ZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW POLSKI WSCHODNIEJ

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "ZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW POLSKI WSCHODNIEJ"

Transkrypt

1 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 1, Marek Szewczyk 2 ZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW POLSKI WSCHODNIEJ Wprowadzene W artykule zostały podjęte rozważana na temat ekonomcznego zróżncowana powatów Polsk wchodzących w skład pęcu województw: lubelskego, podkarpackego, podlaskego, śwętokrzyskego warmńsko-mazurskego. Ich cecham charakterystycznym są położene geografczne uwarunkowana hstoryczne. Nazwa Polska Wschodna 3 jest pochodną ch położena. Genezy tej nazwy można sę doszukwać w nazwe wschodnch obszarów II RP Kresów Wschodnch. Województwa Polsk Wschodnej tworzące makroregon ekonomczny charakteryzowały sę najnższym PKB per capta w poszerzonej Un Europejskej (badane w 2005 r.). Przedmotem badań jest przestrzenne zróżncowane ekonomcznego rozwoju powatów położnych na terene województw Polsk Wschodnej. Celem badana jest statystyczna analza przestrzennego rozwoju ekonomcznego 101 powatów województw: lubelskego, podlaskego, podkarpackego, śwętokrzyskego warmńskomazurskego. Badane dyferencjacj przeprowadzono na baze następujących zmennych makroekonomcznych: produkcj sprzedanej przemysłu, wartośc brutto środków trwałych, nwestycj oblczonych per capta oraz średnej płacy, stopy bezroboca lczby podmotów wpsanych do rejestru REGON (na tysąc meszkańców). Perwsza część opracowana zawera charakterystykę poszczególnych województw Polsk Wschodnej na tle Polsk. W drugej częśc przedstawono kształtowane sę zmennych makroekonomcznych w poszczególnych powatach Polsk Wschodnej na tle powatów tego makroregonu cechujących sę najwyższym Mgr Paweł Dykas, asystent, Unwersytet Jagellońsk w Krakowe. Dr Marek W. Szewczyk, adunkt, Unwersytet Jana Kochanowskego w Kelcach. Psownę przyjęto za programem operacyjnym Polska Wschodna jako nazwę makroregonu. 37

2 najnższym wartoścam poszczególnych zmennych. Wynk prowadzonych analz zobrazowano w postac analz płaszczyznowych. Szczególną uwagę pośwęcono najlepej rozwnętym ośrodkom gospodarczym stolcom badanych województw, które (jak wykazały wynk wcześnejszych analz) slne oddzałują na pozostałe jednostk terytoralne. W trzecej częśc opracowana zaprezentowano taksonomczne wskaźnk rozwoju ekonomcznego powatów Polsk Wschodnej. Opracowane kończy podsumowane przeprowadzonych analz rozważań. 1. Charakterystyka makroregonu Polsk Wschodnej Województwa Polsk Wschodnej zajmują 31,67% powerzchn całego kraju. Najwększe obszarowo jest województwo lubelske, którego powerzchna stanow 8,03% powerzchn Polsk. Województwa warmńsko-mazurske (7,73%), podlaske (6,64%) podkarpacke (5,71%) są obszarowo zblżone do średnej wartośc odsetka dla całego kraju (6,25%). Najmnejszą powerzchnę zajmuje województwo śwętokrzyske, a jego obszar stanow 3,75% powerzchn Polsk. Zmenną charakteryzującą welkość danej jednostk admnstracyjnej jest także lczba ludnośc. Na terene Polsk Wschodnej w latach meszkało średno ponad 21,4% ludnośc całego kraju. Zakładając teoretyczne zrównoważone zaludnene wszystkch polskch województw, obszar badanego makroregonu pownno zameszkwać około 31,3% ludnośc całego kraju, stneją węc obektywne przyczyny znechęcające ludz do jego zasedlana. W badanym okrese województwa lubelske podkarpacke zameszkwała ponad połowa ludnośc całego makroregonu (odpowedno 26,5% 25,6%), a najmnej meszkańców lczyło podlaske (14,6%). Średna dynamka wzrostu lczby meszkańców w okrese jedenastu lat była ujemna dla województw: lubelskego, podlaskego śwętokrzyskego oraz dodatna dla podkarpackego warmńsko mazurskego 4. Dane o koncentracj produkcj na terene całego makroregonu Polsk Wschodnej oparto o wynk corocznego rankngu ogłaszanego przez gazetę Rzeczpospolta, noszącego nazwę Lsta 500 obejmującego 500 najwększych przedsęborstw w całym kraju. W rankngu z 2012 roku znalazło sę 47 przedsęborstw z pęcu badanych województw, w tym: 29,8% z woj. śwętokrzyskego, z podkarpackego 25,5%, z podlaskego 19,2%, z lubelskego 17% najmnej 8,5% z woj. warmńsko-mazurskego. Wszystke przedsęborstwa były zlokalzowane w 30 mejscowoścach (17 przedsęborstw w mastach wojewódzkch). 2. Zróżncowane podstawowych zmennych makroekonomcznych w powatach województw Polsk Wschodnej W tej częśc opracowana przedstawono wynk statystycznych analz przeprowadzonych dla 101 powatów badanego makroregonu. Trzy perwsze zmenne zostały przelczone na meszkańca, co umożlwło porównywalność. Pozostałe zmenne makroekonomczne przyjęto do oceny zgodne z ch prezentacją przez statystykę publczną. 4 Powaty grodzke określane są dalej rzeczownkam, zemske przymotnkam. 38

3 2.1. Zróżncowane środków trwałych brutto per capta Jednym z stotnych czynnków wpływającym na rozwój ekonomczny jest stan nasycena środkam trwałym, stąd perwsza lustracja (mapa 1) przedstawa przestrzenne zróżncowane wartośc środków trwałych brutto per capta w powatach Polsk Wschodnej Mapa 1. Przestrzenne zróżncowane środków trwałych brutto per capta w powatach województw Polsk Wschodnej w latach (w tys. zł, ceny stałe z 2009r.) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: Z danych przedstawonych na mape1. można wycągnąć następujące wnosk: koncentracja powatów o najwyższej średnej wartośc omawanej zmennej występowała w połudnowej częśc obszaru objętego badanem; najwyższą wartoścą tej zmennej cechowało sę 20 powatów, z tego 7 w województwe podkarpackm, 6 w lubelskm, 3 w podlaskm, a po 2 w śwętokrzyskm warmńskomazurskm; najnższą wartość omawanej zmennej odnotowano w 21 powatach: w 7 powatach województwa lubelskego, 5 podkarpackego 5 podlaskego, 1 śwętokrzyskego 3 warmńsko-mazurskego; najwyższą wartoścą tej zmennej charakteryzowały sę powaty: staszowsk (60,7), Olsztyn (54,2) sanock (48,1), natomast najnższą zanotowano w powatach strzyżowskm, kazmerskm przemyskm (odpowedno 3,4; 2,9; 2,2). Na podstawe wynków badań 5 przyjęto, że najbardzej rozwnęte ekonomczne są stolce poszczególnych województw, które oddzaływają na pozostałe jednostk admnstracyjne, dlatego do porównań ndywdualnych wytypowano Lubln, Rzeszów, Bałystok, Kelce Olsztyn. 5 K. Mroczek, K. Tokarsk, Grawtacyjny model zróżncowana ekonomcznego województw, Gospodarka Narodowa, nr 3,

