ANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ
|
|
- Amelia Białek
- 7 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVI/3, 2015, str ANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ Sławomr Lsek Katedra Statystyk Ekonometr Unwersytet Rolnczy w Krakowe e-mal: sl1@op.pl Streszczene: Mary syntetyczne są użytecznym narzędzem w analze zjawska welowymarowego. Istneją różne możlwośc budowy mernków syntetycznych. W nnejszym artykule porównano marę syntetyczną m, z marą syntetyczną zbudowaną na podstawe zuntaryzowanych wskaźnków. W wynku badań wywnoskowano, ż obe mary umożlwają porównana pomędzy obektam budowę rankngów. Natomast mara m pozwala obektywne ocenć kondycję danego przedsęborstwa, czego ne umożlwa mara skonstruowana na baze zuntaryzowanych wskaźnków. Słowa kluczowe: mara syntetyczna, kondycja fnansowa przedsęborstwa, mara m, rankng przedsęborstw ISTOTA MIAR SYNTETYCZNYCH I MATERIAŁ BADAWCZY Zasady budowy mernków syntetycznych Sytuacja ekonomczno fnansowa przedsęborstwa jest zjawskem złożonym. Do analzy zjawsk złożonych użytecznym narzędzem jest odpowedno skonstruowana zmenna syntetyczna. Jedną z czynnośc zwązanych z budowanem zmennej syntetycznej jest normowane zmennych dagnostycznych, stanowących podstawę do jej konstruowana. [Kukuła 2000, str ]. Użytecznym sposobem standaryzacj zmennej dagnostycznej jest metoda untaryzacj zerowanej. Wykorzystując tę metodę zmenne dagnostyczne normalzuje sę zgodne z wzoram:
2 Analza porównawcza wynków uzyskanych za pomocą mar z x mn x gdze: z j oznacza znormalzowaną zmenną x,j, max x oznacza maksymalną j-tą zmenną, mn x x j j j j j, j (1) max xj mn xj oznacza mnmalną j-tą zmenną, oznacza j-tą zmenną -tego obektu. Natomast w przypadku destymulanty (Zadłużene kaptału własnego) normowane przeprowadzono zgodne ze wzorem [Kukuła 2000, str. 79, 88, 90]: z max x x j j, j, (2) max xj mn xj Oznaczena jak we wzorze (1). Mernk syntetyczny kondycj przedsęborstwa, stanow sumę zuntaryzowanych wskaźnków dagnostycznych. n q z j, (3) j 1 gdze: q mara syntetyczna kondycj tej frmy, n lość zmennych dagnostycznych dla 1 obektu, z j jak we wzorze (1). Przyjmując za syntetyczny mernk rozwoju przedsęborstwa, marę m, zmenne dagnostyczne normalzuje sę, przyrównując ch welkość do welkośc krytycznych. Welkośc krytyczne to pożądane mnmalne ch welkośc w przypadku stymulant, natomast w przypadku destymulant, maksymalne ch pożądane welkośc. Borąc pod uwagę powyższe, mara m - jeśl Rkw Rnm są wyrażone w welkoścach procentowych - wynese [Lsek 2009, str ]: Rkw 5 Rnm 3 PS 1, 00 1, 2 Zkw 5 3 1, 00 1, 2 m (4) 4 gdze: Rkw rentowność kaptału własnego, Rnm rentowność netto majątku, PS płynność szybka, Zkw zadłużene kaptału własnego.
3 250 Sławomr Lsek Poneważ od czasu konstruowana tej mary (2008r), obnżenu uległy oferowane stopy procentowe, to za 2012 rok m, oblczana jest wg neco zmodyfkowanego wzoru [Lsek 2014, str ]: m Oznaczena, jak we wzorze (3). Rkw 4 Rnm 2,25 PS 1,00 1,2 Zkw 4 2,25 1,00 1,2 4 Zmenne dagnostyczne unormowane metodą untaryzacj zerowanej zawsze są dodatne, meszczą sę w przedzale <0, 1>, zapewnają porównywalność zmennych umożlwają konstruowane zmennej syntetycznej. Zmenne unormowane, tak jak przy konstruowanu m, mogą przyberać wartośc neogranczone, równeż zapewnają porównywalność zmennych umożlwają konstruowane zmennej syntetycznej. Mara m umożlwa obektywną ocenę stanu fnansowego przedsęborstwa, podczas gdy mernk q tylko relatywne porównana analzowanych obektów. Materał badawczy Podstawą do przeprowadzena badań nad mernkam syntetycznym są sprawozdana fnansowe przedsęborstw wyszczególnonych w Tabel 1 przygotowane przez frmę Verdct. Bazując na tych sprawozdanach oblczono wskaźnk sytuacj fnansowej przedsęborstwa, które uznano za dagnostyczne: ROE (Rkw), ROA (Rnm), PS Zkw [Bednarsk 2007, str. 80, 85, 109, 114]. Wskaźnk dagnostyczne wynoszą dla przedsęborstw będących podstawą analzy mernków: Tabela 1. Dagnostyczne wskaźnk sytuacj fnansowej Frma ROE ROA PS ZKW ROE ROA PS Zkw ROE ROA PS ZKW Bakoma 26,71 7,29 0,77 2,66 19,54 4,15 0,54 3,71 26,90 6,52 0,63 3,12 Mlekpol 3,10 1,95 1,81 0,59 3,47 2,19 1,89 0,59 2,00 1,31 2,16 0,53 5,03 2,26 1,01 1,22 2,06 0,93 0,87 1,21 2,32 1,10 1,10 1,11 Lmanowa 0,87 0,40 0,54 1,19 4,78 2,22 0,59 1,15 3,63 1,80 0,56 1,01 Pątnca 3,05 2,19 2,12 0,39 1,39 0,90 1,74 0,55 2,21 1,43 1,29 0,55 Sm Gostyń 3,36 1,98 1,48 0,70 3,67 2,23 1,54 0,65-3,15-1,88 1,31 0,67 Skała 4,47 1,46 1,72 0,56 9,67 2,92 1,81 0,55 7,72 2,48 1,90 0,49 SSPM 12,34 5,84 1,74 1,11 15,62 7,51 1,87 1,08 11,14 4,98 1,76 1,24 Henz 22,23 12,72 1,29 0,75 15,34 7,48 1,66 1,05 16,23 8,06 1,62 1,01 (5)
4 Analza porównawcza wynków uzyskanych za pomocą mar Frma ROE ROA PS ZKW ROE ROA PS Zkw ROE ROA PS ZKW Jamar 16,03 4,13 0,67 2,88 23,70 6,37 0,68 2,72 25,37 5,83 0,60 3,36 Orzech 7,10 1,96 0,59 2,62 4,54 1,33 0,82 2,42 7,28 2,62 0,67 1,78 Provtus 20,26 14,53 0,74 0,39 19,27 10,05 0,80 0,92 12,43 6,17 0,80 1,01 Rolnk 4,70 0,88 0,33 4,36 19,99 4,49 0,39 3,45 3,05 0,54 0,49 4,67 19,70 13,54 1,37 0,44 12,61 7,62 0,70 0,65 16,69 13,66 0,88 0,23 Vortumnus 19,97 7,47 0,98 1,67 29,57 10,57 1,16 3,44 0,04 0,01 0,43 3,73 Źródło: opracowane własne Omawając kondycję frm z Tabel 1 na podstawe mernków dagnostycznych, należy zauważyć, że są one w wększośc zyskowne. Tylko SM Gostyń ponosła straty w 2012 roku. Daje sę jednak zauważyć, ż zyskowność na konec analzowanego okresu dla wększośc przedsęborstw jest nższa nż na początek. Słabej nż zyskowność kształtuje sę płynność tych jednostek. Wskaźnk płynnośc połowy z nch kształtuje sę ponżej pożądanego mnmum. Także zadłużene welu z nch przekracza maksymalną zalecaną welkość. MIERNIKI SYNTETYCZNE BADANYCH FIRM OBLICZONE W OBYDWU WARIANTACH Mara syntetyczna q, oblczona na podstawe zuntaryzowanych mernków Ponżej zameszczono marę syntetyczną kondycj przedsęborstw, oblczoną na podstawe zuntaryzowanych wskaźnków dagnostycznych. Tabela 2. Mara syntetyczna q Lp. Frma Lp. Frma Bakoma 2,16 1,08 2,01 9. Henz 3,14 2,86 2,80 2. Mlekpol 1,97 2,19 2, Jamar 1,41 1,86 1, ,46 1,14 1, Orzech 0,94 0,85 1,43 4. Lmanowa 0,92 1,20 1, Provtus 2,98 2,74 2,07 5. Pątnca 2,21 1,90 1, Rolnk 0,18 1,11 0,40 6. Sm Gostyń 1,77 1,95 1, ,23 2,27 2,92 7. Skała 1,95 2,45 2, Vortumnus 2,28 2,60 0,44 8. SSPM 2,44 3,01 2,46 Źródło: opracowane własne Ocenając sytuację badanych frm z wykorzystanem mernka syntetycznego q, należy stwerdzć, ż w przypadku sedmu na pętnaśce analzowanych przedsęborstw, ch mernk w 2012 roku jest nższy nż w roku 2010.
5 252 Sławomr Lsek Wdocznym jest równeż fakt, ż o le w 2010 roku mara syntetyczna dwóch przedsęborstw przekroczyła 3,00, o tyle w 2012 roku mara wszystkch przedsęborstw jest nższa od 3. Średna welkość mary syntetycznej kształtuje sę w poszczególnych latach odpowedno: Tabela 3. Średna mara q w poszczególnych latach Źródło: opracowane własne Frmy mleczarske 1,86 1,87 1,92 owocowo warzywne 2,02 2,04 1,70 Razem 1,94 1,95 1,82 Dane z Tabel 3 nformują, ż w latach 2010, 2011 lepszą kondycją charakteryzowały sę frmy mleczarske, natomast w 2012 roku lepsza jest sytuacja przedsęborstw przetwórstwa owocowo warzywnego. Ogólna sytuacja całej grupy przedsęborstw jest neco gorsza na konec 2012 roku nż na konec 2010 roku. Rankng przedsęborstw za poszczególne lata kształtował sę następująco: Tabela 4. Rankng przedsęborstw w poszczególnych latach na podstawe q Lokata Frma 2010 Lokata Frma 2011 Lokata Frma ,23 1 SSPM 3,01 1 2,92 2 Henz 3,14 2 Henz 2,86 2 Henz 2,80 3 Provtus 2,98 3 Provtus 2,74 3 SSPM 2,46 4 SSPM 2,44 4 Vortumnus 2,60 4 Skała 2,43 5 Vortumnus 2,28 5 Skała 2,45 5 Mlekpol 2,31 6 2,21 6 Pątnca 2,27 6 Provtus 2,07 7 Bakoma 2,16 7 Mlekpol 2,19 7 Bakoma 2,01 8 Mlekpol 1,97 8 Sm Gostyń 1,95 8 Jamar 1,84 9 Skała 1,95 9 Pątnca 1,90 9 Pątnca 1,82 10 Sm Gostyń 1,77 10 Jamar 1, , Jamar 1,41 12 Lmanowa 13 Orzech 0,94 13 Rolnk 1, ,56 1,20 11 Orzech 1,43 1,14 12 Sm Gostyń 1,41 Lmanowa 1,36 14 Lmanowa 0,92 14 Bakoma 1,08 14 Vortumnus 0,44 15 Rolnk 0,18 15 Orzech 0,85 15 Rolnk 0,40 Źródło: opracowane własne
6 Analza porównawcza wynków uzyskanych za pomocą mar W 2010 roku czołowe lokaty zajmowal przetwórcy owocowo warzywn, na 5 czołowych lokatach znajdowały sę 4 przedsęborstwa z tej grupy. Jednak równeż na 4 ostatnch mejscach plasują sę 3 przedsęborstwa z tego zboru. W roku 2011 na czoło wysunęła sę SSPM, która zajmowała czwartą lokatę w rankngu w 2010 roku. Zwększył sę równeż udzał frm mleczarskch, w zborze frm najlepej ocenanych. Frmy Rolnk Orzech nezmenne plasują sę w końcówce rankngu. Znaczny spadek w rankngu zanotowała Bakoma z 7 w 2010 na przedostatne mejsce w 2011 roku. Na konec roku 2012 dwe najwyższe lokaty zajmują Henz, czyl przetwórcy owocowo warzywn. Jednak następne 3 mejsca zajmują mleczarne, uzyskując w ten sposób przewagę lczebną wśród pęcu najlepszych, spośród analzowanych przedsęborstw. Zwraca uwagę spadek w rankngu Vortumnus z czwartej na przedostatną pozycję. Bakoma wrócła na 7 lokatę, którą zajmowała w 2010 roku, poprawła sę lokata frmy Orzech. Mara syntetyczna m Ponżej zameszczono marę syntetyczną m dla przedsęborstw będących podstawą porównań mernków m q. Tabela 5. Mara m przedsęborstw stanowących materał porównawczy Źródło: opracowane własne l.p. Frma m m m 1. Bakoma 1,08 0,18 1,41 2. Mlekpol 0,15 0,21 0, ,06-0,35-0,19 4. Lmanowa -0,54-0,17-0,14 5. Pątnca 0,28-0,04 0,00 6. Sm Gostyń 0,06 0,12-0,72 7. Skała 0,16 0,56 0,63 8. SSPM 0,81 1,15 0,93 9. Henz 1,84 1,09 1, Jamar 0,21 0,82 1, Orzech -0,38-0,46 0, Provtus 1,83 1,31 0, Rolnk -1,02 0,25-1, ,86 0,81 2, Vortumnus 1,02 1,43-1,17 Wększość przedsęborstw z Tabel 5 charakteryzuje sę w badanym okrese dobrą kondycją fnansową, co obrazuje dodatna wartość m. W roku cztery przedsęborstwa charakteryzują sę złą kondycją, przy czym w 2010 roku są to po dwa przedsęborstwa mleczarske owocowo warzywne, natomast w 2011 roku spośród czterech przedsęborstw o złej kondycj, trzy to
7 254 Sławomr Lsek przedsęborstwa mleczarske. Zwraca uwagę stały spadek kondycj frmy Provtus, a także nagłe załamane sę sytuacj fnansowej Vortumnus w 2012 roku, która to frma we wcześnejszych latach charakteryzowała sę bardzo dobrą kondycją fnansową. Przedsęborstwa mleczarske bardzej są skupone wokół sytuacj neutralnej (m równe zero), o czym śwadczą nższe moduły mary m. Ocenając poszczególne grupy przedsęborstw można wskazać: Tabela 6. Średna mara m w poszczególnych latach Źródło: opracowane własne Frmy mleczarske 0,24 0,21 0,27 owocowo warzywne 0,77 0,75 0,53 razem 0,49 0,46 0,39 Analza kształtowana sę kondycj grupy omawanych przedsęborstw, nakazuje wnoskować, ż w całym okrese lepszą kondycją charakteryzowały sę frmy przetwórstwa owocowo warzywnego. Średna m dla tej grupy była zawsze wyższe nż dla mleczarskej. Jednak o le w 2010 roku różnca pomędzy kondycją obydwu grup była duża, o tyle na konec 2012 roku uległa znacznemu zmnejszenu. Stało sę to główne na skutek systematyczne pogarszającej sę kondycj frm przetwórstwa owocowo warzywnego. Sytuacja frm mleczarskch na konec 2012 roku, była neznaczne lepsza nż na konec 2010 roku. Obe grupy cechowały sę generalne dobrą kondycją fnansową. Kondycja całej grupy frm z Tabel 6, ulegała stałemu pogorszenu, jednak na konec 2012 roku tak jest dobra. Rankng zbudowany na podstawe mary m kształtuje sę następująco: Tabela 7. Rankng na podstawe m w poszczególnych latach Lokata Frma 2010 Lokata Frma 2011 Lokata Frma ,86 1 Vortumnus 1,43 1 2,23 2 Henz 1,84 2 Provtus 1,31 2 Henz 1,60 3 Provtus 1,83 3 SSPM 1,15 3 Bakoma 1,41 4 Bakoma 1,08 4 Henz 1,09 4 Jamar 1,18 5 Vortumnus 1,02 5 Jamar 0,82 5 Provtus 0,95 6 SSPM 0,81 6 0,81 6 SSPM 0,93 7 Pątnca 0,28 7 Skała 0,56 7 Skała 0,63 8 Jamar 0,21 8 Rolnk 0,25 8 Mlekpol 0,20 9 Skała 0,16 9 Mlekpol 0,21 9 Orzech 0,04 10 Mlekpol 0,15 10 Bakoma 0,18 10 Pątnca 0,00
8 Analza porównawcza wynków uzyskanych za pomocą mar Lokata Frma 2010 Lokata Frma 2011 Lokata Frma SM Gostyń 0,06 11 SM Gostyń 0,12 11 Lmanowa -0, , ,04 12 Pątnca -0,19 13 Orzech -0,38 13 Lmanowa -0,17 13 SM Gostyń -0, ,54 14 Lmanowa -0,35 14 Rolnk -1,10 15 Rolnk -1,02 15 Orzech -0,46 15 Vortumnus -1,17 Źródło: opracowane własne W 2010 roku podobne jak w rankngu zbudowanym na baze mary q - czołowe lokaty zajmowal przetwórcy owocowo warzywn, na 5 czołowych lokatach znajdowały sę 4 przedsęborstwa z tej grupy. Różnca występuje na 4 ostatnch mejscach. W tym rankngu zajmują je po dwa przedsęborstwa z każdego zboru. W roku 2011 na czoło wysunęła sę Vortumnus, która zajmowała pątą lokatę w rankngu w 2010 roku. SSPM która w 2011 roku lderuje w rankngu na podstawe mernków zuntaryzowanych zajmuje trzecą lokatę w rankngu Tabel 10. Ne zwększył sę udzał frm mleczarskch, w zborze frm najlepej ocenanych. Na konec roku 2012 podobne jak w rankngu zbudowanym na podstawe zmennych zuntaryzowanych - dwe najwyższe lokaty zajmują Henz, czyl przetwórcy owocowo warzywn. W przypadku nższych lokat, różnce pomędzy rankngam są bardzej wdoczne. Zwraca uwagę spadek w rankngu Vortumnus z perwszej na ostatną pozycję. Śwadczy to o nagłym załamanu kondycj fnansowej Vortumnus w 2012 roku. PORÓWNANIE REZULTATÓW OTRZYMANYCH W WYNIKU OBLICZANIA MIAR SYNTETYCZNYCH W OBYDWU WARIANTACH Zróżncowane pozycj w rankngach Podobeństwo obydwu rankngów zbadano dwema metodam: współczynnk korelacj rang Spearmana [Kukuła 2003, str. 154] oraz marą podobeństwa rankngów p, oblczaną zgodne z formułą [Kukuła 1989, str. 256]: 2 d j j 1 p 1, 2 r z gdze: r lość obektów, d j różnca lokat j tego obektu w obu rankngach, z = 0 jeśl r jest parzyste, 1 jeśl r jest neparzyste. r
9 256 Sławomr Lsek Lokaty przedsęborstw w rankngu w poszczególnych latach, wg poszczególnych mar przyjęto z Tabel 4 7. Jeśl za marę podobeństwa rankngów zbudowanych na podstawe zmennych syntetycznych w obu warantach przyjmuje sę współczynnk korelacj rang to wynos odpowedno 0,94 w 2010 roku 0,78 w 2011 roku, 0,86 w 2012 roku. Oznacza to, ż rankng zbudowany na podstawe porównywanych mar syntetycznych neco różn sę mędzy sobą. Ne są to różnce, które powodowałyby drastyczne różne pozycje w rankngu, jednak ne można ch uznać za tożsame. Ne należy, węc tych mar stosować zamenne przy budowanu rankngu. Jeśl za marę podobeństwa rankngów przyjąć p, to tym przypadku mara podobeństwa wynos odpowedno: 0,88 w 2010 roku, 0,68w 2011 roku 0,75 w 2012 roku. Jako że mara p zawera sę w przedzale <0, 1>, a współczynnk korelacj rang Spearmana w zakrese <-1, 1>, należy stwerdzć, ż kształtowane sę mary p wskazuje na wększe zróżncowane rankngów. Potwerdza to wnosek, że rankng bazujące na mernkach q m ne są zgodne. Zasoby nformacyjne obu mar Mara syntetyczna zbudowana na podstawe zuntaryzowanych zmennych dagnostycznych umożlwa porównane kondycj fnansowej pomędzy badanym obektam. Zawera sę ona w przedzale <0,k>, gdze k oznacza lość zmennych dagnostycznych. Pozwala równeż na porównana pomędzy poszczególnym grupam analzowanych przedsęborstw. Nestety mara ta odnos sę do mnmalnej (lub maksymalnej) welkośc danej cechy spośród analzowanych obektów rozstępu tej cech wśród analzowanych obektów. A przeceż mnmalna płynność może być zadowalająca, lub też ne. To samo tyczy sę nnych zmennych dagnostycznych. Mernk syntetyczny zbudowany na podstawe wskaźnków zuntaryzowanych ne uwzględna tego, węc ne umożlwa obektywnej oceny kondycj danego przedsęborstwa czy jest dobra, czy też ne. Mara m może przyjmować dowolne wartośc. Jej budowa odnos sę jednak do welkośc krytycznej danej cechy dagnostycznej. Dlatego też, gdy przyjmuje wartość ujemną nformuje o nekorzystnej sytuacj danego przedsęborstwa, natomast przyjmując wartość dodatną oznajma dobrą kondycję frmy. Jej średne wartośc dla danej grupy nformują o dobrej lub złej kondycj całej grupy. Umożlwa ona równeż porównana pomędzy przedsęborstwam, czy też grupam przedsęborstw budowę rankngów. Rankng zbudowany z wykorzystanem mary m, różn sę jednak od zbudowanego przy wykorzystanu mary syntetycznej skonstruowanej na baze zuntaryzowanych wskaźnków. KONKLUZJE Przeprowadzone badane wykazało, ż syntetyczna mara sytuacj fnansowej przedsęborstwa oblczana na podstawe zuntaryzowanych
10 Analza porównawcza wynków uzyskanych za pomocą mar wskaźnków dagnostycznych q, umożlwa porównana pomędzy sytuacją analzowanych frm, jednak ne pozwala na obektywną ocenę kondycj badanych frm. Ne da sę z jej wykorzystanem ocenć kondycj pojedynczego przedsęborstwa w oderwanu od nnych. Natomast mara m pozwala na porównana pomędzy obektam, a także na obektywną ocenę kondycj fnansowej jednej frmy. Dlatego też do oceny kondycj fnansowej przedsęborstw, unwersalnym narzędzem wydaje sę być mara m. Obydwe mary umożlwają konstruowane rankngów, z tym, że rankng neco różną sę w zależnośc od tego, jaką marę przyjęto za ch podstawę. Jeśl głównym celem jest obektywna ocena sytuacj fnansowej, a ne rankng, to można go zbudować, na baze m, w przecwnym przypadku bardzej zasadna wydaje sę konstrukcja rankngu, na podstawe mary q. BIBLIOGRAFIA Bednarsk L. (2007) Analza fnansowa w przedsęborstwe, PWE, Warszawa. Kukuła K. (1989) Statystyczna analza strukturalna jej zastosowane w sferze usług produkcyjnych dla rolnctwa, Zeszyty Naukowe Akadem Ekonomcznej w Krakowe, sera specjalna Monografe nr 89, Kraków, str Kukuła K. (2000) Metoda untaryzacj zerowanej, Wydawnctwo Naukowe PWN, Warszawa. Kukuła K. (2003) Elementy statystyk w zadanach, PWN, Warszawa. Lsek S. (2009) Mernk Syntetyczne w procese dagnozowana sytuacj fnansowej przedsęborstwa, Zeszyty Naukowe Unwersytetu Szczecńskego, nr 542. Lsek S. (2014) Wrażlwość mary syntetycznej m na welkośc krytyczne wskaźnków służących do jej budowy, [w:] Metody loścowe w badanach ekonomcznych, Tom XV, nr 4, str COMPARATIVE ANALYSYS RESULTS ACHIEVED USING TWO MEASURES: SYNTHETIC MEASURE M, AND ZERO UNITARIZATION METHOD. Abstract: Synthetc measures are utlty tool n the multvarate problem analyss. There are dfferent possblty of the synthetc measure constructon. In ths artcle compared measure m, wth the measure buld based on the zero untarzated dagnostc ratos. Performed study nforms that both measures make possble to compare fnancal condton, enterprses and construct rankng. But only measure m make possble to objectvely assess fnancal stuaton of the enterprse, or group of the enterprses. Keywords: synthetc measure, fnancal condton of the enterprse, m measure, rankng of the enterprses
METODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównanie obiektów przy ocenie wielokryterialnej. Ranking obiektów.
Opracowane: Dorota Mszczyńska METODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównane obektów przy ocene welokryteralnej. Rankng obektów. Porównane wybranych obektów (warantów decyzyjnych) ze względu na różne cechy (krytera)
Bardziej szczegółowoROZWÓJ WYBRANYCH PRZEDSIĘBIORSTW MLECZARSKICH I PRZETWÓRSTWA OWOCOWO-WARZYWNEGO W LATACH
Rozwó STOWARZYSZENIE wybranych przedsęborstw EKONOMISTÓW mleczarskch ROLNICTWA przetwórstwa I owocowo-warzywnego... AGROBIZNESU Rocznk Naukowe tom XVII zeszyt 2 139 Sławomr Lsek Unwersytet Rolnczy m. Hugona
Bardziej szczegółowoAnaliza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009
Mara Konopka Katedra Ekonomk Organzacj Przedsęborstw Szkoła Główna Gospodarstwa Wejskego w Warszawe Analza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009 Wstęp Polska prywatyzacja
Bardziej szczegółowoAnaliza i diagnoza sytuacji finansowej wybranych branż notowanych na Warszawskiej Giełdzie Papierów Wartościowych w latach
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Analza dagnoza sytuacj fnansowej wybranych branż notowanych na Warszawskej Gełdze Paperów Wartoścowych w latach 997-998 W artykule podjęta została próba analzy dagnozy
Bardziej szczegółowoKONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE
Adranna Mastalerz-Kodzs Unwersytet Ekonomczny w Katowcach KONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE Wprowadzene W dzałalnośc nstytucj fnansowych, takch
Bardziej szczegółowoProcedura normalizacji
Metody Badań w Geograf Społeczno Ekonomcznej Procedura normalzacj Budowane macerzy danych geografcznych mgr Marcn Semczuk Zakład Przedsęborczośc Gospodark Przestrzennej Instytut Geograf Unwersytet Pedagogczny
Bardziej szczegółowoKształtowanie się firm informatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu
PRACE KOMISJI GEOGRAFII PRZEMY SŁU Nr 7 WARSZAWA KRAKÓW 2004 Akadema Pedagogczna, Kraków Kształtowane sę frm nformatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu Postępujący proces rozwoju
Bardziej szczegółowoSTATECZNOŚĆ SKARP. α - kąt nachylenia skarpy [ o ], φ - kąt tarcia wewnętrznego gruntu [ o ],
STATECZNOŚĆ SKARP W przypadku obektu wykonanego z gruntów nespostych zaprojektowane bezpecznego nachylena skarp sprowadza sę do przekształcena wzoru na współczynnk statecznośc do postac: tgφ tgα = n gdze:
Bardziej szczegółowoOPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE OPTIMAL INVESTMENT STRATEGY FUNDAMENTAL ANALYSIS
ZESZYTY NAUKOWE POLITECHNIKI ŚLĄSKIEJ 2014 Sera: ORGANIZACJA I ZARZĄDZANIE z. 68 Nr kol. 1905 Adranna MASTALERZ-KODZIS Unwersytet Ekonomczny w Katowcach OPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE METOD WAP DO OCENY POZIOMU PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA ROZWOJU ROLNICTWA W POLSCE
Inżynera Rolncza 1(126)/2011 ZASTOSOWANIE METOD WAP DO OCENY POZIOMU PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA ROZWOJU ROLNICTWA W POLSCE Katedra Zastosowań Matematyk Informatyk, Unwersytet Przyrodnczy w Lublne w Lublne
Bardziej szczegółowoBADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG20
Darusz Letkowsk Unwersytet Łódzk BADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG0 Wprowadzene Teora wyboru efektywnego portfela nwestycyjnego zaproponowana przez H. Markowtza oraz jej rozwnęca
Bardziej szczegółowoStatystyka Opisowa 2014 część 2. Katarzyna Lubnauer
Statystyka Opsowa 2014 część 2 Katarzyna Lubnauer Lteratura: 1. Statystyka w Zarządzanu Admr D. Aczel 2. Statystyka Opsowa od Podstaw Ewa Waslewska 3. Statystyka, Lucjan Kowalsk. 4. Statystyka opsowa,
Bardziej szczegółowoAnaliza rodzajów skutków i krytyczności uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 1629A
Analza rodzajów skutków krytycznośc uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 629A Celem analzy krytycznośc jest szeregowane potencjalnych rodzajów uszkodzeń zdentyfkowanych zgodne z zasadam FMEA na podstawe
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA REGIONALNA
ЕЗЮМЕ В,. Т (,,.),. В, 2010. щ,. В -,. STATYSTYKA REGIONALNA Paweł DYKAS Zróżncowane rozwoju powatów w woj. małopolskm W artykule podjęto próbę analzy rozwoju ekonomcznego powatów w woj. małopolskm, wykorzystując
Bardziej szczegółowoKURS STATYSTYKA. Lekcja 1 Statystyka opisowa ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 1 Statystyka opsowa ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 W statystyce opsowej mamy pełne nformacje
Bardziej szczegółowoPROGNOZOWANIE SPRZEDAŻY Z ZASTOSOWANIEM ROZKŁADU GAMMA Z KOREKCJĄ ZE WZGLĘDU NA WAHANIA SEZONOWE
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36 Krzysztof Dmytrów * Marusz Doszyń ** Unwersytet Szczecńsk PROGNOZOWANIE SPRZEDAŻY Z ZASTOSOWANIEM ROZKŁADU GAMMA Z KOREKCJĄ ZE WZGLĘDU NA
Bardziej szczegółowoBadanie współzależności dwóch cech ilościowych X i Y. Analiza korelacji prostej
Badane współzależnośc dwóch cech loścowych X Y. Analza korelacj prostej Kody znaków: żółte wyróżnene nowe pojęce czerwony uwaga kursywa komentarz 1 Zagadnena 1. Zwązek determnstyczny (funkcyjny) a korelacyjny.
Bardziej szczegółowoZastosowanie wielowymiarowej analizy porównawczej w doborze spó³ek do portfela inwestycyjnego Zastosowanie wielowymiarowej analizy porównawczej...
Adam Waszkowsk * Adam Waszkowsk Zastosowane welowymarowej analzy porównawczej w doborze spó³ek do portfela nwestycyjnego Zastosowane welowymarowej analzy porównawczej... Wstêp Na warszawskej Ge³dze Paperów
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH 1 Test zgodnośc χ 2 Hpoteza zerowa H 0 ( Cecha X populacj ma rozkład o dystrybuance F). Hpoteza alternatywna H1( Cecha X populacj
Bardziej szczegółowoW praktyce często zdarza się, że wyniki obu prób możemy traktować jako. wyniki pomiarów na tym samym elemencie populacji np.
Wykład 7 Uwaga: W praktyce często zdarza sę, że wynk obu prób możemy traktować jako wynk pomarów na tym samym elemence populacj np. wynk x przed wynk y po operacj dla tego samego osobnka. Należy wówczas
Bardziej szczegółowoTaksonomiczna ocena sytuacji finansowej gospodarstw domowych w Polsce w 2010 roku
136 AGNIESZKA KOZERA, JOANNA STANISŁAWSKA Nerównośc Społeczne a Wzrost Gospodarczy, nr 38 (2/2014) ISSN 1898-5084 mgr Agneszka Kozera 1 Katedra Fnansów Rachunkowośc Unwersytet Przyrodnczy w Poznanu dr
Bardziej szczegółowoSystem Przeciwdziałania Powstawaniu Bezrobocia na Terenach Słabo Zurbanizowanych SPRAWOZDANIE Z BADAŃ Autor: Joanna Wójcik
Opracowane w ramach projektu System Przecwdzałana Powstawanu Bezroboca na Terenach Słabo Zurbanzowanych ze środków Europejskego Funduszu Społecznego w ramach Incjatywy Wspólnotowej EQUAL PARTNERSTWO NA
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE ANALIZY HARMONICZNEJ DO OKREŚLENIA SIŁY I DŁUGOŚCI CYKLI GIEŁDOWYCH
Grzegorz PRZEKOTA ZESZYTY NAUKOWE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH ZASTOSOWANIE ANALIZY HARMONICZNEJ DO OKREŚLENIA SIŁY I DŁUGOŚCI CYKLI GIEŁDOWYCH Zarys treśc: W pracy podjęto problem dentyfkacj cykl gełdowych.
Bardziej szczegółowoKraków. Analiza zmian sytuacji finansowej przedsiębiorstw polskich branży mleczarskiej w latach Streszczenie
p r z e g l ą d z a c h o d n i o p o m o r s k i rocznik XXIX (LVIII) Rok 2014 zeszyt 3 VOL. 1 Karol Kukuła *, Sławomir Lisek ** Kraków Analiza zmian sytuacji finansowej przedsiębiorstw polskich branży
Bardziej szczegółowoO PEWNYM MODELU POZWALAJĄCYM IDENTYFIKOWAĆ K NAJBARDZIEJ PODEJRZANYCH REKORDÓW W ZBIORZE DANYCH KSIĘGOWYCH W PROCESIE WYKRYWANIA OSZUSTW FINANSOWYCH
Mateusz Baryła Unwersytet Ekonomczny w Krakowe O PEWNYM MODELU POZWALAJĄCYM IDENTYFIKOWAĆ K NAJBARDZIEJ PODEJRZANYCH REKORDÓW W ZBIORZE DANYCH KSIĘGOWYCH W PROCESIE WYKRYWANIA OSZUSTW FINANSOWYCH Wprowadzene
Bardziej szczegółowoNORMALiZACJA ZMIENNYCH W SKALI PRZEDZIAŁOWEJ I ILORAZOWEJ W REFERENCYJNYM SYSTEMIE GRANICZNYM
PRZEGLĄD STATYSTYCZNY R. XLIV - ZESZ\'T 1-1997 DANUTA STRAHL, MAREK WALESIAK NORMALZACJA ZMIENNYCH W SKALI PRZEDZIAŁOWEJ I ILORAZOWEJ W REFERENCYJNYM SYSTEMIE GRANICZNYM l. WPROWADZENIE Przy stosowanu
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE WYBRANYCH ELEMENTÓW ANALIZY FUNDAMENTALNEJ DO WYZNACZANIA PORTFELI OPTYMALNYCH
Adranna Mastalerz-Kodzs Ewa Pośpech Unwersytet Ekonomczny w Katowcach ZASTOSOWANIE WYBRANYCH ELEMENTÓW ANALIZY FUNDAMENTALNEJ DO WYZNACZANIA PORTFELI OPTYMALNYCH Wprowadzene Zagadnene wyznaczana optymalnych
Bardziej szczegółowoMATERIAŁY I STUDIA. Zeszyt nr 286. Analiza dyskryminacyjna i regresja logistyczna w procesie oceny zdolności kredytowej przedsiębiorstw
MATERIAŁY I STUDIA Zeszyt nr 86 Analza dyskrymnacyjna regresja logstyczna w procese oceny zdolnośc kredytowej przedsęborstw Robert Jagełło Warszawa, 0 r. Wstęp Robert Jagełło Narodowy Bank Polsk. Składam
Bardziej szczegółowo1. SPRAWDZENIE WYSTEPOWANIA RYZYKA KONDENSACJI POWIERZCHNIOWEJ ORAZ KONDENSACJI MIĘDZYWARSTWOWEJ W ŚCIANIE ZEWNĘTRZNEJ
Ćwczene nr 1 cz.3 Dyfuzja pary wodnej zachodz w kerunku od środowska o wyższej temperaturze do środowska chłodnejszego. Para wodna dyfundująca przez przegrody budowlane w okrese zmowym napotyka na coraz
Bardziej szczegółowoRegulamin promocji upalne lato 2014 2.0
upalne lato 2014 2.0 strona 1/5 Regulamn promocj upalne lato 2014 2.0 1. Organzatorem promocj upalne lato 2014 2.0, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa
Bardziej szczegółowody dx stąd w przybliżeniu: y
Przykłady do funkcj nelnowych funkcj Törnqusta Proszę sprawdzć uzasadnć, które z podanych zdań są prawdzwe, a które fałszywe: Przykład 1. Mesęczne wydatk na warzywa (y, w jednostkach penężnych, jp) w zależnośc
Bardziej szczegółowoOcena jakościowo-cenowych strategii konkurowania w polskim handlu produktami rolno-spożywczymi. dr Iwona Szczepaniak
Ocena jakoścowo-cenowych strateg konkurowana w polskm handlu produktam rolno-spożywczym dr Iwona Szczepanak Ekonomczne, społeczne nstytucjonalne czynnk wzrostu w sektorze rolno-spożywczym w Europe Cechocnek,
Bardziej szczegółowoPRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW POZIOMU ŻYCIA MIESZKAŃCÓW MIAST ŚREDNIEJ WIELKOŚCI A SYSTEM LOGISTYCZNY MIASTA 1
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XI/2, 2010, str. 102 111 PRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW POZIOMU ŻYCIA MIESZKAŃCÓW MIAST ŚREDNIEJ WIELKOŚCI A SYSTEM LOGISTYCZNY MIASTA 1
Bardziej szczegółowoSTARE A NOWE KRAJE UE KONKURENCYJNOŚĆ POLSKIEGO EKSPORTU
Ewa Szymank Katedra Teor Ekonom Akadema Ekonomczna w Krakowe ul. Rakowcka 27, 31-510 Kraków STARE A NOWE KRAJE UE KONKURENCYJNOŚĆ POLSKIEGO EKSPORTU Abstrakt Artykuł przedstawa wynk badań konkurencyjnośc
Bardziej szczegółowoSYTUACJA KOBIET NA RYNKU PRACY W POLSCE NA TLE KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ ANALIZA STATYSTYCZNA
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVII/1, 2016, str. 20 30 SYTUACJA KOBIET NA RYNKU PRACY W POLSCE NA TLE KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ ANALIZA STATYSTYCZNA Iwona Bąk Katedra Zastosowań Matematyk
Bardziej szczegółowoOligopol dynamiczny. Rozpatrzmy model sekwencyjnej konkurencji ilościowej jako gra jednokrotna z pełną i doskonalej informacją
Olgopol dynamczny Rozpatrzmy model sekwencyjnej konkurencj loścowej jako gra jednokrotna z pełną doskonalej nformacją (1934) Dwa okresy: t=0, 1 tzn. frma 2 podejmując decyzję zna decyzję frmy 1 Q=q 1 +q
Bardziej szczegółowoWeryfikacja hipotez dla wielu populacji
Weryfkacja hpotez dla welu populacj Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Intelgencj Metod Matematycznych Wydzał Informatyk Poltechnk Szczecńskej 5. Parametryczne testy stotnośc w
Bardziej szczegółowoANALIZA PREFERENCJI SŁUCHACZY UNIWERSYTETU TRZECIEGO WIEKU Z WYKORZYSTANIEM WYBRANYCH METOD NIESYMETRYCZNEGO SKALOWANIA WIELOWYMIAROWEGO
Artur Zaborsk Unwersytet Ekonomczny we Wrocławu ANALIZA PREFERENCJI SŁUCHACZY UNIWERSYTETU TRZECIEGO WIEKU Z WYKORZYSTANIEM WYBRANYCH METOD NIESYMETRYCZNEGO SKALOWANIA WIELOWYMIAROWEGO Wprowadzene Od ukazana
Bardziej szczegółowoModele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe ogólne. α β β β ε. Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 4.
Modele weloczynnkowe Analza Zarządzane Portfelem cz. 4 Ogólne model weloczynnkowy można zapsać jako: (,...,,..., ) P f F F F = n Dr Katarzyna Kuzak lub (,...,,..., ) f F F F = n Modele weloczynnkowe Można
Bardziej szczegółowoWPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI NA NIEPEWNOŚĆ WYNIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO
Walenty OWIECZKO WPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI A IEPEWOŚĆ WYIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO STRESZCZEIE W artykule przedstaono ynk analzy nepenośc pomaru ybranych cech obektu obrazu cyfroego. Wyznaczono
Bardziej szczegółowoWpływ modernizacji gospodarki w sferze działalności proekologicznej na jakość środowiska naturalnego w Polsce w układzie regionalnym
194 Dr Marcn Salamaga Katedra Statystyk Unwersytet Ekonomczny w Krakowe Wpływ modernzacj gospodark w sferze dzałalnośc proekologcznej na jakość środowska naturalnego w Polsce w układze regonalnym WPROWADZENIE
Bardziej szczegółowoJakość cieplna obudowy budynków - doświadczenia z ekspertyz
dr nż. Robert Geryło Jakość ceplna obudowy budynków - dośwadczena z ekspertyz Wdocznym efektem występowana znaczących mostków ceplnych w obudowe budynku, występującym na ogół przy nedostosowanu ntensywnośc
Bardziej szczegółowoRegulamin promocji zimowa piętnastka
zmowa pętnastka strona 1/5 Regulamn promocj zmowa pętnastka 1. Organzatorem promocj zmowa pętnastka, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa od 01 grudna
Bardziej szczegółowoPropozycja modyfikacji klasycznego podejścia do analizy gospodarności
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Propozycja modyfkacj klasycznego podejśca do analzy gospodarnośc Przedsęborstwa dysponujące dentycznym zasobam czynnków produkcj oraz dzałające w dentycznych warunkach
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013
ZESZYTY NAUKOWE NSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANE MASOWEGO MOMENTU BEZWŁADNOŚC WZGLĘDEM OS PODŁUŻNEJ DLA SAMOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWE WZORÓW DOŚWADCZALNYCH 1. Wstęp
Bardziej szczegółowoEgzamin ze statystyki/ Studia Licencjackie Stacjonarne/ Termin I /czerwiec 2010
Egzamn ze statystyk/ Studa Lcencjacke Stacjonarne/ Termn /czerwec 2010 Uwaga: Przy rozwązywanu zadań, jeśl to koneczne, naleŝy przyjąć pozom stotnośc 0,01 współczynnk ufnośc 0,99 Zadane 1 PonŜsze zestawene
Bardziej szczegółowoRegulamin promocji 14 wiosna
promocja_14_wosna strona 1/5 Regulamn promocj 14 wosna 1. Organzatorem promocj 14 wosna, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa od 01 lutego 2014 do 30
Bardziej szczegółowoZjawiska masowe takie, które mogą wystąpid nieograniczoną ilośd razy. Wyrazów Obcych)
Statystyka - nauka zajmująca sę metodam badana przedmotów zjawsk w ch masowych przejawach ch loścową lub jakoścową analzą z punktu wdzena nauk, do której zakresu należą.
Bardziej szczegółowoKRZYWA BÉZIERA TWORZENIE I WIZUALIZACJA KRZYWYCH PARAMETRYCZNYCH NA PRZYKŁADZIE KRZYWEJ BÉZIERA
KRZYWA BÉZIERA TWORZENIE I WIZUALIZACJA KRZYWYCH PARAMETRYCZNYCH NA PRZYKŁADZIE KRZYWEJ BÉZIERA Krzysztof Serżęga Wyższa Szkoła Informatyk Zarządzana w Rzeszowe Streszczene Artykuł porusza temat zwązany
Bardziej szczegółowoJournal of Agribusiness and Rural Development
ISSN 1899-5772 Journal of Agrbusness and Rural Development www.jard.edu.pl 4(10) 2008, 135-145 ZRÓŻNICOWANIE KONDYCJI FINANSOWEJ GMIN WOJEWÓDZTWA WIELKOPOLSKIEGO Aldona Standar, Joanna Średzńska Unwersytet
Bardziej szczegółowoZaawansowane metody numeryczne Komputerowa analiza zagadnień różniczkowych 1. Układy równań liniowych
Zaawansowane metody numeryczne Komputerowa analza zagadneń różnczkowych 1. Układy równań lnowych P. F. Góra http://th-www.f.uj.edu.pl/zfs/gora/ semestr letn 2006/07 Podstawowe fakty Równane Ax = b, x,
Bardziej szczegółowoFOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Folia Pomer. Univ. Technol. Stetin. 2011, Oeconomica 285 (62), 37 44
FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Fola Pomer. Unv. Technol. Stetn. 2011, Oeconomca 285 (62), 37 44 Katarzyna Cheba TAKSONOMICZNA ANALIZA PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW
Bardziej szczegółowoZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW POLSKI WSCHODNIEJ
Studa Materały. Mscellanea Oeconomcae Rok 19, Nr 4/2015, tom I Wydzał Zarządzana Admnstracj Unwersytetu Jana Kochanowskego w Kelcach Zntegrowane podejśce do spójnośc rola statystyk publcznej Paweł Dykas
Bardziej szczegółowoMETODY WIELOWYMIAROWEJ ANALIZY PORÓWNAWCZEJ W OCENIE ZDOLNOŚCI KREDYTOWEJ GMIN W POLSCE. Streszczenie
Marcn Wśnewsk Unwersytet Ekonomczny w Poznanu Katedra Teor Penądza Poltyk Penężnej METODY WIELOWYMIAROWEJ ANALIZY PORÓWNAWCZEJ W OCENIE ZDOLNOŚCI KREDYTOWEJ GMIN W POLSCE Streszczene Jednostk samorządu
Bardziej szczegółowoZadane 1: Wyznacz średne ruchome 3-okresowe z następujących danych obrazujących zużyce energ elektrycznej [kwh] w pewnym zakładze w mesącach styczeń - lpec 1998 r.: 400; 410; 430; 40; 400; 380; 370. Zadane
Bardziej szczegółowoZad 2 Dynamika zatrudnienia mierzona indeksami łańcuchowymi w ostatnich pięciu latach kształtowały się następująco: Lata Indeksy ( w %)
Analza dnamk Zad. 1 Indeks lczb studującch studentów w województwe śląskm w kolejnch pęcu latach przedstawał sę następująco: Lata 1 2 3 4 5 Indeks jednopodstawowe z roku t = 1 100,0 115,7 161,4 250,8 195,9
Bardziej szczegółowoKlasyfikacja branż sektora przemysłu spożywczego według ich sytuacji finansowej
Joanna Florek * Dorota Czerwńska-Kayzer ** Joanna Stansławska *** Klasyfacja branż sektora przemysłu spożywczego według ch sytuacj fnansowej Wstęp Przemysł spożywczy w Polsce jest jednym z ważnejszych
Bardziej szczegółowoBADANIA OPERACYJNE. Podejmowanie decyzji w warunkach niepewności. dr Adam Sojda
BADANIA OPERACYJNE Podejmowane decyzj w warunkach nepewnośc dr Adam Sojda Teora podejmowana decyzj gry z naturą Wynk dzałana zależy ne tylko od tego, jaką podejmujemy decyzję, ale równeż od tego, jak wystąp
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 7 1 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy
Bardziej szczegółowoWRAŻLIWOŚĆ MIARY SYNTETYCZNEJ NA WIELKOŚCI KRYTYCZNE WSKAŹNIKÓW SŁUŻĄCYCH DO JEJ BUDOWY
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XV/4, 2014, str. 71 79 WRAŻLIWOŚĆ MIARY SYNTETYCZNEJ NA WIELKOŚCI KRYTYCZNE WSKAŹNIKÓW SŁUŻĄCYCH DO JEJ BUDOWY Sławomir Lisek Katedra Statystyki Matematycznej
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 2(88)/2012
ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW (88)/01 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANIE ASOWEGO OENTU BEZWŁADNOŚCI WZGLĘDE OSI PIONOWEJ DLA SAOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWIE WZORU EPIRYCZNEGO 1. Wstęp asowy moment
Bardziej szczegółowoRegulamin promocji fiber xmas 2015
fber xmas 2015 strona 1/5 Regulamn promocj fber xmas 2015 1. Organzatorem promocj fber xmas 2015, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa od 01 grudna 2015
Bardziej szczegółowoWstęp. Obliczenia własne na podstawie: Budżety (2015), s. 116.
Studa Prace WNEZ US nr 43/3 216 DOI: 1.18276/sp.216.43/3-38 Anna Turczak* Zachodnopomorska Szkoła Bznesu w Szczecne Czynnk kształtujące wydatk na żywność napoje bezalkoholowe gospodarstw domowych w Polsce
Bardziej szczegółowoPortfele zawierające walor pozbawiony ryzyka. Elementy teorii rynku kapitałowego
Portel nwestycyjny ćwczena Na podst. Wtold Jurek: Konstrukcja analza rozdzał 5 dr chał Konopczyńsk Portele zawerające walor pozbawony ryzyka. lementy teor rynku kaptałowego 1. Pożyczane penędzy amy dwa
Bardziej szczegółowoANALIZA PORÓWNAWCZA WYBRANYCH METOD GRUPOWANIA SPÓŁEK GIEŁDOWYCH
Studa Ekonomczne. Zeszyty Naukowe Unwersytetu Ekonomcznego w Katowcach ISSN 2083-8611 Nr 297 2016 Ewa Pośpech Unwersytet Ekonomczny w Katowcach Wydzał Zarządzana Katedra Matematyk posp@ue.katowce.pl ANALIZA
Bardziej szczegółowoMETODY OCENY STOPNIA ZAAWANSOWANIA TELEINFORMATYCZNEGO POLSKICH PRZEDSI BIORSTW
METODY OCENY STOPNIA ZAAWANSOWANIA TELEINFORMATYCZNEGO POLSKICH PRZEDSI BIORSTW ANETA BECKER, Aadema Rolncza w Szczecne JAROSŁAW BECKER Poltechna Szczec sa Streszczene W artyule scharateryzowano wyorzystane
Bardziej szczegółowo8. Optymalizacja decyzji inwestycyjnych
dr nż. Zbgnew Tarapata: Optymalzacja decyzj nwestycyjnych, cz.ii 8. Optymalzacja decyzj nwestycyjnych W rozdzale 8, część I przedstawono elementarne nformacje dotyczące metod oceny decyzj nwestycyjnych.
Bardziej szczegółowoSZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW
SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW Stefan WÓJTOWICZ, Katarzyna BIERNAT ZAKŁAD METROLOGII I BADAŃ NIENISZCZĄCYCH INSTYTUT ELEKTROTECHNIKI ul. Pożaryskego 8, 04-703 Warszawa tel.
Bardziej szczegółowoPODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH
PODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH Z a k ł a d U b e z p e c z e ń S p o ł e c z n y c h Wprowadzene Nnejsza ulotka adresowana jest zarówno do osób dopero ubegających
Bardziej szczegółowoRegulacje i sądownictwo przeszkody w konkurencji między firmami w Europie Środkowej i Wschodniej
Łukasz Goczek * Regulacje sądownctwo przeszkody w konkurencj mędzy frmam w Europe Środkowej Wschodnej Wstęp Celem artykułu jest analza przeszkód dla konkurencj pomędzy frmam w Europe Środkowej Wschodnej.
Bardziej szczegółowoAnaliza danych OGÓLNY SCHEMAT. http://zajecia.jakubw.pl/ Dane treningowe (znana decyzja) Klasyfikator. Dane testowe (znana decyzja)
Analza danych Dane trenngowe testowe. Algorytm k najblższych sąsadów. Jakub Wróblewsk jakubw@pjwstk.edu.pl http://zajeca.jakubw.pl/ OGÓLNY SCHEMAT Mamy dany zbór danych podzelony na klasy decyzyjne, oraz
Bardziej szczegółowoFinanse, Rynki Finansowe, Ubezpieczenia nr 5/2016 (83), cz. 2. DOI: /frfu /2-11 s
Fnanse, Rynk Fnansowe, Ubezpeczena nr 5/2016 (83), cz. 2 DOI: 10.18276/frfu.2016.5.83/2-11 s. 121 130 Zastosowane modelu probtowego oraz ucętego lnowego modelu prawdopodobeństwa do analzy kondycj ekonomczno-fnansowej
Bardziej szczegółowoNota 1. Polityka rachunkowości
Nota 1. Poltyka rachunkowośc Ops przyjętych zasad rachunkowośc a) Zasady ujawnana prezentacj nformacj w sprawozdanu fnansowym Sprawozdane fnansowe za okres od 01 styczna 2009 roku do 31 marca 2009 roku
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Interpretacja parametrów przy zmennych objaśnających cągłych Semelastyczność 2. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy 3. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zastosowane
Bardziej szczegółowoOeconomiA copernicana 2013 Nr 3. Modele ekonometryczne w opisie wartości rezydualnej inwestycji
OeconomA coperncana 2013 Nr 3 ISSN 2083-1277, (Onlne) ISSN 2353-1827 http://www.oeconoma.coperncana.umk.pl/ Klber P., Stefańsk A. (2003), Modele ekonometryczne w opse wartośc rezydualnej nwestycj, Oeconoma
Bardziej szczegółowoBadanie optymalnego poziomu kapitału i zatrudnienia w polskich przedsiębiorstwach - ocena i klasyfikacja
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Badane optymalnego pozomu kaptału zatrudnena w polskch przedsęborstwach - ocena klasyfkacja Prowadząc dzałalność gospodarczą przedsęborstwa kerują sę jedną z dwóch zasad
Bardziej szczegółowoPlan wykładu: Typowe dane. Jednoczynnikowa Analiza wariancji. Zasada: porównać zmienność pomiędzy i wewnątrz grup
Jednoczynnkowa Analza Waranc (ANOVA) Wykład 11 Przypomnene: wykłady zadana kursu były zaczerpnęte z podręcznków: Statystyka dla studentów kerunków techncznych przyrodnczych, J. Koronack, J. Melnczuk, WNT
Bardziej szczegółowoDr inż. Robert Smusz Politechnika Rzeszowska im. I. Łukasiewicza Wydział Budowy Maszyn i Lotnictwa Katedra Termodynamiki
Dr nż. Robert Smusz Poltechnka Rzeszowska m. I. Łukasewcza Wydzał Budowy Maszyn Lotnctwa Katedra Termodynamk Projekt jest współfnansowany w ramach programu polskej pomocy zagrancznej Mnsterstwa Spraw Zagrancznych
Bardziej szczegółowoWspółczynnik korelacji liniowej oraz funkcja regresji liniowej dwóch zmiennych
Współcznnk korelacj lnowej oraz funkcja regresj lnowej dwóch zmennch S S r, cov współcznnk determnacj R r Współcznnk ndetermnacj ϕ r Zarówno współcznnk determnacj jak ndetermnacj po przemnożenu przez 00
Bardziej szczegółowoMIARY ZALEŻNOŚCI ANALIZA STATYSTYCZNA NA PRZYKŁADZIE WYBRANYCH WALORÓW RYNKU METALI NIEŻELAZNYCH
Domnk Krężołek Unwersytet Ekonomczny w Katowcach MIARY ZALEŻNOŚCI ANALIZA AYYCZNA NA PRZYKŁADZIE WYBRANYCH WALORÓW RYNKU MEALI NIEŻELAZNYCH Wprowadzene zereg czasowe obserwowane na rynkach kaptałowych
Bardziej szczegółowoMIĘDZYNARODOWE UNORMOWANIA WYRAśANIA ANIA NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH
MIĘDZYNARODOWE UNORMOWANIA WYRAśANIA ANIA NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH Adam Mchczyńsk W roku 995 grupa nstytucj mędzynarodowych: ISO Internatonal Organzaton for Standardzaton (Mędzynarodowa Organzacja Normalzacyjna),
Bardziej szczegółowoANALIZA PRZESTRZENNA PROCESU STARZENIA SIĘ POLSKIEGO SPOŁECZEŃSTWA
TUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36 Katarzyna Zeug-Żebro * Unwersytet Ekonomczny w Katowcach ANALIZA PRZETRZENNA PROCEU TARZENIA IĘ POLKIEGO POŁECZEŃTWA TREZCZENIE Perwsze prawo
Bardziej szczegółowoEFEKTYWNOŚĆ INTERWENCJONIZMU PAŃSTWOWEGO W GOSPODARKĘ ŻYWNOŚCIOWĄ UKRAINY. Wstęp
Efektywność STOWARZYSZENIE nterwencjonzmu EKONOMISTÓW państwowego ROLNICTWA w gospodarkę I AGROBIZNESU żywnoścową Ukrany Rocznk Naukowe tom XVI zeszyt 2 33 Georgj Czerewko Lwowsk Narodowy Unwersytet Agrarny
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE METODY DEA W KLASYFIKACJI FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH
PRZEGLĄD STATYSTYCZNY R. LVI ZESZYT 3-4 2009 ANNA ZAMOJSKA ZASTOSOWANIE METODY DEA W KLASYFIKACJI FUNDUSZY INWESTYCYJNYCH 1. WSTĘP Analza ocena wynków osąganyc przez fundusze nwestycyjne jest jednym z
Bardziej szczegółowoPiesi jako ofiary śmiertelnych wypadków analiza kryminalistyczna
Pes jako ofary śmertelnych wypadków analza krymnalstyczna Potr Kodryck, Monka Kodrycka Pozom bezpeczeństwa ruchu drogowego klasyfkuje Polskę na jednym z ostatnch mejsc wśród krajów europejskch. Wskaźnk
Bardziej szczegółowoArytmetyka finansowa Wykład z dnia 30.04.2013
Arytmetyka fnansowa Wykła z na 30042013 Wesław Krakowak W tym rozzale bęzemy baać wartość aktualną rent pewnych, W szczególnośc, wartość obecną renty, a równeż wartość końcową Do wartośc końcowej renty
Bardziej szczegółowo65120/ / / /200
. W celu zbadana zależnośc pomędzy płcą klentów ch preferencjam, wylosowano kobet mężczyzn zadano m pytane: uważasz za lepszy produkt frmy A czy B? Wynk były następujące: Odpowedź Kobety Mężczyźn Wolę
Bardziej szczegółowoMIARA ZRÓŻNICOWANIA WYPOSAŻENIA GOSPODARSTW ROLNYCH W TECHNICZNE ŚRODKI PRODUKCJI
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XIII/1, 2012, str. 204 211 MIARA ZRÓŻNICOWANIA WYPOSAŻENIA GOSPODARSTW ROLNYCH W TECHNICZNE ŚRODKI PRODUKCJI Janna Szewczyk Katedra Statystyk Matematycznej,
Bardziej szczegółowoSprawozdanie Skarbnika Hufca Za okres 24.09.2011-24.11.2013. Wprowadzenie
Skarbnk Hufca ZHP Kraków Nowa Huta phm. Marek Balon HO Kraków, dn. 21.10.2013r. Sprawozdane Skarbnka Hufca Za okres 24.09.2011-24.11.2013 Wprowadzene W dnu 24.09.2011r. odbył sę Zjazd Sprawozdawczo-Wyborczy
Bardziej szczegółowoEKONOMIA MENEDŻERSKA. Wykład 3 Funkcje produkcji 1 FUNKCJE PRODUKCJI. ANALIZA KOSZTÓW I KORZYŚCI SKALI. MINIMALIZACJA KOSZTÓW PRODUKCJI.
EONOMIA MENEDŻERSA Wykład 3 Funkcje rodukcj 1 FUNCJE PRODUCJI. ANAIZA OSZTÓW I ORZYŚCI SAI. MINIMAIZACJA OSZTÓW PRODUCJI. 1. FUNCJE PRODUCJI: JEDNO- I WIEOCZYNNIOWE Funkcja rodukcj określa zależność zdolnośc
Bardziej szczegółowoModel ASAD. ceny i płace mogą ulegać zmianom (w odróżnieniu od poprzednio omawianych modeli)
Model odstawowe założena modelu: ceny płace mogą ulegać zmanom (w odróżnenu od poprzedno omawanych model) punktem odnesena analzy jest obserwacja pozomu produkcj cen (a ne stopy procentowej jak w modelu
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE MIERNIKÓW TAKSONOMICZNYCH DO OCENY EFEKTYWNOŚCI FINANSOWEJ GIEŁD EURO- PEJSKICH W LATACH
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XV/4, 24, str. 52 6 ZASTOSOWANIE MIERNIKÓW TAKSONOMICZNYCH DO OCENY EFEKTYWNOŚCI FINANSOWEJ GIEŁD EURO- PEJSKICH W LATACH 22-2 Krzysztof Kompa Katedra Ekonometr
Bardziej szczegółowoAnaliza korelacji i regresji
Analza korelacj regresj Zad. Pewen zakład produkcyjny zatrudna pracownków fzycznych. Ich wydajność pracy (Y w szt./h) oraz mesęczne wynagrodzene (X w tys. zł) przedstawa ponższa tabela: Pracownk y x A
Bardziej szczegółowoo Puchar Pytii - Wybory Prezydenckie 2015
Centrum Ba. d ań I oścowych nad Po tyką Unhversytetu Jage o ń s k e go Protokół obrad Kaptuły Konkursu o Puchar Pyt - Wybory Prezydencke 2015 Na posedzenu w dnu 2 czerwca 2015 roku na Wydzae Matematyk
Bardziej szczegółowoAnaliza ryzyka jako instrument zarządzania środowiskiem
WARSZTATY 2003 z cyklu Zagrożena naturalne w górnctwe Mat. Symp. str. 461 466 Elżbeta PILECKA, Małgorzata SZCZEPAŃSKA Instytut Gospodark Surowcam Mneralnym Energą PAN, Kraków Analza ryzyka jako nstrument
Bardziej szczegółowoOCENA PRZYDATNOŚCI WYBRANYCH METOD WAP W ANALIZIE SAMODZIELNOŚCI FINANSOWEJ GMIN
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH To XIII/, 0, str. 3 37 OCENA PRZYDATNOŚCI WYBRANYCH METOD WAP W ANALIZIE SAMODZIELNOŚCI FINANSOWEJ GMIN Monka Jaworska Katedra Statystyk Mateatycznej, Unwersytet
Bardziej szczegółowoProjekt 6 6. ROZWIĄZYWANIE RÓWNAŃ NIELINIOWYCH CAŁKOWANIE NUMERYCZNE
Inormatyka Podstawy Programowana 06/07 Projekt 6 6. ROZWIĄZYWANIE RÓWNAŃ NIELINIOWYCH CAŁKOWANIE NUMERYCZNE 6. Równana algebraczne. Poszukujemy rozwązana, czyl chcemy określć perwastk rzeczywste równana:
Bardziej szczegółowoLaboratorium ochrony danych
Laboratorum ochrony danych Ćwczene nr Temat ćwczena: Cała skończone rozszerzone Cel dydaktyczny: Opanowane programowej metody konstruowana cał skończonych rozszerzonych GF(pm), poznane ch własnośc oraz
Bardziej szczegółowo