ANOMALIA PREMII FORWARD NA RYNKU JENA JAPOŃSKIEGO

ANOMALIA PREMII FORWARD NA RYNKU JENA JAPOŃSKIEGO Kaarzyna Czech Wydział Nauk Ekonomicznych SGGW w Warszawie Wprowadzenie Niezabezpieczony parye sóp procenowych (UIP jes elemenem wielu ważnych modeli kursów waluowych. Parye sóp procenowych przyjmuje, że waluy krajów o wysokich sopach procenowych osłabiają się, a waluy krajów o niskich sopach procenowych umacniają się. Zależność a prawdziwa jes jednak ylko wówczas, gdy uczesnicy rynku zachowują się racjonalnie oraz mają neuralny sosunek do ryzyka. W rzeczywisości obserwuje się odmienny kierunek zależności między sopami procenowymi a warością walu. Isnieje bowiem endencja do aprecjacji walu wysoko oprocenowanych oraz deprecjacji walu nisko oprocenowanych (Miszal, 1. Zjawisko o znane jes w lieraurze jako anomalia premii forward. Można wyróżnić dwa główne podejścia wyjaśniające anomalię premii forward (Sarno, 5. Zgodnie z pierwszym podejściem, parye sóp procenowych nie jes zachowany, gdyż nie jes spełniony warunek racjonalności oczekiwań inwesorów. Z kolei w drugim podejściu parye sóp procenowych nie jes zachowany, gdyż nie jes spełniony warunek neuralności inwesorów do ryzyka. W podejściu ym zakłada się, że inwesorzy mają awersję do ryzyka i oczekują wyższej, niż różnica w sopach procenowych, sopy zwrou z inwesycji w walucie zagranicznej. Odrzucenie hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych wynika wówczas z isnienia niezerowej premii za ryzyko. Rozważania przeprowadzone w referacie doyczą modelowania premii za ryzyko na rynku waluowym. Założono, że inwesorzy mają racjonalne oczekiwania. W osanich laach zauważalny jes znaczny wzros zaineresowania waluową sraegią spekulacyjną carry rade. Ta spekulacyjna gra polega na zadłużeniu się w walucie kraju o niskich sopach procenowych (Japonia, Szwajcaria ip. a nasępnie ulokowaniu uzyskanych środków w kraju o wysokich sopach procenowych (np. Ausralia, Nowa Zelandia ip. (Baillie, Chang 11. Zyskowność ych sraegii jes sprzeczna z eorią niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. Zgodnie z paryeem UIP nie powinna isnieć bowiem żadna sysemayczna różnica w sopie zwrou z kapiału w walucie krajowej i w walucie zagranicznej. Z uwagi na fak, iż jen japoński jes najbardziej popularną niskooprocenowaną waluą wykorzysywaną w sraegii carry rade, przeprowadzone w arykule badania opierają się właśnie na analizie ego rynku waluowego. W referacie dokonano próby wyjaśnienia zjawiska anomalii premii forward na rynku jena japońskiego. W pierwszej części zweryfikowano

hipoezę niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych dla wybranych kursów jena japońskiego. A nasępnie sprawdzono, czy odchylenia kursu waluowego od poziomu wynikającego z paryeu UIP można wyjaśnić isnieniem niezerowej premii za ryzyko. Badania przeprowadzono dla rzech par waluowych j. JPY/USD, JPY/EUR, JPY/AUD w okresie od sycznia do grudnia 1 r. przy użyciu danych o częsoliwości miesięcznej. Celem referau jes sprawdzenie słuszności hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych na rynku jena japońskiego oraz idenyfikacja premii za ryzyku na ym rynku. Główne hipoezy badawcze posawione w referacie o: Hipoeza 1. Niezabezpieczony parye sóp procenowych na rynku jena japońskiego nie jes zachowany. Hipoeza 3. Na rynku jena japońskiego isnieje niezerowa premia za ryzyko Hipoeza 4. Zjawisko anomalii premii forward na rynku jena japońskiego wynika z dużego zaangażowania inwesorów w waluowe sraegie spekulacyjne carry rade. Anomalia premii forward na rynku waluowym Niezabezpieczony parye sóp procenowych (UIP zakłada, że relacja oczekiwanego kursu waluowego i bieżącego kursu waluowego jes równa relacji sóp procenowych w kraju waluy bazowej i kwoowanej. 