4 Porównane dynamk wzrostu wartośc środków trwałych w roku 2012 w stosunku do roku 2002 przedstawono na wykrese 1. Wykres 1. Dynamka wartośc środków trwałych brutto na meszkańca w stolcach województw Polsk Wschodnej w latach (w tys. zł, ceny stałe z 2009 r.) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: 0,25 0,20 0,15 0,10 0,05 0,00-0,05-0,10 Wykres 2. Zmana wartośc środków trwałych brutto na meszkańca w stolcach województw Polsk Wschodnej w roku 2012 w stosunku do roku 2002 (wsk. zm. 6 ) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: Z rysunku 2. przedstawającego przebeg trajektor zman wartośc środków trwałych w pęcu stolcach województw Polsk Wschodnej wynkają nastepujące wnosk: najwyższą dynamką omawanej zmennej w badanym okrese legtymował sę Olsztyn ze średną wartoścą 54,19 tys, zł.; powaty Rzeszów Kelce cechował podobny pozom średnej wartośc zmennej (odpowedno 43,04 tys. oraz 40,24 tys. zł), przy czym przebeg ch trajektor stanową lustrzane odbce; powaty Lubln Bałystok ze średnm 36,52 tys. oraz 33,71 tys.zł równeż wykazały odmenne względem sebe tendencje wzrostu wartośc środków trwałych na meszkańca; 6 wsk. zm. wskaźnk zmennośc. 40

5 z przebegu poszczególnych trajektor ne można jednoznaczne wskazać granc wystąpena tendencj zman. Tylko Lubln Olsztyn wykazały sę wzrostem wartośc środków trwałych w roku 2012 w stosunku do wartośc opsywanej zmennej z roku bazowego 2002 (odpowedno: 9,4%, 22,6%). Najwększy spadek wartośc środków trwałych zanotowano w Bałymstoku (-4,5%), Rzeszowe (-1,6%) Kelcach (-0,2%). Można to wytłumaczyć tym, że środk będące w dyspozycj nwestorów w tych powatach zostały przeznaczone na dobra konsumpcyjne lub zanwestowane na terene nnych jednostek Zróżncowane nwestycj per capta Kolejną zmenną makroekonomczną wytypowaną do dalszych porównań była wartość nwestycj per capta. W założenu pownna ona odzwercedlać ocenę nwestorów co do możlwośc rozwoju danej aktywnośc gospodarczej na konkretnym obszarze. Zestawene wartośc nwestycj per capta w powatach Polsk Wschodnej przedstawono na mape 2. Z analzy danych można wycągnąć następujące wnosk: w pątym kwntylu z najwyższą średną wartoścą nwestycj na meszkańca znalazło sę: 6 powatów z województwa podkarpackego, 5 z podlaskego, po 4 z warmńsko mazurskego śwętokrzyskego oraz 3 z lubelskego; najnższe wartośc nwestycj per capta odnotowano w 8 powatach województwa lubelskego, w 3 podkarpackego oraz w 2 powatach w każdym z pozostałych województw; najwyższą wartość nwestycj na meszkańca (6,2 tys. zł) odnotowano w powece łęczyńskm (woj. lubelske), co można wytłumaczyć rozwojem przemysłu wydobywczego w tym regone, nato- mast najnższą w powece kazmerskm (woj. śwętokrzyske) Mapa 2. Przestrzenne zróżncowane nwestycj per capta w powatach województw Polsk Wschodnej w latach (w tys. zł, ceny stałe z 2009 r.) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: 41

6 Wartość nwestycj na meszkańca w stolcach pęcu województw została zlustrowana na wykresach ,00 7,00 6,00 5,00 4,00 3,00 2,00 1, Lubln Rzeszów Bałystok Kelce Olsztyn Wykres 3. Dynamka nwestycj per capta w stolcach województw Polsk Wschodnej w latach (w tys. zł, ceny z 2009r.) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: (podkarpacke). 0,70 0,60 0,50 0,40 0,30 0,20 0,10 0,00-0,10 Wykres 4. Wzrost wartośc nwestycj na meszkańca w stolcach województw Polsk Wschodnej w roku 2012 w stosunku do roku 2002 (wsk. zm.) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: (podkarpacke). Z przedstawonych danych trajektor dynamk nasuwają sę następujące wnosk: trajektore dla Lublna, Rzeszowa, Bałegostoku Kelc są bardzo podobne, co może śwadczyć, że czynnk wpływające na wzrost omawanej wartośc były podobne dzałały w tym samym kerunku; wyróżnająca sę trajektora dla Olsztyna wskazuje na realzacje dużych nwestycj w latach , które spowodowały gwałtowny wzrost dynamk wartośc nwestycj per capta; w okrese obserwacj wystąpły dwa podokresy: perwszy w latach ze spadkem dynamk na przełome lat oraz drug (lata ), w którym po jednorocznym spadku nastąpł wzrost dynamk; 42

7 średna wartośc realna nwestycj na meszkańca była najwyższa w Rzeszowe Olsztyne (odpowedno 4,94 4,34 tys. zł) przekraczała wartość medany dla wszystkch obserwacj w całym okrese; najnższą wartość średnej odnotowano dla Bałegostoku (2,29 tys.zł); najwększy wzrost wartośc nwestycj pomędzy obserwacjam w roku 2002 w roku 2012 odnotowano dla Lublna (+0,62), a jej spadek (-0,01) wystąpł w Kelcach. Wśród wszystkch 101 powatów Polsk Wschodnej najwększą wartość nwestycj na meszkańca osągnął powat staszowsk (śwętokrzyske). W pozostałych województwach lderam tej klasyfkacj były powaty: Lubln, sanock (podkarpacke), Bałystok Olsztyn. Najnższą wartoścą wskaźnka legtymowały sę powaty: chełmsk (lubelske), suwalsk (podlaske), węgorzewsk (warmńskomazurske), kazmersk (śwętokrzyske) przemysk Zróżncowane płac Mapa 3. Przestrzenne zróżncowane płac w powatach województw Polsk Wschodnej w latach (w zł, ceny stałe z 2009 r.) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: Płace to jedna z wrażlwszych społeczne zmennych, którą przyjęto do oszacowana zróżncowana ekonomcznego rozwoju powatów Polsk Wschodnej. Za podstawę uznano średną płacę ogłoszoną przez statystyk publczne. Z danych zameszczonych na mape 3. wynka, że: we wszystkch województwach Polsk Wschodnej wysokość średnej płacy była nższa nż średna krajowa wahała sę od 82,6 do 90,3%; najwyższy pozom średnej płacy odnotowano w powatach: łęczyńskm (lubelske), Olsztyne, Lublne, augostowskm (podlaske), Rzeszowe, puławskm (lubelske), Bałymstoku Kelcach (kolejność wg rang); najnższy pozom średnej płacy zanotowano w powatach: nowomejskm gołdapskm (warmńsko -mazurske), zamojskm (lubelske), ławskm ndzckm (warmńskomazurske); w perwszej grupe decylowej (najnższe wartośc zmennej) znalaz 43

