfela inwestycyjnego za pomocą siły relatywnej i elementy pairs trading Krzysztof Borowski KBC Securities Krzysztof Borowski - Analiza techniczna 1 AT / AF Metody analizy na giełdzie: Analiza
Informacja o zmianach danych objętych prospektem informacyjnym dokonanych w dniu 6 stycznia 2010 roku
Informacja o zmianach danych objętych prospektem informacyjnym dokonanych w dniu 6 stycznia 2010 roku Działając na podstawie 28 ust. 2 i 3 Rozporządzenia Ministra Finansów z dnia 20 stycznia 2009 r. w
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
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4. WERYFIKACJA HIPOTEZ PARAMETRYCZNYCH X - cecha populacji, θ parametr rozkładu cechy X.
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4 WERYFIKACJA HIPOTEZ PARAMETRYCZNYCH X - cecha populacji, θ parametr rozkładu cechy X. Wysuwamy hipotezy: zerową (podstawową H ( θ = θ i alternatywną H, która ma jedną z
Analiza kosztu funduszy własnych grupy banków giełdowych w Polsce
Katarzyna Kochaniak Katedra Finansów Uniwersytet Ekonomiczny w Krakowie Analiza kosztu funduszy własnych grupy banków giełdowych w Polsce Wstęp Od początku lat dziewięćdziesiątych ubiegłego stulecia maksymalizacja
Ogłoszenie o zmianach statutu KBC BETA Specjalistycznego Funduszu Inwestycyjnego Otwartego z dnia 27 lutego 2015 r.
Ogłoszenie o zmianach statutu KBC BETA Specjalistycznego Funduszu Inwestycyjnego Otwartego z dnia 27 lutego 2015 r. KBC Towarzystwo Funduszy Inwestycyjnych S.A. działające jako organ KBC BETA Specjalistycznego
OGŁOSZENIE O ZMIANACH STATUTU SFIO AGRO Kapitał na Rozwój
Warszawa, 31 lipca 2013 r. OGŁOSZENIE O ZMIANACH STATUTU SFIO AGRO Kapitał na Rozwój Niniejszym Towarzystwo Funduszy Inwestycyjnych AGRO Spółka Akcyjna z siedzibą w Warszawie ogłasza poniższe zmiany statutu
Sytuacja na rynku kredytowym. wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych IV kwartał 2016 r.
Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych IV kwartał 2016 r. Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych IV kwartał
Testowanie hipotez statystycznych cd.
Temat Testowanie hipotez statystycznych cd. Kody znaków: żółte wyróżnienie nowe pojęcie pomarańczowy uwaga kursywa komentarz 1 Zagadnienia omawiane na zajęciach 1. Przykłady testowania hipotez dotyczących:
Sytuacja na rynku kredytowym. wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych III kwartał 2015 r.
Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych III kwartał 2015 r. Sytuacja na rynku kredytowym wyniki ankiety do przewodniczących komitetów kredytowych III kwartał
Analiza regresji - weryfikacja założeń
Medycyna Praktyczna - portal dla lekarzy Analiza regresji - weryfikacja założeń mgr Andrzej Stanisz z Zakładu Biostatystyki i Informatyki Medycznej Collegium Medicum UJ w Krakowie (Kierownik Zakładu: prof.
Modelowanie rynków finansowych
Modelowanie rynków finansowych Jerzy Mycielski WNE UW 5 października 2017 Jerzy Mycielski (WNE UW) Modelowanie rynków finansowych 5 października 2017 1 / 12 Podstawowe elementy teorii 1 racjonalne oczekiwania
Kolokwium ze statystyki matematycznej
Kolokwium ze statystyki matematycznej 28.05.2011 Zadanie 1 Niech X będzie zmienną losową z rozkładu o gęstości dla, gdzie 0 jest nieznanym parametrem. Na podstawie pojedynczej obserwacji weryfikujemy hipotezę
Kamila Bednarz-Okrzyńska* Uniwersytet Szczeciński
Studia i Prace WNEiZ US nr 45/1 2016 DOI: 10.18276/sip.2016.45/1-14 Kamila Bednarz-Okrzyńska* Uniwersytet Szczeciński Analiza zależności między wartością współczynnika asymetrii a wartością semiodchylenia
Wykład 4. Plan: 1. Aproksymacja rozkładu dwumianowego rozkładem normalnym. 2. Rozkłady próbkowe. 3. Centralne twierdzenie graniczne
Wykład 4 Plan: 1. Aproksymacja rozkładu dwumianowego rozkładem normalnym 2. Rozkłady próbkowe 3. Centralne twierdzenie graniczne Przybliżenie rozkładu dwumianowego rozkładem normalnym Niech Y ma rozkład
Załącznik do uchwały Zarządu Banku Nr 48/2009 z dnia 30 czerwca 2009 r. DYSCYPLINA RYNKOWA ZASADY POLITYKI INFORMACYJNEJ w Banku Zachodnim WBK S.A.