1 r E( S k * 1 r S (1 gdzie wyrażenie E( S k oznacza rynkowe oczekiwania odnośnie kszałowania się waluowego kursu kasowego w czasie +k ( S, wykorzysując informację dosępną w czasie, S odzwierciedla warość * waluowego kursu kasowego w czasie oraz r i r oznaczają nominalne sopy procenowe waluy kwoowanej i waluy bazowej. Z uwagi na fak, że rudno jes oszacować przyszłe oczekiwania odnośnie kszałowania się kursu kasowego S k, przy weryfikacji hipoezy paryeu UIP zakładana jes racjonalność oczekiwań uczesników rynku. Hipoezę o racjonalnym zachowaniu człowieka jako podmiou gospodarczego sformułował jako pierwszy John F. Muh w 1961 r., w arykule p. Raional Expecaions and he Theory of Price Movemens. Zaproponowana przez Muha (1961 mocna wersja hipoezy racjonalnych oczekiwań zakłada, że oczekiwania podmioów co do zmiennych ekonomicznych będą się równać rzeczywisej warości ych zmiennych skorygowanej o błąd prognozy. Ponado, błędy prognozy wynikające z racjonalnych oczekiwań są losowe o średniej równej zero, nie są skorelowane ze zbiorem informacji dosępnym w czasie formułowania oczekiwań oraz mają najniższą wariancję w porównaniu z innymi modelami prognosycznymi (Snowdon i inni, 1998. W nawiązaniu k

do paryeu UIP, eoria racjonalnych oczekiwań mówi że, przyszła warość kursu kasowego w momencie +k jes równa oczekiwaniom odnośnie kszałowanie się kursu spo w czasie +k. S E ( S ( k k k gdzie k oznacza biały szum, nieskorelowany z informacją dosępną w czasie. Zakładając, że uczesnicy rynku mają racjonalne oczekiwania oraz są neuralni wobec ryzyka, niezabezpieczony parye sóp procenowych może być esowany w oparciu o poniższą funkcję regresji. * s s ( r r (3 k gdzie s i s k odzwierciedlają odpowiednio warość logarymu nauralnego * waluowego kursu kasowego obowiązującego w czasie i w czasie +k, r i r oznaczają nominalne sopy procenowe waluy kwoowanej i waluy bazowej naomias o składnik losowy, niezależny od informacji Ω dosępnej k w czasie. Jeśli parye UIP jes spełniony o wówczas paramer β w równaniu regresji (3 powinien być równy jedności (β = 1, a paramer α powinien wynosić zero (α =. Hipoeza zerowa niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych zapisywana jes wówczas nasępująco H :, 1. Wielu k badaczy koncenruje się ylko na paramerze β podczas weryfikacji hipoezy UIP. Badania empiryczne przeprowadzone w oparciu o funkcje regresji (3 wskazują, że paramer β jes z reguły bliższy warości -1 a nie 1 (Froo, Thaler, 199. Negaywną warość β uzyskali m.in. Fama (1984, Froo i Frankel (1989, McCallum (1994. Należy pokreślić, że ujemny paramer β przeczy eorii niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. Parye sóp procenowych przyjmuje bowiem, że waluy krajów o wysokich sopach procenowych osłabiają się, a waluy krajów o niskich sopach procenowych umacniają się. Jeżeli endencja a jes zachowana o wówczas paramer β w modelach regresji (3 powinien przyjmować warości dodanie. W rzeczywisości isnieje jednak endencja do aprecjacji walu wysoko oprocenowanych oraz deprecjacji walu nisko oprocenowanych, co z kolei powoduje, że paramer β przyjmuje warości ujemne zamias dodanich. W przypadku ujemnego parameru β mamy do czynienia z zw. anomalią premii forward (ang. Forward Premium Puzzle lub Forward Discoun Puzzle (Frydman, Goldberg, 9. Anomalia premii forward może wynikać z ego, że inwesorzy nie mają racjonalnych oczekiwań lub/i nie są neuralni wobec ryzyka. W referacie założono racjonalne oczekiwania inwesorów. Przyjęo naomias, że odchylenia kursu waluowego od poziomu wynikającego z paryeu UIP mogą wynikać z isnienia niezerowej premii za ryzyko na badanym rynku.