8 -ło sę aż dzewęć powatów województwa warmńsko-mazurskego; wysoke płace odnotowano w nemal wszystkch powatach grodzkch w powatach charakteryzujących sę monokulturowoścą gospodarczą np.: łęczyńskm (kopalna), puławskm (zakłady azotowe), staszowskm (elektrowna). Na wykrese 5. przedstawono przebeg dynamk płac w stolcach województw Polsk Wschodnej. Można zauważyć, że w badanym okrese w Kelcach, Bałymstoku, Rzeszowe Lublne dynamka średnej płacy była podobna, a w Olsztyne osągnęła wyższy pozom. Wdać też, że po okrese szybszego wzrostu średnej płacy w latach nastąpło spłaszczene, a nawet newelk spadek dynamk we wszystkch omawanych ośrodkach. Można to zjawsko powązać z kryzysem gospodarczym w roku , , , , , , Rzeszów Lubln Bałystok Kelce Olsztyn Wykres 5. Dynamka płac w stolcach województw Polsk Wschodnej w latach (w zł, ceny stałe z 2009r.) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: Wzrost średnch płac w stolcach województw został zlustrowany na wykrese 6. Wynka z nego, że najszybcej rosły płace w Rzeszowe, a najwolnej w Kelcach Olsztyne. 0,35 0,30 0,25 0,20 0,15 0,10 0,05 0,00 Wykres 6. Wzrost płac w stolcach województw Polsk Wschodnej w roku 2012 w stosunku do roku 2002 (wsk. zm.) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: 44

9 2.4. Zróżncowane stóp bezroboca rejestrowanego Stopy bezroboca są odzwercedlenem długotermnowej poltyk rozwoju gospodarczego. Na ch stan mały wpływ równeż uwarunkowana geografczne, hstoryczne stan zasobów naturalnych. Na mape 4. przedstawono zróżncowane stóp bezroboca rejestrowanego, przyjmując podzał w oparcu o grupy kwntylowe Mapa 4. Przestrzenne zróżncowane stóp bezroboca rejestrowanego w powatach województw Polsk Wschodnej w latach (w %) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: Z przedstawonej analzy płaszczyznowej na mape 4 wynkają następujące wnosk: najwyższa stopa bezroboca wystąpła w wększośc powatów woj. warmńsko-mazurskego oraz w powatach postndustralnych na północy woj. śwętokrzyskego; nskm pozomem stopy bezroboca w badanym okrese cechowała sę połudnowa część województwa podlaskego, środkowa część woj. lubelskego (od powatu puławskego wzdłuż os N/S) oraz połudnowa śwętokrzyskego; powaty województwa podkarpackego charakteryzował bardzo zróżncowany pozom omawanej zmennej; powaty przygranczne w wększośc znalazły sę w grupe od trzecego kwntyla w górę. Stan stóp bezroboca rejestrowanego w stolcach województwa zlustrowano na wykresach Lata to okres redukcj badanej zmennej, a lata to okres, w którym po roku stablzacj nastąpł wzrost stóp bezroboca we 45

10 wszystkch stolcach województw Polsk Wschodnej. Najwększy względny spadek stopy bezroboca mał mejsce w Kelcach, Olsztyne, Lublne Bałymstoku. 16,00% 14,00% 12,00% 10,00% 8,00% 6,00% 4,00% Lubln Rzeszów Bałystok Kelce Olsztyn Wykres 7. Dynamka stóp bezroboca rejestrowanego w stolcach województw Polsk Wschodnej w latach Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: 0,00-0,05-0,10-0,15-0,20-0,25-0,30-0,35 Wykres 8. Wzrost stóp bezroboca rejestrowanego w stolcach województw Polsk Wschodnej w roku 2012 w stosunku do roku 2002 (wsk. zm.) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: Zróżncowane lczby podmotów zarejestrowanych w systeme REGON Wytypowane do analzy kolejnej zmennej, tj. lczby podmotów zarejestrowanych w systeme REGON, oparto na założenu, że odzwercedla ona zdolność do podejmowana ryzyka, aktywność gospodarczą meszkańców poszukwane sposobów na sprzedane swoch umejętnośc, nabytej wedzy dośwadczena. W Polsce Wschodnej funkcjonowały zakłady przemysłowe, handlowe usługowe, które mały zróżncowaną kadrę wykwalfkowanych pracownków, np.: w Stalowej Wol, Melcu, Rzeszowe (woj. podkarpacke), Śwdnku, Kraśnku (lubelske). 46

11 Z danych przedstawonych na mape 5. wynka, że: najwęcej podmotów REGON na tys. meszkańców było w powatach województwa warmńskomazurskego śwętokrzyskego, a najmnej w województwach podlaskm, lubelskm północnych powatach podkarpackego; powaty o najwększej wartośc tej zmennej to: Kelce, Olsztyn, Rzeszów, Zamość Lubln; najmnejsza wartość tego wskaźnka wystąpła w powatach: chełmskm, kazmerskm, suwalskm, przemyskm lubaczowskm Mapa 5. Przestrzenne zróżncowane lczby podmotów zarejestrowanych w systeme REGON per capta w powatach województw Polsk Wschodnej w latach (na tys. meszkańców) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: Dynamkę lczby podmotów REGON w stolcach poszczególnych województw Polsk Wschodnej przestawają wykresy Jej wartość kształtuje sę na podobnym pozome w każdym z mast. Od przebegu trajektor dla Lublna, Rzeszowa, Bałegostoku Olsztyna odbega trajektora dynamk dla Kelc, ale równeż wdać stotną różncę w pozome, na którym jest ulokowana (wyżej o podmotów). Najwększa zmana badanej zmennej pomędzy rokem bazowym (2002) a ostatnm rokem obserwacj (2012) mała mejsce w Lublne, najwększy spadek tej zmennej zanotowano w Bałymstoku. 47

12 150,00 140,00 130,00 120,00 110,00 100,00 90,00 80, Lubln Rzeszów Bałystok Kelce Olsztyn Wykres 9. Dynamka lczby podmotów zarejestrowanych w systeme REGON na tys. meszkańców w stolcach województw Polsk Wschodnej w latach Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: 0,12 0,10 0,08 0,06 0,04 0,02 0,00-0,02-0,04-0,06-0,08 Wykres 10. Wzrost lczby podmotów zarejestrowanych w syste-me REGON na tys. meszkańców w stolcach województw Polsk Wschodnej w roku 2012 w stosunku do roku 2002 (wsk. zm.) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: Zróżncowane produkcj sprzedanej per capta Produkcja sprzedana przemysłu to zmenna makroekonomczna charakteryzująca słę gospodarczą marketngową jednostek gospodarczych. Na mape 6. zobrazowano przestrzenne zróżncowane produkcj sprzedanej per capta w poszczególnych powatach Polsk Wschodnej. 48

13 Z wynków przeprowadzonej analzy zaprezentowanych na mape 6. nasuwają sę następujące spostrzeżena: koncentracja wysokch wartośc omawanej zmennej makroekonomcznej wystąpła w powatach woj. śwętokrzyskego, zachodnej częśc podkarpackego, wschodnej centralnej częśc lubelskego oraz zachodnej częśc warmńsko mazurskego; stosunkowo wysoke średne zmennej odnotowano w powatach ełckm grajewskm; wększość powatów przygrancznych cechowały najnższe wartośc średnej produkcj per capta Mapa 6. Przestrzenne zróżncowane produkcj sprzedanej per capta powatach województw Polsk Wschodnej w latach (w tys. zł, ceny stałe z 2009 r.) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: Wykresy obrazują dynamkę wzrost produkcj sprzedanej w stolcach województw Polsk Wschodnej. Na ch podstawe można sformułować następujące wnosk: zdecydowane najwyższą wartość omawanej zmennej zanotowano w Olsztyne, dla którego przebeg trajektor ma bardzo wyrównany pozom ze stosunkowo dużą zmaną wartośc od 2009 roku; trajektore dla Rzeszowa, Kelc oraz Bałegostoku wskazują na stablzowane sę wartośc produkcj sprzedanej per capta; z dużą zmennoścą przebega trajektora dla Lublna, której wartość gwałtowne wzrosła w 2007 roku następne przez lata obnżała do 49