Załącznik do uchwały Zarządu Banku Nr 48/2009 z dnia 30 czerwca 2009 r. DYSCYPLINA RYNKOWA ZASADY POLITYKI INFORMACYJNEJ Wrocław 2009 SPIS TREŚCI Rozdział I. Definicje...3 Rozdział II. Cel i zakres polityki...5
Rating relacji inwestorskich. IX Europejski Kongres Finansowy Sopot, 5 czerwca 2019
Rating relacji inwestorskich IX Europejski Kongres Finansowy Sopot, 5 czerwca 2019 Badanie ratingowe (II edycja) Cel badania Zakres badania Metodologia Wyniki Skala ratingu Ratingi i ich perspektywy Porównanie
Korekty prognoz finansowych a kształtowanie się kursów akcji na GPW
Adam Szyszka Akademia Ekonomiczna w Poznaniu Katedra Inwestycji i Rynków Kapitałowych Korekty prognoz finansowych a kształtowanie się kursów akcji na GPW 1. Wprowadzenie W poprzednim numerze nrk przedstawiłem
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 640 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 38 2011
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 640 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 38 2011 LESZEK CZERWONKA WEZWANIA DO SPRZEDAŻY AKCJI CENY WEZWAŃ A NADZWYCZAJNE STOPY ZWROTU Wprowadzenie Kadra
Fluktuacje cen na rynkach mieszkaniowych w kontekście cykli kredytowych
Konrad Żelazowski Doktor Uniwersytet Łódzki Katedra Inwestycji i Nieruchomości KONSPEKT REFERATU Fluktuacje cen na rynkach mieszkaniowych w kontekście cykli kredytowych Obszar i cel badań Funkcjonowanie
Spis treści 3 SPIS TREŚCI
Spis treści 3 SPIS TREŚCI PRZEDMOWA... 1. WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE JAKO DYSCYPLINA MATEMATYCZNA... Metody statystyczne w analizie i prognozowaniu zjawisk ekonomicznych... Badania statystyczne podstawowe
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka
Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka - adres mailowy: nnehrebecka@wne.uw.edu.pl - strona internetowa: www.wne.uw.edu.pl/nnehrebecka - dyżur: wtorek 18.30-19.30 sala 302 lub 303 - 80% oceny: egzaminy -
), którą będziemy uważać za prawdziwą jeżeli okaże się, że hipoteza H 0
Testowanie hipotez Każde przypuszczenie dotyczące nieznanego rozkładu badanej cechy nazywamy hipotezą statystyczną. Hipoteza określająca jedynie wartości nieznanych parametrów liczbowych badanej cechy
tel.: fax: ul. Cynamonowa 19 lok. 548, Warszawa (Poland)
www.eurorating.com tel.: +48 22 349 24 89 fax: +48 22 349 28 43 e-mail: info@eurorating.com ul. Cynamonowa 19 lok. 548, 02-777 Warszawa (Poland) Warszawa, 2017 r. Informacja na temat możliwości stosowania
ANALIZA STATYSTYCZNA WYNIKÓW BADAŃ
ANALIZA STATYSTYCZNA WYNIKÓW BADAŃ Dopasowanie rozkładów Dopasowanie rozkładów- ogólny cel Porównanie średnich dwóch zmiennych 2 zmienne posiadają rozkład normalny -> test parametryczny (t- studenta) 2
Wybrane statystyki nieparametryczne. Selected Nonparametric Statistics
Wydawnictwo UR 2017 ISSN 2080-9069 ISSN 2450-9221 online Edukacja Technika Informatyka nr 2/20/2017 www.eti.rzeszow.pl DOI: 10.15584/eti.2017.2.13 WIESŁAWA MALSKA Wybrane statystyki nieparametryczne Selected
Wytyczne Wytyczne w sprawie walidacji i przeglądu metodyk agencji ratingowych
Wytyczne Wytyczne w sprawie walidacji i przeglądu metodyk agencji ratingowych 23/03/2017 ESMA/2016/1575 PL Spis treści 1 Zakres stosowania... 3 2 Definicje, odesłania do przepisów prawnych i skróty...