W lieraurze przedmiou isnieją dwa główne podejścia objaśniające wpływ premii za ryzyko na wahania kursów waluowych. W pierwszym z nich wykorzysuje się ekonomeryczne modele wariancji warunkowej. Naomias w drugim podejściu kładzie się nacisk na srukuryzację zależności deerminujących premię za ryzyko i sosuje się modele opare na sochasycznych czynnikach dyskonujących (ang. sochasic discoun facors SDF lub pricing kernels. (Kelm, 11 W referacie premia za ryzyko objaśniana jes za pomocą modeli klasy ARCH-M (auoregressive condiional heeroscedasiciy in mean. Modele e opisują zależności pomiędzy zwroem z insrumenu finansowego a zmieniającym się w czasie ryzykiem mierzonym wariancją warunkową. Większa wariancja kursu waluowego oznacza większą niepewność zysków, a ym samym większą premię za ryzyko oczekiwaną akualnie przez inwesorów (Engle i in. 1987. W modelach klasy ARCH-M zależność wynikająca z niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych ma charaker warunkowy względem zmiennej premii za ryzyko. Engle, Lilien i Robins (1987, jako jedni z pierwszych, opisali zasosowanie modeli klasy ARCH-M w wyjaśnianiu premii za ryzyko na rynku waluowym. W referacie, w badaniu premii za ryzyko na rynku jena japońskiego zasosowano model componen GARCH-in-mean (CGARCH-M uwzględniający efek asymerii. Zmienność w modelach CGARCH podzielona jes na dwa komponeny, j. długoerminowy rend i krókoerminowe odchylenia od rendu. Długoerminowy rend o sały elemen zmienności, kóry odzwierciedla szoki wywołane fundamenalnymi czynnikami ekonomicznymi. Krókoerminowy rend, o z kolei przemijający, chwilowy elemen, kóry wywołany jes zmianami w nasrojach rynkowych. Zasosowanie modelu componen GARCH-in-mean w wyjaśnianiu premii za ryzyko na rynku waluowym przedsawili Li, Ghoshray and Morley (1. W lieraurze przedmiou doyczącej modelowania kursu waluowego premia za ryzyko definiowana jes częso jako różnica między erminowym kursem waluowym (forward usalonym w momencie dla konraków wygasających w momencie +k oraz oczekiwanym w momencie przyszłym kursem kasowym obowiązującym w czasie +k (4 (Engel, 1996. ( k p k f E( s k (4 (k gdzie f o logarym erminowego kursu waluowego usalonego w momencie dla konraków wygasających w momencie +k, E( s k o oczekiwana w momencie warość logarymu przyszłego waluowego kursu kasowego s k, zależna od informacji Ω dosępnej w czasie, naomias p k o oczekiwana w momencie premia za ryzyko na momen +k. Przyjmuje się, że błąd oczekiwań inwesorów ( o różnica między oczekiwanym i rzeczywisym kasowym kursem waluowym (spo: E s s (5 ( 1

Z kolei dyskono forward ( d o różnica między kursem erminowym (forward i kursem kasowym (spo: d f 1 s (6 Z równania (4, (5 i (6 wynika, że premia forward ( d może być przedsawiona jako suma premii za ryzyko ( p i zmiennej losowej (. W referacie wykorzysano model CGARCH-M uwzględniający efek asymerii (7. f 1 s p X q 1 ( q 1 1 3 ( 1 h 1 h q 4 ( 1 q 1 5 ( 1 q 1 d 1 6 ( h 1 q 1 where (7 p h z h : IID(, h, z : IID(,1 gdzie f 1 o waluowy kurs erminowy forward w czasie -1, s o waluowy kurs kasowy spo w czasie, p o premia za ryzyko złożona ze sałego komponenu ( oraz ze zmiennego w czasie komponenu ( h, X o wekor zmiennych niezależnych, o błąd niezależny od informacji dosępnej w czasie -1, h o wariancja warunkowa, d o zmienna zero-jedynkowa odzwierciedlająca efek asymerii ( d 1 dla oraz d w przeciwnym wypadku, q o długoerminowy komponen, krókoerminowy komponen. Wsępne wyniki badań h q Tesowanie niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych na rynku jena japońskiego przeprowadzono w oparciu o model regresji (3. Badania wykonano dla rzech par waluowych j. JPY/USD, JPY/EUR, JPY/AUD w okresie od sycznia do grudnia 1 r. przy użyciu danych o częsoliwości miesięcznej. Wyniki oszacowań modelu regresji (3 dla badanych kursów waluowych zosały przedsawione w abeli 1. o