14 pozomu przed zmaną, a po osągnęcu swojego mnmum w 2009 r. ponowne zaczęła rosnąć. Porównane wartośc wzrostu pomędzy rokem 2002 a 2012 potwerdza wcześnejsze obserwacje, że najwększą zmanę odnotowano w Lublne, a najmnejszą w Bałymstoku. Wykres 11. Dynamka produkcj sprzedanej per capta w stolcach województw Polsk Wschodnej w latach (w tys. zł, ceny stałe z 2009 r.) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: 1,80 1,60 1,40 1,20 1,00 0,80 0,60 0,40 0,20 0,00 Wykres 12. Wzrost wartośc produkcj sprzedanej per capta w stolcach województw Polsk Wschodnej w roku 2012 w stosunku do roku 2002 (wsk. zm.) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: 3. Analzy taksonomczne 3.1. Zastosowane wskaźnk taksonomczne W celu podjęca analzy zróżncowana ekonomcznego powatów województw Polsk Wschodnej (opartej na wskaźnkach taksonomcznych) należy wprowadzć pojęca stymulant destymulant rozwoju ekonomcznego. Poprzez stymulantę rozwoju ekonomcznego można rozumeć zmenną, której wysok pozom pocąga za sobą pożądany stan badanego zjawska, a wzrost tej 50

15 zmennej skutkuje pogłębenem sę tego stanu. Natomast destymulanta to taka zmenna makroekonomczna, której wysok pozom pocąga za sobą nepożądany stan badanego zjawska, a wzrost jej wartośc pocąga za sobą jego pogłębene. Wynka stąd, że ze zmennych makroekonomcznych prezentowanych w perwszej częśc opracowana stymulantam rozwoju ekonomcznego mogą być środk trwałe brutto per capta, nakłady nwestycyjne per capta, produkcja sprzedana przemysłu per capta, lczba podmotów zarejestrowanych w systeme REGON na 1000 meszkańców oraz płace, zaś destymulantą stopy bezroboca rejestrowanego. Stymulanty destymulanty można ze sobą porównywać, jeżel destymulanty rozwoju ekonomcznego sprowadz sę do stymulant owego rozwoju. Następne należy wszystke stymulanty wystandaryzować (unormować). W celu przekształcena destymulant ( d jt ) na stymulanty ( s jt ) możemy posłużyć sę następującą transformacją: 1 s = jt d (1) jt gdze ndeksy =1,2,,101, j=1,2,,6 oraz t=2002,2003,,2012 oznaczają odpowedno: powaty, lata oraz stymulanty (destymulanty) rozwoju ekonomcznego. Natomast procesu standaryzacj można dokonać w oparcu o następujący zwązek: gdze s jt = t s max jt ( s ) s jt oznacza wystandaryzowaną stymulantę. Wartośc jt (2) s jt meszczą sę w przedzale [0,1], to z kole pozwala porównać dowolne wartośc wystandaryzowanych stymulant. Wartość stymulanty dla 1 można znterpretować w ten sposób, ż w -tym powece w roku t, j-ta zmenna przyjęła maksymalną wartość w grupe badanych powatów. Wynka stąd, że m blższe (dalsze) jednośc wartośc przyjmuje wystandaryzowana stymulanta ( s jt ) tym wyższy (nższy) był stopeń rozwoju powatu pod względem zmennej opsywanej przez tę stymulantę. Proces standaryzacj opsany równanem (2) posłużył do wprowadzena taksonomcznego wskaźnka rozwoju ekonomcznego w oparcu o odległośc w eukldesowej przestrzen metrycznej ( OE t ). Równane (3) opsuje odległośc wystandaryzowanych stymulant od jednośc dla metryk eukldesowej: 6 ( 1 s jt ) 2 j= 1 OE t = (3) 6 51

16 Owe wskaźnk taksonomczne mogą przyjmować wartośc z przedzału [0,1]. Wskaźnk ( OE t ) merzą odległość mędzy teoretycznym wzorcem, przyjmującym maksymalną wartość dla każdej wykorzystanej stymulanty w -tym regone w roku t. Wynka stąd, że m mnejsze (wększe) są odległośc ( OE t ), tym bardzej (mnej) rozwnęty był dany powat pod względem rozważanych zmennych. 3.2 Zróżncowane wskaźnków taksonomcznych w powatach województw Polsk Wschodnej Wylczone wskaźnk rozwoju ekonomcznego powatów województw Polsk Wschodnej zostały przedstawone na mape 7 oraz na wykresach Mapa 7. Przestrzenne zróżncowane wskaźnków taksonomcznych ( OE t ) w powatach województw Polsk Wschodnej w latach Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: Analzując wykresy oraz mapę można wysnuć następujące wnosk: - najwyższym (o wartośc wskaźnka ne wększym nż 0,62) stopnem rozwoju ekonomcznego charakteryzowały sę powaty: Krosno (podkarpacke; 0,511), staszowsk (śwętokrzyske; 0,554), puławsk (lubelske; 0,578), stalowowolsk (podkarpacke; 0,585), meleck (podkarpacke; 0,585) łęczyńsk (lubelske; 0,586). Ponadto do grupy tej należały powaty grodzke: Bałystok (0,616), Kelce (0,566), Lubln (0,574), Olsztyn (0,449) oraz Rzeszów (0,494); - w perwszej grupe kwntylowej (grupe o najwyższym stopnu rozwoju) znalazło sę 7 powatów z woj. podkarpackego, po 4 ze śwętokrzyskego lubelskego, 3 z podlaskego oraz 2 z warmńsko-mazurskego. - drugą grupę kwntylową tworzyło po 5 powatów z województw podlaskego śwętokrzyskego, po 3 powaty z podkarpackego warmńsko-mazurskego oraz 4 z lubelskego; 52

17 - trzecą grupę kwntylową (grupę charakteryzującą sę przecętnym pozomem rozwoju ekonomcznego) tworzyło 5 powatów z województwa podkarpackego, 4 z podlaskego, 6 z warmńsko-mazurskego, 2 ze śwętkrzyskego oraz 4 z lubelskego; - do grupy o nskm pozome rozwoju ekonomcznego (czwarta grupa kwntylowa) należało 6 powatów z województwa podkarpackego,5 z warmńskomazurskego, 3 z podlaskego, 8 z lubelskego oraz jeden ze śwętokrzyskego; - najnższym pozomem rozwoju ekonomcznego charakteryzowały sę powaty: włodawsk (lubelske; 0,804), kazmersk (śwętokrzyske; 0,812), nżańsk (podkarpacke; 0,813), kolneńsk (podlaske; 0,813), bartoszyck (warmńsko-mazurske; 0,816), sejneńsk (podlaske; 0,817), lubaczowsk (podkarpacke; 0,818), brzozowsk (podkarpacke; 0,821), węgorzewsk (warmńsko-mazurske 0,824), strzyżowsk (podkarpacke; 0,829), przemysk (podkarpacke; 0,829) oraz powat chełmsk (lubelske; 0,833). Wykres 13. Dynamka wskaźnków taksonomcznych ( ) OE w stolcach województw Polsk Wschodnej w latach Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: t Kerunek zman wskaźnka taksonomcznego w powatach grodzkch będącym stolcam omawanych województw był zgodny (por. wykres 14). Oznacza to, że jeżel wartość rozważanego wskaźnka w stolcy danego województwa rosła (spadała), to równeż w pozostałych stolcach ów wskaźnk rósł (spadał). Z wykresu 13 wynka równeż, że w badanym okrese najwyższym pozomem rozwoju, wśród stolc omawanych województw, charakteryzował sę Olsztyn Rzeszów, zaś najnższym Bałystok. 53

18 0,00-0,05-0,10-0,15 OE t w stolcach województw Polsk Wschodnej w roku 2012 w stosunku do roku 2002 (w %) Źródło: oblczena własne na podstawe danych ze strony: Wykres 14. Zmana wartośc wskaźnków taksonomcznych ( ) Borąc za podstawę rok 2002, najwększym spadkem omawanego wskaźnka cechowały sę (Lubln (20%) Olsztyn (19%), zaś najmnejszym Bałystok (4%). Podsumowane Przeprowadzone analzy, których efekty przedstawono w postac map wykresów, powatów województw Polsk Wschodnej można podsumować w następujący sposób: 1. Najwyższy pozom rozwoju ekonomcznego, merzony zarówno wskaźnkem taksonomcznym jak wartoścą omawanych zmennych makroekonomcznych, notowany był w mastach na prawach powatu będącym stolcam analzowanych województw. 2. Wysok pozom rozwoju ekonomcznego, w latach , występował w pozostałych powatach grodzkch. Ponadto wysokm pozomem rozwoju ekonomcznego w powatach, które w okrese mędzywojennym wchodzły w skład Centralnego Okręgu Przemysłowego (COP-u), tj. powaty: sandomersk, staszowsk, stalowowolsk, meleck oraz dębck. 3. Nsk, jak na warunk powatów województw Polsk Wschodnej, pozom rozwoju występował w powatach o charakterze rolnczym. Nsk pozom rozwoju występował równeż w połudnowych powatach województwa podkarpackego oraz północnych powatach województwa warmńskomazurskego. W powatach tych funkcjonowały PGR-y, które w okrese transformacj systemowej uległy lkwdacj, przyczynło sę to do powstana wysokego bezroboca o charakterze strukturalnym. Bblografa: 1. Buś-Bdas A., Dykas P., Zróżncowane lokalnych rynków pracy w województwe podkarpackm, [w:] Makroekonomczne zróżncowane rozwoju województwa podkarpackego, Tokarsk T., Wlk-Jakubowsk G., Msak T. (red.), Kelce ,20-0,25

19 2. Dykas P., Determnanty przestrzennego zróżncowana stóp bezroboca rejestrowanego w województwe podkarpackm, Studa Prawno-Ekonomczne 2011, t. LXXXIII. 3. Dykas P., Tokarsk T., Trojak M., Przestrzenne zróżncowane rozwoju ekonomcznego powatów województwa małopolskego, Studa Prawno-Ekonomczne 2011, t. LXXXIII. 4. Dykas P., Taksonomczne wskaźnk przestrzennego zróżncowana rozwoju powatów województwa podkarpackego, Studa Prawno-Ekonomczne 2009, t. LXXX. 5. Dykas P., Koścelnak P., Tokarsk T., Taksonomczne wskaźnk rozwoju ekonomcznego województw powatów [w:] Statystyczna analza przestrzennego zróżncowana rozwoju ekonomcznego społecznego Polsk, Trojak M., Tokarsk T. (red.), Wydawnctwo Unwersytetu Jagellońskego, Kraków Koścelnak P., Szewczyk M. W., Tokarsk T., Taksonomczne wskaźnk rozwoju ekonomcznego województw powatów, Wadomośc Statystyczne 2014, nr Tokarsk T., Statystyczna analza regonalnego zróżncowana wydajnośc pracy, zatrudnena bezroboca w Polsce, Wydawnctwo PTE, Warszawa Mroczek K., Tokarsk T., Grawtacyjny model zróżncowana ekonomcznego województw, Gospodarka Narodowa nr 3, Abstrakt: Celem artykułu jest statystyczna analza przestrzennego zróżncowana rozwoju ekonomcznego 101 powatów Polsk Wschodnej. Rozważana będą oparte na następujących zmennych ustalonych na meszkańca: produkcj sprzedanej przemysłu, wartośc brutto środków trwałych wartośc nwestycj oraz na średnej płacy, stope bezroboca lczbe podmotów REGON na tys. meszkańców. Okres objęty badanem obejmuje lata jest zdetermnowany dostępnoścą danych statystyk publcznej. Opracowane zmerza do sporządzena taksonom jednostek objętych badanem po jedenastu latach gospodarowana oraz obserwacj kerunków zman zajmowanych pozycj taksonomcznych. Dversfcaton of Eastern Polsh powats economc development Am of ths artcle s statstcal analyss of spatal dversfcaton of economc development of 101 Eastern Polsh powats. Consderatons wll be based on the followng varables determned per capta: ndustral producton sold, the gross value of tangble and ntangble nvestments and the average wage, unemployment rate and the number of enttes per thous of resdents. The perod covered by the study covers years and s determned by the avalablty of data statstcs. The study ams to draw up a taxonomy of unts under study after eleven years of management and observaton of trends of taxonomc postons taken. MBA Paweł Dykas, junor lecturer, Jagellonan Unversty n Kraków. PhD Marek W. Szewczyk, assstant professor, Jan Kochanowsk Unversty n Kelce. 55

STATYSTYKA REGIONALNA

STATYSTYKA 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 szczegółowo

Kształtowanie się firm informatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu

Kształtowanie 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 szczegółowo

ZASTOSOWANIE METOD WAP DO OCENY POZIOMU PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA ROZWOJU ROLNICTWA W POLSCE

ZASTOSOWANIE 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 szczegółowo

Analiza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009

Analiza 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 szczegółowo

Zadane 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 szczegółowo

ZASTOSOWANIE ANALIZY HARMONICZNEJ DO OKREŚLENIA SIŁY I DŁUGOŚCI CYKLI GIEŁDOWYCH

ZASTOSOWANIE 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 szczegółowo

Analiza rodzajów skutków i krytyczności uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 1629A

Analiza 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 szczegółowo

WPŁYW AKCESJI POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ NA ROZWÓJ ROLNICTWA EKOLOGICZNEGO. Lidia Luty

WPŁYW AKCESJI POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ NA ROZWÓJ ROLNICTWA EKOLOGICZNEGO. Lidia Luty 74 LIDIA LUTY ROCZNIKI NAUKOWE EKONOMII ROLNICTWA I ROZWOJU OBSZARÓW WIEJSKICH, T. 11, z. 1, 214 WPŁYW AKCESJI POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ NA ROZWÓJ ROLNICTWA EKOLOGICZNEGO Lda Lut Katedra Statstk Matematcznej

Bardziej szczegółowo

ANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ

ANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVI/3, 2015, str. 248 257 ANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ Sławomr

Bardziej szczegółowo

ANALIZA WPŁYWU OBSERWACJI NIETYPOWYCH NA WYNIKI MODELOWANIA REGIONALNEJ WYDAJNOŚCI PRACY

ANALIZA WPŁYWU OBSERWACJI NIETYPOWYCH NA WYNIKI MODELOWANIA REGIONALNEJ WYDAJNOŚCI PRACY STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36, T. 1 Barbara Batóg *, Jacek Batóg ** Unwersytet Szczecńsk ANALIZA WPŁYWU OBSERWACJI NIETYPOWYCH NA WYNIKI MODELOWANIA REGIONALNEJ WYDAJNOŚCI

Bardziej szczegółowo

Wpływ modernizacji gospodarki w sferze działalności proekologicznej na jakość środowiska naturalnego w Polsce w układzie regionalnym

Wpływ 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 szczegółowo

TRENDS IN THE DEVELOPMENT OF ORGANIC FARMING IN THE WORLD IN THE YEARS 1999-2012

TRENDS IN THE DEVELOPMENT OF ORGANIC FARMING IN THE WORLD IN THE YEARS 1999-2012 Mara GOLINOWSKA, Mchał KRUSZYŃSKI, Justyna JANOWSKA-BIERNAT Unwersytet Przyrodnczy we Wrocławu, Instytut Nauk Ekonomcznych Społecznych Pl. Grunwaldzk 24A, 50-367 Wrocław e-mal: mara.golnowska@up.wroc.pl

Bardziej szczegółowo

Procedura normalizacji

Procedura 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 szczegółowo

STARE A NOWE KRAJE UE KONKURENCYJNOŚĆ POLSKIEGO EKSPORTU

STARE 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 szczegółowo

KURS STATYSTYKA. Lekcja 1 Statystyka opisowa ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1

KURS 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 szczegółowo

Kształtowanie się firm informatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu

Kształtowanie się firm informatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu PRACE KOMISJI GEOGRAFII PRZEMYSŁU Nr 7 WARSZAWA KRAKÓW 2004 Akadema Pedagogczna, Kraków Kształtowane sę frm nformatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu Postępujący proces rozwoju

Bardziej szczegółowo

System Przeciwdziałania Powstawaniu Bezrobocia na Terenach Słabo Zurbanizowanych SPRAWOZDANIE Z BADAŃ Autor: Joanna Wójcik

System 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 szczegółowo

BADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG20

BADANIE 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 szczegółowo

PROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO

PROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO Zeszyty Naukowe Szkoły Głównej Gospodarstwa Wejskego w Warszawe PROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO Tom 12 (XXVII) Zeszyt 4 Wydawnctwo SGGW Warszawa 2012 Elżbeta Kacperska 1 Katedra Ekonomk Rolnctwa Mędzynarodowych

Bardziej szczegółowo

PRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW POZIOMU ŻYCIA MIESZKAŃCÓW MIAST ŚREDNIEJ WIELKOŚCI A SYSTEM LOGISTYCZNY MIASTA 1

PRZESTRZENNE 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 szczegółowo

EKONOMETRIA I Spotkanie 1, dn. 05.10.2010

EKONOMETRIA I Spotkanie 1, dn. 05.10.2010 EKONOMETRIA I Spotkane, dn. 5..2 Dr Katarzyna Beń Program ramowy: http://www.sgh.waw.pl/nstytuty/e/oferta_dydaktyczna/ekonometra_stacjonarne_nest acjonarne/ Zadana, dane do zadań, ważne nformacje: http://www.e-sgh.pl/ben/ekonometra

Bardziej szczegółowo

ANALIZA PRZESTRZENNA PROCESU STARZENIA SIĘ POLSKIEGO SPOŁECZEŃSTWA

ANALIZA 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 szczegółowo

KONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE

KONSTRUKCJA 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 szczegółowo

GRUDZIEŃ 1983 INFORMACJA O REALIZACJI WAŻNIEJSZYCH ZADAŃ SPOŁECZNO - GOSPODARCZYCH. 'yyy..(0 P O U F N E WOJEWÓDZKI URZĄD STATYSTYCZNY

GRUDZIEŃ 1983 INFORMACJA O REALIZACJI WAŻNIEJSZYCH ZADAŃ SPOŁECZNO - GOSPODARCZYCH. 'yyy..(0 P O U F N E WOJEWÓDZKI URZĄD STATYSTYCZNY WOJEWÓDZK URZĄD STATYSTYCZNY W BELSKUBAŁEJ J /{J OT u Q.0 ru rrr^ 'yyy..(0 P O U F N E Egz. nr S Dane wstępne mogą ulec zmane NFORMACJA O REALZACJ WAŻNEJSZYCH ZADAŃ SPOŁECZNO GOSPODARCZYCH W WOJEWÓDZTWE

Bardziej szczegółowo

Ekonomiczne uwarunkowania wzmocnienia współpracy i transferu wiedzy mi dzy instytucjami naukowymi i przedsi biorstwami na terenie polsko ukrai

Ekonomiczne uwarunkowania wzmocnienia współpracy i transferu wiedzy mi dzy instytucjami naukowymi i przedsi biorstwami na terenie polsko ukrai Ekonomczne uwarunkowana wzmocnena współpracy transferu wedzy mędzy nstytucjam naukowym przedsęborstwam na terene polsko ukrańskego obszaru transgrancznego Dla potrzeb wykonanego w ramach projektu Opracowane

Bardziej szczegółowo

Analiza korelacji i regresji

Analiza 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 szczegółowo

Weryfikacja hipotez dla wielu populacji

Weryfikacja 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 szczegółowo

Portfele zawierające walor pozbawiony ryzyka. Elementy teorii rynku kapitałowego

Portfele 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 szczegółowo

Proces narodzin i śmierci

Proces narodzin i śmierci Proces narodzn śmerc Jeżel w ewnej oulacj nowe osobnk ojawają sę w sosób losowy, rzy czym gęstość zdarzeń na jednostkę czasu jest stała w czase wynos λ, oraz lczba osobnków n, które ojawły sę od chwl do

Bardziej szczegółowo

Egzamin ze statystyki/ Studia Licencjackie Stacjonarne/ Termin I /czerwiec 2010

Egzamin 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 szczegółowo

OPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE OPTIMAL INVESTMENT STRATEGY FUNDAMENTAL ANALYSIS

OPTYMALNE 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 szczegółowo

Analiza i diagnoza sytuacji finansowej wybranych branż notowanych na Warszawskiej Giełdzie Papierów Wartościowych w latach

Analiza 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 szczegółowo

PORÓWNANIE METOD PROSTYCH ORAZ METODY REGRESJI HEDONICZNEJ DO KONSTRUOWANIA INDEKSÓW CEN MIESZKAŃ

PORÓWNANIE METOD PROSTYCH ORAZ METODY REGRESJI HEDONICZNEJ DO KONSTRUOWANIA INDEKSÓW CEN MIESZKAŃ PORÓWNANIE METOD PROSTYCH ORAZ METODY REGRESJI HEDONICZNEJ DO KONSTRUOWANIA INDEKSÓW CEN MIESZKAŃ Radosław Trojanek Katedra Inwestycj Neruchomośc Unwersytet Ekonomczny w Poznanu e-mal: r.trojanek@ue.poznan.pl

Bardziej szczegółowo

ANALIZA KORELACJI WYDATKÓW NA KULTURĘ Z BUDŻETU GMIN ORAZ WYKSZTAŁCENIA RADNYCH

ANALIZA KORELACJI WYDATKÓW NA KULTURĘ Z BUDŻETU GMIN ORAZ WYKSZTAŁCENIA RADNYCH Potr Mchalsk Węzeł Centralny OŻK-SB 25.12.2013 rok ANALIZA KORELACJI WYDATKÓW NA KULTURĘ Z BUDŻETU GMIN ORAZ WYKSZTAŁCENIA RADNYCH Celem ponższej analzy jest odpowedź na pytane: czy wykształcene radnych

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6

Stanisław 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 szczegółowo

Piesi jako ofiary śmiertelnych wypadków analiza kryminalistyczna

Piesi 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 szczegółowo

Model ASAD. ceny i płace mogą ulegać zmianom (w odróżnieniu od poprzednio omawianych modeli)

Model 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 szczegółowo

STATECZNOŚĆ SKARP. α - kąt nachylenia skarpy [ o ], φ - kąt tarcia wewnętrznego gruntu [ o ],

STATECZNOŚĆ 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 szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7

Stanisław 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 szczegółowo

W praktyce często zdarza się, że wyniki obu prób możemy traktować jako. wyniki pomiarów na tym samym elemencie populacji np.

W 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 szczegółowo

Journal of Agribusiness and Rural Development

Journal 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 szczegółowo

PROGNOZOWANIE SPRZEDAŻY Z ZASTOSOWANIEM ROZKŁADU GAMMA Z KOREKCJĄ ZE WZGLĘDU NA WAHANIA SEZONOWE

PROGNOZOWANIE 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 szczegółowo

Badanie optymalnego poziomu kapitału i zatrudnienia w polskich przedsiębiorstwach - ocena i klasyfikacja

Badanie 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 szczegółowo

WYKORZYSTANIE SHIFT SHARE ANALYSIS W OPISIE ZMIAN STRUKTURY HONOROWYCH DAWCÓW KRWI W POLSCE

WYKORZYSTANIE SHIFT SHARE ANALYSIS W OPISIE ZMIAN STRUKTURY HONOROWYCH DAWCÓW KRWI W POLSCE Grażyna Trzpot Anna Ojrzyńska Jacek Szołtysek Sebastan Twaróg Unwersytet Ekonomczny w Katowcach WYKORZYSTANIE SHIFT SHARE ANALYSIS W OPISIE ZMIAN STRUKTURY HONOROWYCH DAWCÓW KRWI W POLSCE Wprowadzene Zapewnene

Bardziej szczegółowo

Analiza struktury zbiorowości statystycznej

Analiza struktury zbiorowości statystycznej Analza struktury zborowośc statystycznej.analza tendencj centralnej. Średne klasyczne Średna arytmetyczna jest parametrem abstrakcyjnym. Wyraża przecętny pozom badanej zmennej (cechy) w populacj generalnej:

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6

Stanisław 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 szczegółowo

Analiza ekonomiczna rynku energii elektrycznej w latach 2007-2008 1)

Analiza ekonomiczna rynku energii elektrycznej w latach 2007-2008 1) Analza ekonomczna rynku energ elektrycznej w latach 2007-2008 1) Autor: Marek Detl 2) (Buletyn Urzędu Regulacj Energetyk - nr 6/2009) Elektroenergetyka jest jedną z kluczowych branŝ w Polsce. Jej dzałane

Bardziej szczegółowo

EFEKTYWNOŚĆ INTERWENCJONIZMU PAŃSTWOWEGO W GOSPODARKĘ ŻYWNOŚCIOWĄ UKRAINY. Wstęp

EFEKTYWNOŚĆ 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 szczegółowo

A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XXXIX NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZTYT 389 TORUŃ 2009.

A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XXXIX NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZTYT 389 TORUŃ 2009. A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XXXIX NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZTYT 389 TORUŃ 2009 Unwersytet Mkołaja Kopernka w Torunu Katedra Ekonometr Statystyk Elżbeta

Bardziej szczegółowo

ZAJĘCIA 3. Pozycyjne miary dyspersji, miary asymetrii, spłaszczenia i koncentracji

ZAJĘCIA 3. Pozycyjne miary dyspersji, miary asymetrii, spłaszczenia i koncentracji ZAJĘCIA Pozycyjne ary dyspersj, ary asyetr, spłaszczena koncentracj MIARY DYSPERSJI: POZYCYJNE, BEZWZGLĘDNE Rozstęp dwartkowy (ędzykwartylowy) Rozstęp dwartkowy określa rozpętośd tej częśc obszaru zennośc

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH

STATYSTYKA 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 szczegółowo

Minister Edukacji Narodowej Pani Katarzyna HALL Ministerstwo Edukacji Narodowej al. J. Ch. Szucha 25 00-918 Warszawa Dnia 03 czerwca 2009 r.

Minister Edukacji Narodowej Pani Katarzyna HALL Ministerstwo Edukacji Narodowej al. J. Ch. Szucha 25 00-918 Warszawa Dnia 03 czerwca 2009 r. Mnster Edukacj arodowej Pan Katarzyna HALL Mnsterstwo Edukacj arodowej al. J. Ch. Szucha 25 00-918 arszawa Dna 03 czerwca 2009 r. TEMAT: Propozycja zmany art. 30a ustawy Karta auczycela w forme lstu otwartego

Bardziej szczegółowo

Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe ogólne. α β β β ε. Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 4.

Modele 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 szczegółowo

3.1. ODZIAŁYWANIE DŹWIĘKÓW NA CZŁOWIEKA I OTOCZENIE

3.1. ODZIAŁYWANIE DŹWIĘKÓW NA CZŁOWIEKA I OTOCZENIE 3. KRYTERIA OCENY HAŁASU I DRGAŃ Hałas to każdy dźwęk nepożądany, przeszkadzający, nezależne od jego natury, kontekstu znaczena. Podobne rzecz sę ma z drganam. Oba te zjawska oddzałują nekorzystne na człoweka

Bardziej szczegółowo

KURS STATYSTYKA. Lekcja 6 Regresja i linie regresji ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1

KURS STATYSTYKA. Lekcja 6 Regresja i linie regresji ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1 KURS STATYSTYKA Lekcja 6 Regresja lne regresj ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 Funkcja regresj I rodzaju cechy Y zależnej

Bardziej szczegółowo

PRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW WOJEWÓDZTWA MAŁOPOLSKIEGO

PRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW WOJEWÓDZTWA MAŁOPOLSKIEGO STUDIA PRAWNO-EKONOMICZNE, t. LXXXIII, 2011 PL ISSN 0081-6841 s. 281 310 Paweł DYKAS * Tomasz TOKARSKI ** Mariusz TROJAK *** PRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW WOJEWÓDZTWA MAŁOPOLSKIEGO

Bardziej szczegółowo

Teoria niepewności pomiaru (Rachunek niepewności pomiaru) Rodzaje błędów pomiaru

Teoria niepewności pomiaru (Rachunek niepewności pomiaru) Rodzaje błędów pomiaru Pomary fzyczne - dokonywane tylko ze skończoną dokładnoścą. Powodem - nedoskonałość przyrządów pomarowych neprecyzyjność naszych zmysłów borących udzał w obserwacjach. Podawane samego tylko wynku pomaru

Bardziej szczegółowo

OeconomiA copernicana 2013 Nr 3. Modele ekonometryczne w opisie wartości rezydualnej inwestycji

OeconomiA 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 szczegółowo

Analiza ryzyka jako instrument zarządzania środowiskiem

Analiza 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 szczegółowo

PROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO

PROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO Zeszyty Naukowe Szkoły Głównej Gospodarstwa Wejskego w Warszawe PROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO Tom 16 (XXXI) Zeszyt 2 Wydawnctwo SGGW Warszawa 2016 Zeszyty Naukowe Szkoły Głównej Gospodarstwa Wejskego w

Bardziej szczegółowo

Plan wykładu: Typowe dane. Jednoczynnikowa Analiza wariancji. Zasada: porównać zmienność pomiędzy i wewnątrz grup

Plan 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 szczegółowo

TAKSONOMICZNA ANALIZA ROZWOJU TRANSPORTU DROGOWEGO W POLSCE

TAKSONOMICZNA ANALIZA ROZWOJU TRANSPORTU DROGOWEGO W POLSCE Katarzyna CHEBA * TAKSONOMICZNA ANALIZA ROZWOJU TRANSPORTU DROGOWEGO W POLSCE Streszczene Pozom warunk życa ludnośc w Polsce są slne przestrzenne zróżncowane. W pracy na przykładze województw w Polsce