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
... 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
Statystyka i opracowanie danych Podstawy wnioskowania statystycznego. Prawo wielkich liczb. Centralne twierdzenie graniczne. Estymacja i estymatory
Statystyka i opracowanie danych Podstawy wnioskowania statystycznego. Prawo wielkich liczb. Centralne twierdzenie graniczne. Estymacja i estymatory Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok 407 adrian@tempus.metal.agh.edu.pl
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
Leszek Czerwonka Katedra Mikroekonomii Uniwersytet Gdański
Leszek Czerwonka, Wpływ fuzji przedsiębiorstw na ich wartość, Ekonomika i Organizacja Przedsiębiorstwa, nr 4 (723)/2010, s. 31-37, ISSN 0860-6846 Leszek Czerwonka Katedra Mikroekonomii Uniwersytet Gdański
ODRZUCANIE WYNIKÓW POJEDYNCZYCH POMIARÓW
ODRZUCANIE WYNIKÓW OJEDYNCZYCH OMIARÓW W praktyce pomiarowej zdarzają się sytuacje gdy jeden z pomiarów odstaje od pozostałych. Jeżeli wykorzystamy fakt, że wyniki pomiarów są zmienną losową opisywaną
Studium wydarzeń: Reakcja inwestorów na publiczne wezwania do sprzedaży akcji
Studium wydarzeń: Reakcja inwestorów na publiczne wezwania do sprzedaży akcji 1. Wprowadzenie Publiczne wezwania do sprzedaży akcji należą do jednych z bardziej spektakularnych wydarzeń na rynku kapitałowym.
Monte Carlo, bootstrap, jacknife
Monte Carlo, bootstrap, jacknife Literatura Bruce Hansen (2012 +) Econometrics, ze strony internetowej: http://www.ssc.wisc.edu/~bhansen/econometrics/ Monte Carlo: rozdział 8.8, 8.9 Bootstrap: rozdział
Finanse behawioralne. Finanse 110630-1165
behawioralne Plan wykładu klasyczne a behawioralne Kiedy są przydatne narzędzia finansów behawioralnych? Przykłady modeli finansów behawioralnych klasyczne a behawioralne klasyczne opierają się dwóch założeniach:
TYPY MODELOWYCH STRATEGII INWESTYCYJNYCH
ZAŁĄCZNIK NR 1 DO REGULAMINU TYPY MODELOWYCH STRATEGII INWESTYCYJNYCH W ramach Zarządzania, Towarzystwo oferuje następujące Modelowe Strategie Inwestycyjne: 1. Strategia Obligacji: Cel inwestycyjny: celem
ANALIZA WYBRANYCH MIAR RYZYKA PŁYNNOŚCI DLA AKCJI NOTOWANYCH NA GPW W WARSZAWIE W LATACH
PRACE NAUKOWE UNIWERSYTETU EKONOMICZNEGO WE WROCŁAWIU RESEARCH PAPERS OF WROCŁAW UNIVERSITY OF ECONOMICS nr 323 2013 Inwestycje finansowe i ubezpieczenia tendencje światowe a rynek polski ISSN 1899-3192
Statystyki dotyczące ratingów nadawanych. przez agencję ratingową EuroRating
www.eurorating.com tel.: +48 22 349 24 89 fax: +48 22 349 28 43 e-mail: info@eurorating.com ul. Cynamonowa 19 lok. 548, 02-777 Warszawa (Poland) Statystyki dotyczące ratingów nadawanych przez agencję ratingową
dr hab. Renata Karkowska 1
dr hab. Renata Karkowska 1 Czym jest ryzyko? Rodzaje ryzyka? Co oznacza zarządzanie? Dlaczego zarządzamy ryzykiem? 2 Przedmiot ryzyka Otoczenie bliższe/dalsze (czynniki ryzyka egzogeniczne vs endogeniczne)
Przykład 1. (A. Łomnicki)
Plan wykładu: 1. Wariancje wewnątrz grup i między grupami do czego prowadzi ich ocena 2. Rozkład F 3. Analiza wariancji jako metoda badań założenia, etapy postępowania 4. Dwie klasyfikacje a dwa modele
Statystyki. dotyczące ratingów kredytowych. agencji ratingowej EuroRating
www.eurorating.com tel.: +48 22 349 24 89 email: info@eurorating.com ul. Cynamonowa 19 lok. 548, 2777 Warszawa (Poland) Statystyki dotyczące ratingów kredytowych agencji ratingowej EuroRating Raport roczny
Deklaracja zasad polityki inwestycyjnej Nordea Dobrowolnego Funduszu Emerytalnego
www.nordeapolska.pl Deklaracja zasad polityki inwestycyjnej Nordea Dobrowolnego Funduszu Emerytalnego I. Cel inwestycyjny Celem inwestycyjnym Nordea Dobrowolnego Funduszu Emerytalnego ( Fundusz ) jest
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka
Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka - adres mailowy: scichocki@o2.pl - strona internetowa: www.wne.uw.edu.pl/scichocki - dyżur: po zajęciach lub po umówieniu mailowo - 80% oceny: egzaminy - 20% oceny: