PENĚŽNÍ ZÁSOBA A VÝVOJ AKCIOVÝCH TRHŮ V ČESKÉ REPUBLICE, SLOVENSKÉ REPUBLICE A VE VYBRANÝCH ZEMÍCH 1
|
|
- Dagmar Dušková
- před 7 lety
- Počet zobrazení:
Transkript
1 PENĚŽNÍ ZÁSOBA A VÝVOJ AKCIOVÝCH TRHŮ V ČESKÉ REPUBLICE, SLOVENSKÉ REPUBLICE A VE VYBRANÝCH ZEMÍCH LUMÍR KULHÁNEK, STANISLAV MATUSZEK Doc. Ing. Lumír Kulháne, CSc., Katedra financí, OPF Karviná, SU Opava, tel. +40/ , ulhane@opf.slu.cz Ing. Stanislav Matusze, Katedra financí, OPF Karviná, SU Opava, tel. +40/ , matusze@opf.slu.cz Abstrat Cílem příspěvu je zjistit, zda existuje dlouhodobý vztah mezi vývojem peněžní zásoby a cen na aciových trzích v Česé republice, Slovensé republice, Polsu a ve vybraných eonomicy vyspělých zemích za účelem posouzení významu peněžní zásoby při determinaci cen na aciových trzích. K tomuto účelu je apliován parametricý Johansenův test ointegrace pro časové řady úzce a široce vymezené peněžní zásoby na straně jedné a hlavních indexů aciových trhů na straně druhé. Výsledy umožní posoudit, zda vztah mezi peněžní zásobou a aciovými trhy se blíží více charateristiám banovně orientovaného systému nebo systému orientovanému na finanční trhy. Pro eonomiy, v nichž jsou zjištěny ointegrační vazby jsou taé vytvořeny a verifiovány vetorové modely orece chyb, teré zachycují dopad vývoje peněžní zásoby na indexy aciových trhů ve sledovaných zemích.. Klíčová slova: peněžní zásoba, indexy aciových trhů, ointegrace, Johansenův test, vetorový model orece chyby. Úvod Vztah mezi peněžní zásobou a cenami na aciových trzích je dlouhodobě předmětem zájmu eonomicé a finanční teorie a v posledním období rovněž mnohých centrálních ban, teré v transmisních mechanismech své měnové politiy stále více zohledňují anál cen finančních ativ. Od sedmdesátých let 0. století jsou mnozí eonomové jednotní v názoru, že změny množství peněz mají významný vliv na pohyb cen acií, a tedy i na pohyb aciových indexů reprezentujících tyto trhy. Kvantitativní analýzy těchto vztahů vša posytují mnohdy rozdílné výsledy, jedna s ohledem na zoumané eonomiy, jedna s ohledem na použité statisticé a eonometricé metody výzumu. Významné podněty pro nové výzumy v této oblasti přinesla evoluce eonometricých metod v 80. a 90. letech. Posytla doonalejší a efetivnější analyticé nástroje pro podrobný rozbor, zda mezi určitou dvojicí nebo množinou proměnných existuje dlouhodobá rovnovážná vazba či nioliv. Mezi taovéto nástroje patří testy ointegrace. Zjištění ointegrační vazby umožňuje vytvořit vetorový model orece chyby (VECM), do terého lze zaomponovat ja dlouhodobou úroveň rovnováhy, ta rátodobé vazby. Protože v eonomicé teorii je laden hlavní důraz na dlouhodobé relace mezi eonomicými proměnnými, vetorové modely orece chyby splňují velice dobře požadavy eonomicé teorie. Uvedené sutečnosti se staly podnětem pro tuto studii, v níž usilujeme o analýzu a porovnání vztahu mezi peněžní zásobou a aciovými trhy ve vybraných vyspělých eonomiách (USA, Británie, Švýcarso a EMU) na jedné straně a třemi novými člensými Stať byla publiována díy podpoře z grantu GAČR 40/05/758 Integrace finančního setoru nových člensých zemí EU do EMU. Samotný pojem ointegrace lze z hledisa teorie analýzy časových řad definovat jao lineární ombinaci nestacionárních časových řad, jenž je stacionární.
2 zeměmi EU (ČR, SR a Polso) na straně druhé. Analýzy tohoto druhu pro nové člensé země Evropsé unie jsou dosud velmi sporadicé.. Metodologie Cílem eonometricého výzumu je zjistit, zda určitá eonomicá teorie má opodstatnění v realitě, a to zejména z dlouhodobého hledisa. Koncepci ointegrace časových řad uvedl a rozpracovali zejména Granger (98, 983, 987) a Johansen (988, 990, 99, 995) Poud existuje lineární ombinace nestacionárních časových řad, terá je stacionární, pa tuto lineární ombinaci lze označit za ointegrační vetor (resp. ointegrační rovnici). 3 Vstupní fází ointegrační analýzy je testování stacionarity časových řad a zjištění řádu jejich integrace. 4 V případě nalezení ointegračního vetoru lze dále onstruovat model orece chyby. Protože v naší studii budeme zjišťovat ointegrační vazby mezi cenami acií na agregátní úrovni a peněžní zásobou, terou budou reprezentovat měnové agregáty, můžeme modely orece chyby pro změnu cen acií na agregátní úrovni (Δsp) a pro změnu úrovně měnového agregátu (Δm), představit v podobě dvou regresních rovnic: de: sp m t t spt mt, ispt, imt, t... (), spt mt, ispt, imt, t... (), δ, θ oeficienty stacionárních zpožděných (minulých) hodnot proměnných, sp, m přirozené logaritmy hodnot proměnných (aciový index, peněžní zásoba), Δsp míra výnosu aciového trhu (první diference sp), Δm míra změny nebo tempo růstu peněžního agregátu (první diference m). (sp t- φm t- ) složa (mechanismus) orece chyby. Tento postup je apliován v dalších částech příspěvu, pro publiování výsledů byl v souladu s cílem příspěvu zvolen postup reprezentovaný rovnicí (). 3. Data a proměnné Měsíční údaje o aciových indexech a peněžních agregátech pro jednotlivé země byly zísány z veřejných internetových zdrojů. Tabula představuje seznam aciových indexů a peněžních agregátů, teré byly využity v analýzách, a taé rozsah těchto časových řad. Z hledisa nedostupnosti něterých údajů, týajících se Česé republiy, Slovensa a Polsa, byl stanoven jednotný onec časových řad na říjen 005. Počáty časových řad nebyly omezeny a jsou uvedeny v tabulce. Aciové indexy jsou představovány měsíčními průměry bez dalších úprav. Měsíční hodnoty peněžních agregátů jsou sezónně očištěny. Vešeré časové řady byly nejdříve transformovány logaritmováním a malá písmena představují zlogaritmované časové řady jednotlivých aciových indexů a peněžních agregátů (byl použit přirozený logaritmus). Transformace časových řad byla provedena před vlastní analýzou časových řad z hledisa 3 Je třeba zdůraznit, že se jedná o lineární ombinaci nestacionárních časových řad, teré jsou integrovány stejným stupněm, tj. řád diferencování je u nich stejný. Testování ointegrace má líčový význam pro analýzu existence a povahy rovnovážného vztahu určitých proměnných. 4 Používány jsou zejména ADF test (Augmented Dicey Fuller) a PP test (Phillips Perron). Kromě těchto dvou záladních testů jsou dispozici testy stacionarity nové generace, ja např.np test (Ng Perron), KPSS test (Kwiatowsi Phillips Schmidt Shin), ERS test (Elliot Rothemberg Stoc) a další.