Tabela 1. Wyniki esowania niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych na rynku jena japońskiego w oparciu o model regresji (3. USDJPY EURJPY AUDJPY α β α β α β α, β, -,8,,9,69** 1,35** -,81 -,7,53,39 3,48 3,4 179,49** 78,8** 13,1** N 156 156 156 LM 1,3* 6,18 8,47 LM-ARCH 8,6 9,8 8,86 *, ** odrzucenie hipoezy zerowej na poziomie isoności,5;,1 Badane hipoezy zerowe: H : α =, H : β = (saysyka, H :, 1(es Walda, saysyka chi-kwadra oraz brak auokorelacji składnika losowego (saysyka LM i homoskedasyczność składnika losowego (saysyka LM-ARCH Źródło: Opracowanie własne na podsawie danych z bazy danych Bloomberg. Hipoeza zerowa niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych H :, 1 zosała odrzucona dla wszyskich badanych kursów. Można zaobserwować, iż oceny parameru β przyjmują warości mniejsze od zera dla kursu JPY/USD i warości większe od zera dla kursów JPY/EUR i JPY/AUD. W większości przypadków obliczenia nie wykazują auokorelacji ani heeroskedasyczności składnika losowego, kóre o mogłyby obniżać precyzję oszacowań parameru β. Należy zwrócić jednak uwagę na o, że paramer β w przypadku kursów JPY/USD i JPY/EUR jes nieisonie różny od, co sugeruje, że powyższe wnioski należy rakować z pewną osrożnością. Flood i Rose ( wykazali, że parye UIP sprawdza się lepiej w okresie niepokoju, zawirowań, kiedy o obserwujemy znaczny wzros zmienności na rynkach finansowych. Do podobnych wniosków doszli Clarida i inni (9. Ich zdaniem paramer β zmienia warość z ujemnej na dodanią, w okresie zmiany niskiej zmienności cen na rynkach finansowych na wysoką. W referacie oszacowano model regresji (3 dla badanych rzech kursów waluowych w dwóch czero-lenich podokresach, w czasie poprzedzającym kryzys j. 6.3-6.7 oraz w czasie kryzysu, niepokoju na rynkach finansowych j. 7.7-7.11 (abela.

Tabela. Wyniki esowania niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych na rynku jena japońskiego w oparciu o model regresji (3 w laach 6.3 6.7 i 7.7-7.11 USDJPY EURJPY AUDJPY α β α β α Β 6.3-6.7 α, β -,1 -,5 -,1 -,65 -,7-1,37-1,8-1,17 -,73 -,94-1,7-1,14 1,49** 8,61** 31,34** N 49 49 49 LM 13,5 16,38 11,9 LM-ARCH 1,4 1,7 1,35 7.7-7.11 α, β -,1,36,,47,8** 1,77** -,97 1, -, 1,5,39,6 4,73 3,18 7,6** N 49 49 49 LM 14,87 9,3 1,78 LM-ARCH 1,64 6,75 4,57 *, ** odrzucenie hipoezy zerowej na poziomie isoności,5;,1 Badane hipoezy zerowe: H : α =, H : β = (saysyka, H :, 1(es Walda, saysyka chi-kwadra oraz brak auokorelacji składnika losowego (saysyka LM i homoskedasyczność składnika losowego (saysyka LM-ARCH Źródło: Opracowanie własne na podsawie danych z bazy danych Bloomberg. W pierwszym podokresie hipoeza zerowa H :, 1 zosała odrzucona dla wszyskich badanych kursów. Ponado, dla wszyskich badanych kursów, oceny parameru β przyjęły warości mniejsze od zera. Należy pokreślić, że ujemny paramer β przeczy założeniu, że dodania premia forwardowa jes związana