3 stacionarity a ointegrace. 5 Z výsledů provedených testů stacionarity časových řad vyplývá, že řádem I() jsou integrovány všechny časové řady aciových indexů a peněžní zásoby USA, Británie, ČR a Polsa. Výsledy testů stacionarity peněžní zásoby pro SR, Švýcarso a EMU jsou odlišné v závislosti na použití testu ADF a PP. Tabula : Proměnné a rozsah vzorů časových řad Zoumané období Aciové indexy Peněžní zásoba USA 959/0 005/0 SP500, DJIA M, M, MZM UK 984/04 005/0 FTSE00 M0, M4 ČR 994/04 005/0 PX50 M, M Slovenso 993/09 005/0 SAX M, M Polso 996/ 005/0 WIG M, M, M3 Švýcarso 989/0 005/0 SPI, SMI M, M, M3 EMU 986/ 005/0 ES50, ESB M, M, M3 Pozn.: ES50 = DJ EuroStoxx 50, ESB = DJ EuroStoxx Broad. Pramen: internetové strány centrálních ban. 4. Empiricé výsledy Z hledisa naplnění cíle naší studie je líčová tabula, v níž jsou uvedeny výsledy Johansenových testů ointegrace (počet ointegračních vetorů označen jao r). Při testech ointegrace se uázaly za nejvhodnější testovací modely s úrovňovou onstantou v ointegračním vetoru. V modelu byla použita čtyři zpoždění. Tabula : Johansenovy testy ointegrace počty ointegračních vetorů Země Proměnné r Proměnné r Proměnné r USA sp500, m r = sp500, mzm r = sp500, m r = USA djia, m r = djia, mzm r = djia, m r = Británie ftse00, m0 r = ftse00, m4 r = - - ČR px500, m r = px500, m r = - - Slovenso sax, m r = 0 sax, m r = - - Polso wig, m r = wig, m r = wig, m3 r = Švýcarso spi, m r = a spi, m r = spi, m3 r = Švýcarso smi, m r = a smi, m r = a smi, m3 r = 0 EMU es50, m r = es50, m r = es50, m3 r = EMU esb, m r = esb, m r = esb, m3 r = Pozn.: r počet ointegračních vetorů, a - testovací model neobsahuje onstantu v ointegračním vetoru. Pramen: Vlastní výpočet s využitím EViews 5.. Z tabuly je zřejmé, že s výjimou Slovensa (index SAX a peněžní zásoba M) a Švýcarsa (index SMI a peněžní zásoba M3) se ve všech sledovaných zemích proázala existence jednoho ointegračního vetoru ja při použití peněžní zásoby M, ta taé M. Na 5 Charater eonomicých časových řad velice často vede logaritmicé transformaci. V našem případě je to výhodné, protože první diference zlogaritmovaných hodnot znamená míru výnosu, resp. tempo růstu nebo míru změny dané proměnné. 3
4 tomto záladě lze usuzovat, že existuje dlouhodobá rovnovážná vazba mezi sledovanými uazateli peněžní zásoby a vybranými aciovými indexy. 6 Existence jednoho ointegračního vetoru umožnila následně odvození vhodných modelů orece chyby (Error Correction Model) a jejich variant pro všechny sledované země. Následně byl proveden výběr nejlepšího modelu pro aždou zemi. V tabulce 3 jsou uvedeny výsledy jejich testování, včetně záladních evaluačních informací o těchto modelech. Tabula 3: Modely orece chyby (nejlepší varianty) Země a proměnné Koint. vetor β Koef. adj. R adj. F-stat. AIC Ac. ind. Pen. zás. c Log. Li. BIC USA -,3,87-0,0063 0,377 38,4-4,606 sp500 / m (0,40) (0,003) 9,77-4,58 [-8,79] [-,] Británie -0,365-4,403-0,0083 0,368 7,35-4,38 ftse00 / m0 (0,365) (0,005) 558,35-4,78 [-, [,73] ČR -,083 9,4-0,054 0,97 4,63 -,97 px50 / m (0,38) (0,07) 09,07 -,755 [-4,55] [-3,] SR 7,785-38,400 0,0030 0, 5,43 -,836 sax / m (4,78) (0,00) 39,4 -,67 4,6] [,06] Polso -,09 7,96-0,0585 0,0,38 -,69 wig / m (0,367) (0,06) 47,9 -,435 [-,97 [-,9] Švýcarso -,3 5,30-0,0389 0,064,53-3,66 spi / m (0,3) (0,04) 34,53-3,03 [-7,] [,4 EMU -,466 7,70-0,083 0,0 3,77-3,405 es50 / m (0,55) (0,0) 387,90-3,5 [-,85 [-,68] Pozn.: V ulatých závorách uvedeny hodnoty směrodatné odchyly pro ointegrační vetor a oeficient adjustace, v hranatých závorách uvedeny hodnoty t-statistiy. Pramen: Vlastní výpočet. 5. Závěr Cílem studie bylo zjistit, zda existuje ointegrační vazba mezi peněžní zásobou reprezentovanou vybranými peněžními agregáty a aciovými trhy představovanými reprezentativními aciovými indexy ve vybraných vyspělých eonomiách a třech nových člensých zemích Evropsé unie. Při zjištění ointegrační vazby byly rovněž vytvořeny modely orece chyby zachycující dlouhodobé i rátodobé vztahy a usilující o vysvětlení dopadu vývoje peněžní zásoby na aciové trhy. Předmětem analýzy nebylo modelování dopadu cen acií na peněžní zásobu. Provedené analýzy na vzorcích dat za sledovaná období proázaly existenci dlouhodobé rovnovážné vazby mezi peněžní zásobou a aciovým trhem ve všech zemích, avša závažnost 6 Toto tvrzení neznamená, že mezi uvedenými veličinami existuje jednoznačný auzální vztah. 4
5 tohoto vztahu považujeme za podstatně rozdílnou pro země s banovně orientovaným finančním systémem na jedné straně a tržně orientovaným finančním systémem na straně druhé. 7 V případě dvou nových člensých zemí EU (ČR a Polso) byla poněud převapivě zjištěna nižší podobnost s EMU než s USA a Británií. V případě Slovensa pa byla zjištěna pouze ointegrační vazba mezi sax a m, terá navíc měla opačný směr, tj. růst peněžní zásoby byl doprovázen polesem indexu aciového trhu. Příčiny těchto sutečností bude nutno podrobit dalšímu výzumu. Pro věrohodnější analýzu ve všech nových člensých zemích EU by vša bylo vhodné disponovat delšími časovými řadami hodnot uvažovaných proměnných. Z výsledů lze učinit i něteré další závěry. Předně byla zjištěna diametrálně rozdílná vypovídací schopnost modelů orece chyby v různých eonomiách. Jednoznačně vyšší relevantnost modelu orece chyby byla zjištěna pro USA a Británii, tj. opět pro země s tržně orientovaným finančním systémem. Dále byly zjištěny rozdílné vztahy mezi peněžními agregáty a aciovými indexy v jednotlivých nových člensých zemích EU a při analýzách chování jejich aciových trhů je nutno volit diferencovaný přístup. Modely orece chyby dále signalizují, že pro EMU a Švýcarso má vztah mezi peněžními agregáty a aciovými trhy malou signifiaci. Literatura [] ARLT, J.: Moderní metody modelování eonomicých časových řad. Praha: Grada, 999. ISBN [] ENGLE, R. F., GRANGER, C. W. J.: Cointegration and Error Correction: Representation, Estimation, and Testing. Econometrica, 55, 987, str [3] GRANGER, C. W. J.: Some Properties of Time Series Data and their Use in Econometric Model Specification. Journal of Econometrics, 6, 98. str. -30 [4] GRANGER, C. W. J.: Co-integrated Variables and Error-Correcting Models. University of California, San Diego, Department of Economics Woring Paper: 83 3, 983 [5] JOHANSEN, S.: Statistical Analysis of Cointegration Vectors. Journal of Economic Dynamics and Control,, 988, str [6] JOHANSEN, S.: Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models. Econometrica, 59, 99, str [7] JOHANSEN, S.: Identifing Restrictions of Linear Equations with Applications to Simultaneous Equations and Cointegration. Journal of Econometrics, 69, 995, str. -3 [8] JOHANSEN, S., JUSELIUS, K.: Maximum Lielihood Estimation and Inference on Cointegration with Application to the Demand for Money. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 5, 990, str [9] KULHÁNEK, L., MATUSZEK, S.: Macroeconomic Factors and the Stoc Maret. In: LIS, S., MIKLASZEWSKI, S. (Eds.): Transformacja, Integracja, Globalizacja. Kraow: Aademia Eonomiczna, 004, str ISBN [0] KULHÁNEK, L., POLOUČEK, S., STAVÁREK, D.: The Financial and Baning Sectors in Transition Countries. In: POLOUČEK, S. (Ed.): Reforming the Financial Sector in Central European Countries. Basingstoe: Palgrave Macmillan, 004, str ISBN Viz např. Kulháne, Polouče and Staváre (004, -). 5
Analýza vzájemných vazeb mezi devizovými kurzy středoevropských měn 1
646 Eonomicý časopis, 55, 2007, č. 7, s. 646 658 Analýza vzájemných vazeb mezi devizovými urzy středoevropsých měn Daniel STAVÁREK* Analysis of Relationships among Exchange Rates of the Central European
VíceANALÝZA SCHOPNOSTI ČESKÉ DOMÁCNOSTI VYSTAČIT S PŘÍJMY. Pavla Kafková, Jitka Bartošová. Úvod
ANALÝZA SCHOPNOSTI ČESKÉ DOMÁCNOSTI VYSTAČIT S PŘÍJMY Pavla Kafová, Jita Bartošová Abstrat Většina domácností má v současné době problém platit nejen mimořádné výdaje, ale i ty, teré jsou běžné a nezbytné
VíceDekompoziční analýza příjmové nerovnosti v České republice
Deompoziční analýza příjmové nerovnosti v Česé republice Zdeňa MALÁ, Gabriela ČERVENÁ, Czech University of Life Sciences in Prague i Abstract The paper focuses on an analysis of income inequality of population
VíceSrovnávací tabulka stávajících a nových benchmarků fondů ISČS. Fondy peněžního trhu
Srovnávací tabula stávajících a nových benchmarů fondů ISČS Fondy peněžního trhu Investiční společnost Česé spořitelny, a. s., SPOROINVEST - otevřený podílový fond Je usilováno o dosažení výonnosti podílového
VíceSTATISTIKŮM A EKONOMETRŮM BYLA UDĚLENA NOBELOVA CENA ZA EKONOMII ZA ROK 2003 Josef Arlt
České Statistické Společnosti č. 3, prosinec 2003, ročník 14 STATISTIKŮM A EKONOMETRŮM BYLA UDĚLENA NOBELOVA CENA ZA EKONOMII ZA ROK 2003 Josef Arlt Nositelem Nobelovy ceny za ekonomii za rok 2003 se stal
VíceAnalytické stanovení hodnoty Value at Risk a Expected Shortfall za předpokladu smíšeného normálního rozdělení pravděpodobnosti 1
Analyticé stanovení hodnoty Value at Ris a Expected Shortfall za předpoladu smíšeného normálního rozdělení pravděpodobnosti 1 Jiří Valecý, Aleš resta Abstrat Mezi největší nedostaty analyticého propočtu
VíceMakrozátěžové testy sektoru penzijních společností
Marozátěžové testy setoru penzijních společností Marozátěžové testy setoru penzijních společností (PS) jsou v ČNB využívány jao nástroj pro hodnocení odolnosti setoru vůči možným nepříznivým šoům. estu
VíceKomparace volatility akciových trhů v Evropské unii
VŠB-TU Ostrava, Ekonomická fakulta, katedra Financí 9. 1. září 29 Komparace volatility akciových trhů v Evropské unii Lumír Kulhánek 1 Abstrakt V příspěvku je analyzována historická volatilita měsíčních
VíceHodnocení přesnosti výsledků z metody FMECA
Hodnocení přesnosti výsledů z metody FMECA Josef Chudoba 1. Úvod Metoda FMECA je semivantitativní metoda, pomocí teré se identifiují poruchy s významnými důsledy ovlivňující funci systému. Závažnost následů
Více7.3.9 Směrnicový tvar rovnice přímky
739 Směrnicový tvar rovnice přímy Předpolady: 7306 Pedagogicá poznáma: Stává se, že v hodině nestihneme poslední část s určováním vztahu mezi směrnicemi olmých příme Vrátíme se obecné rovnici přímy: Obecná
VícePříloha č. 1 Část II. Ekonomika systému IDS JMK
Příloha č. 1 Část II. Eonomia systému IDS JMK Květen 2011 Eonomia systému IDS JMK I. EKONOMICKÉ JEDNOTKY Pro účely dělení výnosů je rozděleno území IDS JMK do eonomicých jednote tvořených supinami tarifních
VíceZáklady ekonometrie. X. Regrese s časovými řadami. Základy ekonometrie (ZAEK) X. Regrese s časovými řadami Podzim / 47
Základy ekonometrie X. Regrese s časovými řadami Základy ekonometrie (ZAEK) X. Regrese s časovými řadami Podzim 2015 1 / 47 Obsah tématu 1 ADL model 2 Regrese se stacionárními řadami 3 Regrese s řadami
VíceOPTIMALIZACE PARAMETRŮ PID REGULÁTORU POMOCÍ GA TOOLBOXU
OPTMALZACE PARAMETRŮ PD REGULÁTORU POMOCÍ GA TOOLBOXU Radomil Matouše, Stanislav Lang Department of Applied Computer Science Faculty of Mechanical Engineering, Brno University of Technology Abstrat Tento
VíceFRP 5. cvičení Skonto, porovnání různých forem financování
FRP 5. cvičení onto, porovnání různých forem financování onto je sráža (sleva) z ceny, terou posytuje prodávající upujícímu v případě, že upující zaplatí oamžitě (resp. během dohodnuté ráté lhůty). Výše
Více7.3.9 Směrnicový tvar rovnice přímky
7.3.9 Směrnicový tvar rovnice přímy Předpolady: 7306 Pedagogicá poznáma: Stává se, že v hodině nestihneme poslední část s určováním vztahu mezi směrnicemi olmých příme. Vrátíme se obecné rovnici přímy:
VíceMendelova zemědělská a lesnická univerzita Provozně ekonomická fakulta. Výpočet charakteristik ze tříděných údajů Statistika I. protokol č.
Mendelova zemědělsá a lesnicá univerzita Provozně eonomicá faulta Výpočet charateristi ze tříděných údajů Statistia I. protool č. 2 Jan Grmela, 2. roční, Eonomicá informatia Zadání 130810, supina Středa
VíceAplikace T -prostorů při modelování kompozičních časových řad
Aplikace T -prostorů při modelování kompozičních časových řad P. Kynčlová 1,3 P. Filzmoser 1, K. Hron 2,3 1 Department of Statistics and Probability Theory Vienna University of Technology 2 Katedra matematické
VíceStatic and dynamic regression analysis in system identification Statická a dynamická regresní analýza v identifikaci systémů
XXIX. ASR '2004 Seminar, Instruments and Control, Ostrava, April 30, 2004 207 Static and dynamic regression analysis in system identification Staticá a dynamicá regresní analýza v identifiaci systémů MORÁVKA,
VíceMATEMATIKA II V PŘÍKLADECH
VYSOKÁ ŠKOL BÁŇSKÁ TECHICKÁ UIVERZIT OSTRV FKULT STROJÍ MTEMTIK II V PŘÍKLDECH CVIČEÍ Č 0 Ing Petra Schreiberová, PhD Ostrava 0 Ing Petra Schreiberová, PhD Vysoá šola báňsá Technicá univerzita Ostrava
VíceREGRESNÍ ANALÝZA NESTACIONÁRNÍCH EKONOMICKÝCH ČASOVÝCH ŘAD
Politická ekonomie 45: (2), str. 281-289, VŠE Praha, 1997. ISSN 0032-3233. (Rukopis) REGRESNÍ ANALÝZA NESTACIONÁRNÍCH EKONOMICKÝCH ČASOVÝCH ŘAD Josef ARLT, Vysoká škola ekonomická, Praha 1. Úvod Pro modelování
VíceMACROECONOMIC MODELLING OF THE CZECH ECONOMY USING COINTEGRATION VECTOR AUTOREGRESSION
MACROECONOMIC MODELLING OF THE CZECH ECONOMY USING COINTEGRATION VECTOR AUTOREGRESSION [Makroekonomické modelování české ekonomiky pomocí kointegrované vektorové autoregrese] Radmila Stoklasová 1 1 Slezská
VícePříklady: - počet členů dané domácnosti - počet zákazníků ve frontě - počet pokusů do padnutí čísla šest - životnost televizoru - věk člověka
Náhodná veličina Náhodnou veličinou nazýváme veličinu, terá s určitými p-stmi nabývá reálných hodnot jednoznačně přiřazených výsledům příslušných náhodných pousů Náhodné veličiny obvyle dělíme na dva záladní
VíceINFORMACE O SPOLEČNOSTI k 30. červnu 2017
Credendo Shortterm EU Riss úvěrová pojišťovna, a.s. INFORMACE O SPOLEČNOSTI 30. červnu 2017 OBSAH strana Informace o hospodaření společnosti: Textová část 2 Tabulová část 3 Záladní údaje o společnosti
VíceANALÝZA DLOUHODOBÝCH VAZEB NA ČESKÉM TRHU ÚVĚRŮ
ANALÝZA DLOUHODOBÝCH VAZEB NA ČESKÉM TRHU ÚVĚRŮ FINANCE Daniel Stavárek, Pavla Vodová Cílem tohoto příspěvku je analyzovat, které determinanty z dlouhodobého hlediska ovlivňují objem poskytnutých úvěrů
VíceTHE INFLUENCE OF SELECT BANKING SECTOR INDICATORS ON THE ECONOMIC GROWTH OF THE EUROZONE COUNTRIES
THE INFLUENCE OF SELECT BANKING SECTOR INDICATORS ON THE ECONOMIC GROWTH OF THE EUROZONE COUNTRIES [Vliv vybraných ukazatelů bankovního sektoru na ekonomický růst zemí Eurozóny] Liběna Černohorská 1, Vojtěch
VíceEkonomické předstihové ukazatele: nástroj krátkodobé predikce
Ekonomické předstihové ukazatele: nástroj krátkodobé predikce Vojtěch Benda ČNB, Sekce měnová a statistiky email: vojtech.benda@cnb.cz Ekonomické předstihové ukazatele (LEI) kritéria výběru Opora v ekonomické
VíceFUZZY ANALÝZA SLOŽITÝCH NEURČIÝCH SOUSTAV - II
FUZZY ANALÝZA SLOŽITÝCH NEURČIÝCH SOUSTAV - II FUZZY ANALYSIS OF COMPLEX VAGUE SYSTEMS - II Miroslav Poorný Moravsá vysoá šola Olomouc, o.p.s., Ústav informatiy, miroslav.poorny@mvso.cz Abstrat:. Příspěve
Více7. TRANSFORMÁTORY. 7.1 Štítkové údaje. 7.2 Měření odporů vinutí. 7.3 Měření naprázdno
7. TRANSFORMÁTORY Pro zjednodušení budeme měření provádět na jednofázovém transformátoru. Na trojfázovém transformátoru provedeme pouze ontrolu jeho zapojení měřením hodinových úhlů. 7.1 Štítové údaje
VíceZáklady ekonometrie. XI. Vektorové autoregresní modely. Základy ekonometrie (ZAEK) XI. VAR modely Podzim / 28
Základy ekonometrie XI. Vektorové autoregresní modely Základy ekonometrie (ZAEK) XI. VAR modely Podzim 2015 1 / 28 Obsah tématu 1 Prognózování s VAR modely 2 Vektorové modely korekce chyb (VECM) 3 Impulzní
Více1 Úvod. 1 Tento příspěvek je částí analýzy (odborné statě) Maastrichtská konvergenční kritéria (Šimíková (2003)), jenž
Makroekonomická analýza maastrichtských konvergenčních kritérií; Případ cenové stability 1 Ing. Ivana Šimíková, Ph.D. Katedra financí a účetnictví TUL, Hospodářská fakulta Hálkova 6 461 17 Liberec E -
VíceObsah přednášky. 1. Principy Meta-learningu 2. Bumping 3. Bagging 4. Stacking 5. Boosting 6. Shrnutí
1 Obsah přednášy 1. Principy Meta-learningu 2. Bumping 3. Bagging 4. Stacing 5. Boosting 6. Shrnutí 2 Meta learning = Ensemble methods Cíl použít predici ombinaci více různých modelů Meta learning (meta
VíceSTIPENDIJNÍ ŘÁD OSTRAVSKÉ UNIVERZITY V OSTRAVĚ
STIPENDIJNÍ ŘÁD OSTRAVSKÉ UNIVERZITY V OSTRAVĚ ze dne 6. listopadu 007 Ministerstvo šolství, mládeže a tělovýchovy registrovalo podle 36 odst. záona č. 111/1998 Sb., o vysoých šolách a o změně a doplnění
VíceINFORMACE O SPOLEČNOSTI k 30. září 2017
Credendo Shortterm EU Riss úvěrová pojišťovna, a.s. INFORMACE O SPOLEČNOSTI 30. září 2017 OBSAH strana Informace o hospodaření společnosti: Textová část 2 Tabulová část 3 Záladní údaje o společnosti 5
VíceMěření indukčností cívek
7..00 Ṫeorie eletromagneticého pole Měření indučností cíve.......... Petr Česá, studijní supina 05 Letní semestr 000/00 . Měření indučností cíve Měření vlastní a vzájemné indučnosti válcových cíve ZAÁNÍ
VíceMakrozátěžové testy sektoru penzijních společností 1
Marozátěžové testy setoru penzijních společností 1 Marozátěžové testy setoru penzijních společností (PS) jsou v ČNB využívány jao nástroj pro hodnocení odolnosti setoru vůči možným nepříznivým šoům. estu
VíceGeometrická zobrazení
Pomocný text Geometricá zobrazení hodná zobrazení hodná zobrazení patří nejjednodušším zobrazením na rovině. Je jich vša hrozně málo a často se stává, že musíme sáhnout i po jiných, nědy výrazně složitějších
VíceVývoj sledovaného ukazatele v letech v ČR (NZ_C) a v SR (NZ_S) uvádí obrázek 1, pro srovnání je uveden i vývoj v celé EU-28 (NZ_EU).
FAKTORY PODÍLU OSOB ŽIJÍCÍCH V DOMÁCNOSTECH S NÍZKÝM ZAPOJENÍM DO PRACOVNÍHO PROCESU V ČESKÉ REPUBLICE A SLOVENSKÉ REPUBLICE V OBDOBÍ 2005-2016 FACTORS OF SHARE OF PEOPLE LIVING IN HOUSEHOLDS WITH VERY
Vícerozvahový den:
PŘÍLOHA V ÚČETNÍ ZÁVĚRCE rozvahový den: 31. 12. 2016 ÚČETNÍ OBDOBÍ 1. 1. 2016-31. 12. 2016 OBECNÉ ÚDAJE (1) Popis účetní jednoty Obchodní firma: QED SYSTEMS a.s. Spisová znača: B 3261 vedená u Městsého
VíceANALÝZA CENOVÝCH INTERAKCÍ MEZI ČESKÝM A SVĚTOVÝM TRHEM S POTRAVINÁŘSKOU PŠENICÍ
ACTA UNIVERSITATIS AGRICUTURAE ET SIVICUTURAE MENDEIANAE BRUNENSIS Ročník VIII 53 Číslo 6, 2010 ANAÝZA CENOVÝCH INTERAKCÍ MEZI ČESKÝM A SVĚTOVÝM TRHEM S POTRAVINÁŘSKOU PŠENICÍ P. Syrovátka Došlo: 31.srpna
VícePravděpodobnost a statistika
Pravděpodobnost a statistia Přílady a otázy Petr Hebá a Hana Salsá GAUDEAMUS 2011 Autoři: prof. Ing. Petr Hebá, CSc. Autoři: prof. RNDr. Hana Salsá, CSc. Recenzenti: doc. RNDr. Tatiana Gavalcová, CSc.
VíceSPOTŘEBITELSKÝ ÚVĚR. Na začátku provedeme inicializaci proměnných jejich vynulováním příkazem "restart". To oceníme při opakovaném použití dokumentu.
Úloha 1 - Koupě nového televizoru SPOTŘEBITELSKÝ ÚVĚR Chceme si oupit nový televizor v hodnotě 000,-Kč. Bana nám půjčí, přičemž její úroová sazba činí 11%. Předpoládejme, že si půjčujeme na jeden ro a
VíceTeorie časových řad Test 2 Varianta A HODNOCENÍ (max. 45 bodů z 50 možných)
Teorie časových řad Test 2 Varianta A HODNOCENÍ (max. 45 bodů z 50 možných) 1. SPECIFIKACE (12 bodů): (1) Graf průběhu proměnných (1) Obě řady se chovají stejně, lze předpokládat jejich lineární vztah
Více9 Skonto, porovnání různých forem financování
9 Sonto, porovnání různých forem financování Sonto je sráža (sleva) z ceny, terou posytuje prodávající upujícímu v případě, že upující zaplatí oamžitě (resp. během dohodnuté ráté lhůty). Výše sonta je
VíceFORUM STATISTICUM SLOVACUM 7/
FORUM STATISTICUM SLOVACUM 7/2012 167 Možnosti testování sezonních jednotkových kořenů demografických časových řad v systému GRETL The possibilities in testing of seasonal unit roots in demographic time
VíceSEMINÁRNÍ PRÁCE Z 4ST432 Tereza Michlíková (xmict05) ZS 06/07
SEMINÁRNÍ PRÁCE Z 4ST432 Tereza Michlíková (xmict05) ZS 06/07 Nesezónní časová řada - Základní údaje o časové řadě Časová řada příjmy z daní z příjmu v Austrálii ( http://www.economagic.com/emcgi/data.exe/tmp/213-220-208-205!20061203093308
Vícepracovní verze pren 13474 "Glass in Building", v níž je uveden postup výpočtu
POROVNÁNÍ ANALYTICKÉHO A NUMERICKÉHO VÝPOČTU NOSNÉ KONSTRUKCE ZE SKLA Horčičová I., Netušil M., Eliášová M. Česé vysoé učení technicé v Praze, faulta stavební Anotace Slo se v moderní architetuře stále
Vícedat Robust ledna 2018
Analýza prostorově závislých funkcionálních dat V. Římalová, A. Menafoglio, A. Pini, E. Fišerová Robust 2018 25. ledna 2018 Motivace Data a náhled lokace Měsíční měření (březen-říjen 2015 a 2016) 5 chemických
VíceDOPAD ZÍSKÁNÍ NOVÝCH LÉKAŘSKÝCH POZNATKŮ NA NADĚJI DOŽITÍ U OSOB S CELIAKIÍ A SROVNÁNÍ S NADĚJÍ DOŽITÍ CELKOVÉ POPULACE
DOPAD ZÍSKÁNÍ NOVÝCH LÉKAŘSKÝCH POZNATKŮ NA NADĚJI DOŽITÍ U OSOB S CELIAKIÍ A SROVNÁNÍ S NADĚJÍ DOŽITÍ CELKOVÉ POPULACE Ondřej Šimpach Abstrakt Naděje dožití se v minulosti výrazně odvíjela od vyspělosti
Vícedokumentu: Proceedings of 27th International Conference Mathematical Methods in
1. Empirical Estimates in Stochastic Optimization via Distribution Tails Druh výsledku: J - Článek v odborném periodiku, Předkladatel výsledku: Ústav teorie informace a automatizace AV ČR, v. v. i., Dodavatel
VíceKMA/P506 Pravděpodobnost a statistika KMA/P507 Statistika na PC
Přednáša 04 Přírodovědecá faulta Katedra matematiy KMA/P506 Pravděpodobnost a statistia KMA/P507 Statistia na PC jiri.cihlar@ujep.cz Záon velých čísel Lemma Nechť náhodná veličina nabývá pouze nezáporných
VíceNesoulad mezi režimem měnového kurzu a monetární politikou
Nesoulad mezi režimem měnového kurzu a monetární politikou 1. Úvod Režim měnového kurzu je součástí monetární politiky každé země. Klasifikace režimů měnových kurzů a jejich výběr jednotlivými zeměmi dává
VíceTestování hypotéz. December 10, 2008
Testování hypotéz December, 2008 (Testování hypotéz o neznámé pravděpodobnosti) Jan a Františe mají pytlíy s uličami. Jan má 80 bílých a 20 červených, Františe má 30 bílých a 70 červených. Vybereme náhodně
VícePŘÍSPĚVEK K PROBLEMATICE ROZDĚLOVACÍCH KOEFICIENTŮ V NIKLOVÝCH SLITINÁCH. Adam Pawliczek, Jana Dobrovská, Hana Francová, Věra Dobrovská
4. 6. 5. 22, Hradec nad Moravicí PŘÍSPĚVEK K PROBLEMATIE ROZDĚLOVAÍH KOEFIIENTŮ V NIKLOVÝH SLITINÁH Adam Pawlicze, Jana Dobrovsá, Hana Francová, Věra Dobrovsá Vysoá šola báňsá Technicá univerzita Ostrava,
VíceDifuze v procesu hoření
Difuze v procesu hoření Fyziální podmíny hoření Záladní podmínou nepřetržitého průběhu spalovací reace je přívod reagentů (paliva a vzduchu) do ohniště a zároveň odvod produtů hoření (spalin). Pro dosažení
VíceNázev: Chemická rovnováha II
Název: Chemicá rovnováha II Autor: Mgr. Štěpán Miča Název šoly: Gymnázium Jana Nerudy, šola hl. města Prahy Předmět, mezipředmětové vztahy: chemie, fyzia Roční: 6. Tématicý cele: Chemicá rovnováha (fyziální
VíceNerovnovážné modely a jejich využití pro trh úvěrů
Nerovnovážné modely a jejich využití pro trh úvěrů Pavla Vodová 1 Abstrakt Pro empirické analýzy nerovnováhy na úvěrovém trhu lze využívat nerovnovážné modely. Ty umožňují odhadnout poptávku po úvěrech
VíceENGLE ROBERT F., GRANGER CLIVE W. J.
ENGLE ROBERT F., GRANGER CLIVE W. J. Abstrakt Britský statistik a ekonometr profesor Clive W. J. Granger z University of California v San Diegu a jeho americký kolega, taktéž statistik a ekonometr profesor
VíceBuckinghamův Π-teorém (viz Barenblatt, Scaling, 2003)
Bucinghamův Π-teorém (viz Barenblatt, Scaling, 2003) Formalizace rozměrové analýzy ( výsledné jednoty na obou stranách musí souhlasit ). Rozměr fyziální veličiny Mějme nějaou třídu jednote, napřílad [(g,
VíceAnalýza investičních pobídek v České republice
Analýza investičních pobíde v Česé republice věten 2007 Vypracovali Doc. Ing. Jiří Schwarz, CSc. vedoucí autorsého oletivu Petr Bartoň, M.A. Ing. Peter Bolcha Ing. Pavel Heřmansý Ing. Petr Mach Národohospodářsá
VíceCvičení 9 dekompozice časových řad a ARMA procesy
Cvičení 9 dekompozice časových řad a ARMA procesy Příklad 1: Dekompozice časové řady Soubor 18AEK-cv09.xls obsahuje dvě časové řady (X a Y) se 72 pozorováními. Použijte časovou řadu Y. a) Pokuste se na
VíceAplikovaná ekonometrie 7. Lukáš Frýd
Aplikovaná ekonometrie 7 Lukáš Frýd Nestacionární časové řady Možné příčinny Sezonost Deterministický trend (time trend) Jednotkový kořen (Stochastický trend) Strukturní zlomy Časový trend (deterministický
VíceROZBOR VÝVOJE A ROZDÍLŮ CEN VYBRANÝCH AGRÁRNÍCH KOMODIT V ČR A V NĚKTERÝCH STÁTECH EU
ROZBOR VÝVOJE A ROZDÍLŮ CEN VYBRANÝCH AGRÁRNÍCH KOMODIT V ČR A V NĚKTERÝCH STÁTECH EU ANALYSIS OF DEVELOPMENT AND DIFFERENCES IN PRICES OF AGRICULTURAL COMMODITIES IN THE CZECH REPUBLIC AND SOME EUROPEAN
VíceMOMENT SETRVAČNOSTI. Obecná část Pomocí Newtonova pohybového zákona síly můžeme odvodit pohybovou rovnici pro rotační pohyb:
MOMENT SETRVAČNOST Obecná část Pomocí Newtonova pohybového záona síly můžeme odvodit pohybovou rovnici pro rotační pohyb: dω M = = ε, (1) d t de M je moment vnější síly působící na těleso, ω úhlová rychlost,
VícePenzijní plán č. 8 transformovaného fondu Stabilita ČSOB Penzijní společnosti, a. s., člena skupiny ČSOB
Penzijní plán č. 8 transformovaného fondu Stabilita ČSOB Penzijní společnosti, a. s., člena supiny ČSOB Část A. Všeobecné podmíny penzijního plánu Článe 1. Úvodní ustanovení a záladní pojmy 1. Penzijní
VíceZáklady sálavého vytápění Přednáška 8
Faulta strojní Ústav techniy prostředí Zálady sálavého vytápění Přednáša 8 Plynové sálavé vytápění 2.část Ing. Ondřej Hojer, Ph.D. Obsah 4. Plynové sálavé vytápění 4.1 Světlé zářiče cv. 4 4.2 Tmavé vysooteplotní
VíceAnalýza nerovnoměrnosti rozdělení hrubé přidané hodnoty podniků polní výroby
Acta Univ. Bohem. Merid. 2013, 16(2), 169-183, ISSN 1212-3285 Analýza nerovnoměrnosti rozdělení hrubé přidané hodnoty podniů polní výroby Zdeňa Malá, Gabriela Trnová 1 Abstrat: Cílem příspěvu je zhodnocení
VíceINFORMACE O SPOLEČNOSTI k 30. červnu 2019
Credendo Shortterm EU Riss úvěrová pojišťovna, a.s. INFORMACE O SPOLEČNOSTI 30. červnu 2019 OBSAH strana Informace o hospodaření společnosti: Textová část 2 Tabulová část 3 Záladní údaje o společnosti
VíceTestování hypotéz o parametrech regresního modelu
Testování hypotéz o parametrech regresního modelu Ekonometrie Jiří Neubauer Katedra kvantitativních metod FVL UO Brno kancelář 69a, tel. 973 442029 email:jiri.neubauer@unob.cz Jiří Neubauer (Katedra UO
VíceANALÝZA NÁSTROJŮ ZEMĚDĚLSKÉ DOTAČNÍ POLITIKY APLIKACE PRODUKČNÍCH FUNKCÍ
ANALÝZA NÁSTROJŮ ZEMĚDĚLSKÉ DOTAČNÍ POLITIKY APLIKACE PRODUKČNÍCH FUNKCÍ Zdeňa Kroupová, Michal Malý, Provozně eonomicá faulta Česé zemědělsé university v Praze. Úvod Společná zemědělsá politia je finančně
VícePavel Seidl 1, Ivan Taufer 2
UMĚLÉ NEURONOVÉ SÍTĚ JAKO PROSTŘEDEK PRO MODELOVÁNÍ DYNAMICKÉHO CHOVÁNÍ HYDRAULICKO-PNEUMATICKÉ SOUSTAVY USING OF ARTIFICIAL NEURAL NETWORK FOR THE IDENTIFICATION OF DYNAMIC PROPERTIES OF HYDRAULIC-PNEUMATIC
VíceEkonomické determinanty vojenských výdajů kauzální analýza 1
Ekonomický časopis, 63, 2015, č. 10, s. 1019 1032 1019 Ekonomické determinanty vojenských výdajů kauzální analýza 1 Jakub ODEHNAL* Jiří NEUBAUER** 1 Economic Determinants of Military Spending Causal Analysis
VíceEkonomické èasové øady. doc. Ing. Josef Arlt, CSc. Ing. Markéta Arltová, Ph.D. Vlastnosti, metody modelování, pøíklady a aplikace
doc. Ing. Josef Arlt, CSc. Ing. Markéta Arltová, Ph.D. Ekonomické èasové øady Vlastnosti, metody modelování, pøíklady a aplikace Vydala Grada Publishing, a.s. U Prùhonu 22, 170 00 Praha 7 tel.: +420 220
VíceBeáta Stehlíková Časové rady, FMFI UK, 2013/2014. CvičenievR-kuI.:ARIMAmodely p.1/15
Cvičenie v R-ku I.: ARIMA modely Beáta Stehlíková Časové rady, FMFI UK, 2013/2014 CvičenievR-kuI.:ARIMAmodely p.1/15 Príklad 1: dáta Použité dáta: Počet používatel ov prihlásených na server, dáta po minútach,
VíceG( x) %, ν%, λ. x, x, N, N nezáporné přídatné proměnné, ( ) 2 Matematické programování
Matematicé programování Označení a definice veličin. opt i/maimalizace w, Žádaná hodnota,transpozice, relace typu nebo Inde diagonální formy vetoru. Obecná omezovací podmína Γ ( ( = ( Є, R, y podmíny typu
VíceSYLABUS PŘEDMĚTU PREZENČNÍ STUDIUM Slezská univerzita v Opavě Obchodně podnikatelská fakulta v Karviné Platnost akreditace do Kód studijního
SYLABUS PŘEDMĚTU PREZENČNÍ STUDIUM Slezská univerzita v Opavě Obchodně podnikatelská fakulta v Karviné Platnost akreditace do Kód studijního PPTP Kód katedry FIN Název studijního Peněžní teorie a měnová
Vícef (k) (x 0 ) (x x 0 ) k, x (x 0 r, x 0 + r). k! f(x) = k=1 Řada se nazývá Taylorovou řadou funkce f v bodě x 0. Přehled některých Taylorových řad.
8. Taylorova řada. V urzu matematiy jsme uázali, že je možné funci f, terá má v oolí bodu x derivace aproximovat polynomem, jehož derivace se shodují s derivacemi aproximované funce v bodě x. Poud má funce
VíceKonstrukce trojúhelníků II
.7.0 Konstruce trojúhelníů II Předpolady: 00709 Minulá hodina: Tři věty o shodnosti (odpovídají jednoznačným postupům pro onstruci trojúhelníu): Věta sss: Shodují-li se dva trojúhelníy ve všech třech stranách,
VíceMetoda konjugovaných gradientů
0 Metoda onjugovaných gradientů Ludě Kučera MFF UK 11. ledna 2017 V tomto textu je popsáno, ja metodou onjugovaných gradientů řešit soustavu lineárních rovnic Ax = b, de b je daný vetor a A je symetricá
VíceModely pro nestacionární časové řady
Modely pro nestacionární časové řady Jiří Neubauer Katedra ekonometrie FVL UO Brno kancelář 69a, tel. 973 442029 email:jiri.neubauer@unob.cz Jiří Neubauer (Katedra ekonometrie UO Brno) Modely pro nestacionární
VíceReprezentace přirozených čísel ve Fibonacciho soustavě František Maňák, FJFI ČVUT, 2005
Reprezentace přirozených čísel ve ibonacciho soustavě rantiše Maňá, JI ČVUT, 2005 Úvod Ja víme, přirozená čísla lze vyádřit různými způsoby Nečastěi zápisu čísel používáme soustavu desítovou, ale umíme
Více(iv) D - vybíráme 2 koule a ty mají různou barvu.
2 cvičení - pravděpodobnost 2102018 18cv2tex Definice pojmů a záladní vzorce Vlastnosti pravděpodobnosti Pravděpodobnost P splňuje pro libovolné jevy A a B následující vlastnosti: 1 0, 1 2 P (0) = 0, P
VíceKarta předmětu prezenční studium
Karta předmětu prezenční studium Název předmětu: Číslo předmětu: 545-0250 Garantující institut: Garant předmětu: Ekonomická statistika Institut ekonomiky a systémů řízení RNDr. Radmila Sousedíková, Ph.D.
VícePENZIJNÍ PLÁN A STATUT
PENZIJNÍ PLÁN A STATUT ČSOB Penzijního fondu Progres, a. s., člena supiny ČSOB 7.PP ČSOB Penzijní fond Progres, a. s., člen supiny ČSOB STATUT Článe 1 Úvodní ustanovení 1. Obchodní fi rma: ČSOB Penzijní
VíceTechnická efektivnost ekologického zemědělství České republiky
Technicá efeivnost eologicého zemědělství Česé republiy Zdeňa KROUPOVÁ, Czech University of Life Sciences Prague i Abstract Organic agriculture is the fastest developing branch of the Czech agriculture
VíceKMA/P506 Pravděpodobnost a statistika KMA/P507 Statistika na PC
Přednáša 02 Přírodovědecá faulta Katedra matematiy KMA/P506 Pravděpodobnost a statistia KMA/P507 Statistia na PC jiri.cihlar@ujep.cz Náhodné veličiny Záladní definice Nechť je dán pravděpodobnostní prostor
VíceMakroekonomie B. Marian Lebiedzik Pavel Tuleja Katedra ekonomie
Makroekonomie B Marian Lebiedzik Pavel Tuleja Katedra ekonomie Konzultační hodiny: Středa: 9 00 11 00 hod Čtvrtek: 8 00 10 00 hod Kancelář č. A 234 Podmínky pro splnění předmětu MAKROEKONOMIE B: Úspěšné
VícePRO KURZ 5EN101 EKONOMIE 1
PODROBNÝ OBSAH A HARMONOGRAM PŘEDNÁŠEK PRO ZIMNÍ SEMESTR 2016/17 PRO KURZ 5EN101 EKONOMIE 1 PŘEDNÁŠEJÍCÍ: DOC. ING. ZDENĚK CHYTIL, CSC. ING. MICHAL MIRVALD, PH.D. 1. PŘEDNÁŠKA - 20. 9. 2016 Úvod charakteristika
VíceInformace o společnosti
Informace o společnosti K DATU 31. BŘEZNA 2013 Zveřejněno na internetových stránách www.upeg.cz OBSAH strana 1. Informace o hospodaření společnosti a. Textová část 2 b. Tabulová část 3 2. Záladní údaje
Více7 Optická difrakce jako přenos lineárním systémem
113 7 Opticá difrace jao přenos lineárním systémem 7.1 Impulsová odezva pro Fresnelovu difraci 7. Přenosová funce pro Fresnelovu difraci jao Fourierova transformace impulsové odezvy 7.3 Fourierovsý rozlad
VíceSlezská Univerzita v Opavě. Bulletin z mezinárodní konference
Slezská Univerzita v Opavě Obchodně podnikatelská fakulta v Karviné Bulletin z mezinárodní konference PERSPEKTIVY BANKOVNICTVÍ PO ROCE 2000 VE SVĚTĚ A V ČESKÉ REPUBLICE 7. mezinárodní konference pořádaná
VíceMetoda backward výběru proměnných v lineární regresi a její vlastnosti
Metoda backward výběru proměnných v lineární regresi a její vlastnosti Aktuárský seminář, 13. dubna 2018 Milan Bašta 1 / 30 1 Metody výběru proměnných do modelu 2 Monte Carlo simulace, backward metoda
VíceK bodům RTK v síti CZEPOS
Acta Montanistica Slovaca Roční 1 (007), mimoriadne číslo 3, 48-486 K bodům RTK v síti CZEPOS Zdeně Nevosád 1 To RTK points in CZEPOS networ For the purpose of checing RTK points, it is possible to use
VíceVnější a vnitřní rovnováha ekonomiky. Swanův diagram. Efektivní tržní klasifikace a mix hospodářské politiky.
Vnější a vnitřní rovnováha ekonomiky Swanův diagram. Efektivní tržní klasifikace a mix hospodářské politiky. Vnitřní versus vnější rovnováha ekonomiky Vnitřní rovnováha znamená dosažení takové úrovně reálného
Více3. Mocninné a Taylorovy řady
3. Mocninné a Taylorovy řady A. Záladní pojmy. Obor onvergence Mocninné řady jsou nejjednodušším speciálním případem funčních řad. Jsou to funční řady, jejichž členy jsou mocninné funce. V této apitole
Více4. Přednáška: Kvazi-Newtonovské metody:
4 Přednáša: Kvazi-Newtonovsé metody: Metody s proměnnou metriou, modifiace Newtonovy metody Efetivní pro menší úlohy s hustou Hessovou maticí Newtonova metoda (opaování): f aproximujeme loálně vadraticou
VíceModely pro nestacionární časové řady
Statistika II Katedra ekonometrie FVL UO Brno kancelář 69a, tel. 973 442029 email:jiri.neubauer@unob.cz Modely ARIMA Transformace Proces náhodné procházky Random Walk Process Proces Y t = Y t 1 + ɛ t je
Více2. STAVBA PARTPROGRAMU
Stavba partprogramu 2 2. STAVBA PARTPROGRAMU 2.1 Slovo partprogramu 2.1.1 Stavba slova Elementárním stavebním prvem partprogramu je tzv. slovo (instruce programu). Každé slovo sestává z písmene adresy
VíceEKONOMETRIE 7. přednáška Fáze ekonometrické analýzy
EKONOMETRIE 7. přednáška Fáze ekonometrické analýzy Ekonometrická analýza proces, skládající se z následujících fází: a) specifikace b) kvantifikace c) verifikace d) aplikace Postupné zpřesňování jednotlivých
VíceFiskální dopady měnové politiky
Fiskální dopady měnové politiky Tomáš Wroblowský 1 Koordinace fiskálních a monetárních opatření je jedním z klíčových problémů hospodářské politiky. Cíle obou typů politik (výstup a zaměstnanost vs. stabilita
VíceTestování hypotéz o parametrech regresního modelu
Statistika II Katedra ekonometrie FVL UO Brno kancelář 69a, tel. 973 442029 email:jiri.neubauer@unob.cz Lineární regresní model kde Y = Xβ + e, y 1 e 1 β y 2 Y =., e = e 2 x 11 x 1 1k., X =....... β 2,
Více