z deprecjacją waluy kwoowanej (aprecjacją waluy bazowej, a ym samym przeczy założeniom niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. Z kolei, w czasie kryzysu, niepokoju na rynkach finansowych (7.7-7.11 nie ma podsaw do odrzucenia hipoezy zerowej H :, 1 dla kursów JPYUSD i JPY/EUR, a dla kursu JPY/AUD hipoezę zerową H :, 1 odrzucamy. Większość badaczy esowanie hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych sprowadza jedynie do weryfikacji hipoezy zerowej β = 1. W pierwszym podokresie hipoezę β =1 odrzucamy na poziomie isoności mniejszym niż,5 dla wszyskich badanych par waluowych. Z kolei w drugim podokresie brak jes podsaw do odrzucenia hipoezy zerowej β = 1

dla wszyskich rzech kursów waluowych. Ponado, można zauważyć, że w czasie poprzedzającym kryzys j. 6.3-6.7 paramer β przyjmował ujemne warości, co przeczy eorii niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. Naomias w czasie niepokoju na rynkach finansowych j. 7.7-7.11 paramer β jes dodani, co z kolei jes zgodne z paryeem UIP. Z powyższej analizy wynika, że zjawisko anomalii premii forward doyczy przede wszyskim okresu ekspansji, dobrych nasrojów rynkowych. W referacie przyjęo, że odchylenia kursu waluowego od poziomu wynikającego z paryeu UIP mogą wynikać z isnienia niezerowej premii za ryzyko. W badaniu premii za ryzyko na rynku jena japońskiego zasosowano model componen GARCH-in-mean (CGARCH-M uwzględniający efek asymerii (7. W modelu CGARCH-M założono, że premię forwardową (dyskono forward w czasie na rynku JPY/USD, JPY/EUR i JPY/AUD można wyrazić jako sumę premii za ryzyko oraz wybranych zmiennych niezależnych j. opóźnionej warości dyskona forward (d -1, różnicy w sopach procenowych w Japonii i odpowiednio Sanach Zjednoczonych, Europie i Ausralii (IRD oraz wskaźnika mierzącego zaangażowania inwesorów w waluowe sraegie spekulacyjne carry rade (CTA. Wszyskie powyższe zmienne są sacjonarne 1. Badania przeprowadzono w dwóch podokresach, w czasie poprzedzającym kryzys j. 6.3-6.7, kiedy o paramer β przyjmował warości ujemne oraz w czasie kryzysu j. 7.7-7.11, kiedy o paramer β był dodani. Wyniki badań przedsawiono w abeli 3. Isony saysycznie sały komponen ( wskazuje na isnienie sałej premii za ryzyko. Naomias, dodani i isony saysycznie komponen h wskazuje na obecność zmiennej w czasie premii za ryzyko na rynku. Z abeli 3 wynika, że w pierwszym podokresie jedynie na rynku JPY/EUR i JPY/AUD isniała sała, isona saysycznie, premia za ryzyko. Dodakowo, dla kursów JPY/EUR i JPY/AUD komponen h był ujemny i nieisony, co przeczy isnieniu zmiennej w czasie premii za ryzyko na ych rynkach. Dla kursu JPY/USD zarówno sały komponen ( jak i komponen h były nieisone saysycznie, a zaem nie ma podsaw do odrzucenia hipoezy zerowej o zerowej premii za ryzyko na ym rynku. Z kolei wyniki badań dla drugiego podokresu wskazują na isnienie niezerowej premii za ryzyko na wszyskich badanych rynkach. Isony saysycznie sały komponen ( wskazuje na isnienie sałej premii za ryzyko. Z kolei, dodani i isony saysycznie komponen h wskazuje na obecność zmiennej w czasie premii za ryzyko na rynku JPY/USD, JPY/EUR i JPY/AUD. Isony saysycznie paramer premii za ryzyko oznacza dodakowo, że model CGARCH-M może być wykorzysywany przy esymacji premii za ryzyko na analizowanych rynkach. 1 Sacjonarność zmiennych zosała zbadana rozszerzonym esem Dickeya-Fullera ADF.

Tabela 3. Model premii za ryzyko (CGARCH-M na rynku jena japońskiego w laach 6.3-6.7 i 7.7-7.11 6.3-6.7 równanie średniej zmienna JPY/USD JPY/EUR JPY/AUD CGARCH-M ( 75,98-31,78-11,64 Consan ( d -1 ( 1 IRD ( CTA ( 3 rend inercep ( 1 rend AR erm ( forecas error ( 3 ARCH erm ( 4 asymmery erm ( 5 GARCH erm ( 6 -,3,4*,3** -,45*** -,47*** -,33*** -,4 1,45* 3,77* -,***, -,1 równanie wariancji,***,,**,57*,83***,79*** -,15***,4,11,14** -,18 -,3***, -,,18 -,66,45,6** 7.7-7.11 równanie średniej zmienna JPY/USD JPY/EUR JPY/AUD CGARCH-M ( 39,* 48,95**,39** Consan ( d -1 ( 1 IRD ( CTA ( 3 rend inercep ( 1 rend AR erm ( forecas error ( 3 ARCH erm ( 4 asymmery erm ( 5 -,* -,9** -,11*** -,4*** -,14,1 -,11 -,1-1,13** -,1*** -,1 -,** równanie wariancji,***,***,***,63*** -,1,76,4,,,7,3,7** -,14*** -,** -,18*** GARCH erm ( 6,14 -,63*** -,75*** *, **, *** odrzucenie hipoezy zerowej na poziomie isoności,1;,5;,1 Źródło: Opracowanie własne na podsawie danych z bazy danych Bloomberg.

W referacie wykazano, że w czasie kryzysu j. 7.7-7.11 isniała niezerowa premia za ryzyko na badanych rynkach. Z drugiej srony, w czasie kryzysu pokazano, że paramer β był dodani i nieisonie różny od jedynki. Naomias, w czasie poprzedzającym kryzys, kiedy o parye UIP nie był zachowany a paramer β był ujemny, jedynie na rynku JPY/EUR i JPY/AUD wykazano isnienie isonej sałej premii za ryzyko, ale już komponen h był ujemny i nieisony saysycznie. Wyniki przeprowadzonych badań nie dają zaem podsaw do swierdzenia, że odrzucenie hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych może być spowodowane isnieniem niezerowej premii za ryzyko. Zdaniem Baillie go i Chang a [11] o sraegie carry rade odgrywają niezwykle ważną rolę w wyjaśnieniu odchyleń kursu waluowego od poziomu wynikającego z niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych. Zmiana warości parameru β z ujemnej na dodanią może wynikać ze zmiany w poziomie zaineresowania inwesorów sraegiami carry rade. Prowadzone na olbrzymią skalę inwesycje w krajach o wyższym koszcie pieniądza przyczyniają się bowiem do aprecjacji waluy ych krajów. Z kolei duży odpływ kapiału z krajów o niskiej sopie procenowej (m. in. Japonii przyczynia się do znacznej deprecjacji ich waluy. Przeczy o paryeowi sóp procenowych, kóry zakłada, że im wyższe oprocenowanie danej waluy, ym niższa jej warość. Z kolei, w czasie niepokoju na rynkach finansowych, kiedy o inwesorzy masowo wycofują się ze swoich ransakcji spekulacyjnych, mamy do czynienia z odwroną syuacją. Wówczas, nagły spadek zaineresowania sraegiami carry rade przyczynia się do silnego osłabienia walu krajów o wyższych sopach procenowych oraz umocnienia walu nisko oprocenowanych, co jes zgodne z eorią paryeu sóp procenowych. Można by zaem przypuszczać, że w czasach kryzysu, parye UIP na rynku waluowym będzie zachowany, z kolei w czasie dobrych nasrojów na rynku hipoeza paryeu UIP będzie odrzucona. Przeprowadzone w referacie badania powierdzają powyższą zależność. Ilościowa ocena wpływu zaangażowania inwesorów w sraegie carry rade na kszałowanie się cen na rynku jena japońskiego będzie przedmioem dalszych badań. Podsumowanie Pomimo zasosowania coraz bardziej skomplikowanych i zaawansowanych meod ekonomerycznych w esowaniu niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych, parye UIP pozosaje jednak nadal zagadnieniem spornym i pozosawiającym wiele niewyjaśnionych kwesii dla naukowców. Teoria paryeu UIP jes fundamenem wielu ekonomicznych modeli kursów waluowych. Jednakże prawidłowość ej eorii kwesionowana jes przez badaczy z całego świaa. Zdaniem Baillie a [11] anomalia premii forward nie zosała jeszcze w pełni zbadana i odnalezienie

przyczyn ego zjawiska jes niezwykle ważne z punku widzenia eorii finansów międzynarodowych. Na podsawie przeprowadzonych badań wykazano, że parye UIP na rynku jena japońskiego jes zachowany w czasie kryzysu, niepokoju na rynkach finansowych. Z kolei w czasie dobrych nasrojów rynkowych hipoeza niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych jes odrzucona. Wyniki przeprowadzonych badań nie dały podsaw do swierdzenia, że odrzucenie hipoezy niezabezpieczonego paryeu sóp procenowych może być spowodowane isnieniem niezerowej premii za ryzyko. Zdaniem auora o zaangażowanie inwesorów w sraegie carry rade może wyjaśniać odchylenia kursu waluowego od poziomu wynikającego z paryeu UIP. Należy podkreślić, że powyższa relacja znana jes prakykom rynku finansowego, niewiele jes naomias publikacji naukowych poruszających o zagadnienie. BIBLIOGRAFIA Baillie R. T. (11, Possible soluion o he forward bias paradox, Journal of Inernaional Financial Markes, Insiuions and Money, No. 1, p. 617-6. Baillie R. T., Chang S. S. (11, Carry Trades, Momenum Trading and he Forward Premium Anomaly, Journal of Financial Markes, No. 14, p. 441-464. Clarida R., Davis J., Pedersen N. (9, Currency carry rade regimes: Beyond he Fama regression, Journal of Inernaional Money and Finance, No. 8, p. 1375-1389. Engel C. (1996, The Forward Discoun Anomaly and he Risk Premium: A Survey of Recen Evidence, Journal of Empirical Finance, No. 3, p. 13-19. Engle R. F., Lilien D. M., Robins R. P. (1987, Esimaing Time Varying Risk Premia in he Term Srucure: he ARCH-M Model, Economerica, Vol. 55, No., p. 391-47. Fama E. F. (1984, Forward and Spo Exchange Raes, Journal of Moneary Economics, No. 14, p. 319-338. Flood R. P., Rose A. K. (, Uncovered Ineres Pariy in crisis, Inernaional Moneary Fund Saff Papers, No. 49 (, p. 5-66. Froo K. A., Frankel J. A. (1989, Forward Discoun Bias: Is i an Exchange Risk Premium?, The Quarerly Journal of Economics, Vol. 14, p. 139-161. Froo K. A., Thaler R. H. (199, Anomalies: Foreign Exchange, The Journal of Economic Perspecives, Vol. 4, No. 3, p. 179-19. Frydman R., Goldberg D. G. (9, Ekonomia wiedzy niedoskonałej, Wydawnicwo Kryyki Poliycznej, Warszawa. Kelm R. (11, Ryzyko waluowe i wahania kursu PLN/EUR w laach 1999-9, Bank i Kredy, Nr 4(, sr. 31-66. Li D., Ghoshray A., Morley B. (1, Measuring he risk premium in uncovered ineres pariy using he componen GARCH-M model, Inernaional Review of Economics and Finance, No. 4, p. 167-176. Miszal P. (1, Zmiany kursu waluowego i dynamika cen w krajach o różnym poziomie rozwoju gospodarczego, Oficyna Wydawnicza Szkoły Głównej Handlowej, Warszawa. McCallum B. T. (1994, A reconsideraion of he uncovered ineres pariy relaionship, Journal of Moneary Economics, No. 33, p. 15-13. Muh J. M. (1961, Raional Expecaions and he Theory of Price Movemens, Economerica, Vol. 9, No. 3, p. 315-135. Sarno L. (5, Viewpoin: Towards he soluion o he puzzles in exchange rae economics: where do we sand? Canadian Journal of Economics, Vol. 38, No. 3, p. 673-78.

Snowdon B., Vane H., Wynarczyk P. (1998, Współczesne nury eorii makroekonomii, Wydawnicwo Naukowe PWN, Warszawa, sr. -3.