Bardziej szczegółowo

Nota 1. Polityka rachunkowości

Nota 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 szczegółowo

STRUKTURA BEZROBOCIA REJESTROWANEGO W WOJEWÓDZTWIE ŁÓDZKIM I PODKARPACKIM A ZMIANY NA RYNKU TOWAROWYM. 1. Wprowadzenie

STRUKTURA BEZROBOCIA REJESTROWANEGO W WOJEWÓDZTWIE ŁÓDZKIM I PODKARPACKIM A ZMIANY NA RYNKU TOWAROWYM. 1. Wprowadzenie STUDIA PRAWNO-EKONOMICZNE, t. XCII, 2014 PL ISSN 0081-6841 s. 297 318 Tomasz MISIAK* STRUKTURA BEZROBOCIA REJESTROWANEGO W WOJEWÓDZTWIE ŁÓDZKIM I PODKARPACKIM A ZMIANY NA RYNKU TOWAROWYM Słowa kluczowe:

Bardziej szczegółowo

METODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównanie obiektów przy ocenie wielokryterialnej. Ranking obiektów.

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 szczegółowo

MODEL NADWYŻKI FINANSOWEJ PRZEDSIĘBIORSTWA DEWELOPERSKIEGO. SYMULACYJNE STUDIUM PRZYPADKU

MODEL NADWYŻKI FINANSOWEJ PRZEDSIĘBIORSTWA DEWELOPERSKIEGO. SYMULACYJNE STUDIUM PRZYPADKU Tadeusz Czernk Unwersytet Ekonomczny w Katowcach Wydzał Fnansów Ubezpeczeń Katedra Matematyk Stosowanej tadeusz.czernk@ue.katowce.pl Danel Iskra Unwersytet Ekonomczny w Katowcach Wydzał Fnansów Ubezpeczeń

Bardziej szczegółowo

Analiza zmienności czasu przejazdu linii metra

Analiza zmienności czasu przejazdu linii metra BAUER Marek 1 Analza zmennośc czasu przejazdu ln metra WSTĘP W powszechnej opn metro jest najlepszym systemem transportu mejskego. UmoŜlwa szybke przemeszczena pasaŝerów, a jego uŝyteczność rośne w marę

Bardziej szczegółowo

Taksonomiczna ocena sytuacji finansowej gospodarstw domowych w Polsce w 2010 roku

Taksonomiczna 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 szczegółowo

WSKAŹNIK OCENY HIC SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO

WSKAŹNIK OCENY HIC SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO WSKAŹNIK OCENY SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO Dagmara KARBOWNICZEK 1, Kazmerz LEJDA, Ruch cała człoweka w samochodze podczas wypadku drogowego zależy od sztywnośc nadwoza

Bardziej szczegółowo

1. SPRAWDZENIE WYSTEPOWANIA RYZYKA KONDENSACJI POWIERZCHNIOWEJ ORAZ KONDENSACJI MIĘDZYWARSTWOWEJ W ŚCIANIE ZEWNĘTRZNEJ

1. 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 szczegółowo

Propozycja modyfikacji klasycznego podejścia do analizy gospodarności

Propozycja 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 szczegółowo

NORMALiZACJA ZMIENNYCH W SKALI PRZEDZIAŁOWEJ I ILORAZOWEJ W REFERENCYJNYM SYSTEMIE GRANICZNYM

NORMALiZACJA 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 szczegółowo

Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4

Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0-1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających Interpretacja

Bardziej szczegółowo

MIARA ZRÓŻNICOWANIA WYPOSAŻENIA GOSPODARSTW ROLNYCH W TECHNICZNE ŚRODKI PRODUKCJI

MIARA 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 szczegółowo

PORADNIK KANDYDATA. Wkrótce w nauka w szkole w jaki sposób je. zasadniczych szkole

PORADNIK KANDYDATA. Wkrótce w nauka w szkole w jaki sposób je. zasadniczych szkole Drog Gmnazjalsto, Wkrótce w nauka w szkole w jak sposób je jedno z z w pracodawców. zasadnczych szkole racjonalnego wyboru przestrz W prowadzona przy pomocy systemu elektroncznego. Rekrutacja wspomagana

Bardziej szczegółowo

SPOŁECZNO-DEMOGRAFICZNE UWARUNKOWANIA KSZTAŁTOWANIA SIĘ WYDATKÓW ŻYWNOŚCIOWYCH W GOSPODARSTWACH DOMOWYCH W POLSCE. Marek Gałązka

SPOŁECZNO-DEMOGRAFICZNE UWARUNKOWANIA KSZTAŁTOWANIA SIĘ WYDATKÓW ŻYWNOŚCIOWYCH W GOSPODARSTWACH DOMOWYCH W POLSCE. Marek Gałązka SPOŁECZNO-DEMOGRAFICZNE UWARUNKOWANIA KSZTAŁTOWANIA SIĘ... 23 ROCZNIKI EKONOMII ROLNICTWA I ROZWOJU OBSZARÓW WIEJSKICH, T. 100, z. 1, 2013 SPOŁECZNO-DEMOGRAFICZNE UWARUNKOWANIA KSZTAŁTOWANIA SIĘ WYDATKÓW

Bardziej szczegółowo

Pomiary parametrów akustycznych wnętrz.

Pomiary parametrów akustycznych wnętrz. Pomary parametrów akustycznych wnętrz. Ocena obektywna wnętrz pod względem akustycznym dokonywana jest na podstawe wartośc następujących parametrów: czasu pogłosu, wczesnego czasu pogłosu ED, wskaźnków

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6

Stanisław 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 szczegółowo

SYMULACJA KOMPUTEROWA NAPRĘŻEŃ DYNAMICZNYCH WE WRĘGACH MASOWCA NA FALI NIEREGULARNEJ

SYMULACJA KOMPUTEROWA NAPRĘŻEŃ DYNAMICZNYCH WE WRĘGACH MASOWCA NA FALI NIEREGULARNEJ Jan JANKOWSKI *), Maran BOGDANIUK *),**) SYMULACJA KOMPUTEROWA NAPRĘŻEŃ DYNAMICZNYCH WE WRĘGACH MASOWCA NA FALI NIEREGULARNEJ W referace przedstawono równana ruchu statku w warunkach falowana morza oraz

Bardziej szczegółowo

Zaawansowane metody numeryczne Komputerowa analiza zagadnień różniczkowych 1. Układy równań liniowych

Zaawansowane 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 szczegółowo

Systemy Ochrony Powietrza Ćwiczenia Laboratoryjne

Systemy Ochrony Powietrza Ćwiczenia Laboratoryjne ś POLITECHNIKA POZNAŃSKA INSTYTUT INŻYNIERII ŚRODOWISKA PROWADZĄCY: mgr nż. Łukasz Amanowcz Systemy Ochrony Powetrza Ćwczena Laboratoryjne 2 TEMAT ĆWICZENIA: Oznaczane lczbowego rozkładu lnowych projekcyjnych

Bardziej szczegółowo

Natalia Nehrebecka. Wykład 2

Natalia Nehrebecka. Wykład 2 Natala Nehrebecka Wykład . Model lnowy Postad modelu lnowego Zaps macerzowy modelu lnowego. Estymacja modelu Wartośd teoretyczna (dopasowana) Reszty 3. MNK przypadek jednej zmennej . Model lnowy Postad

Bardziej szczegółowo

Regulacje i sądownictwo przeszkody w konkurencji między firmami w Europie Środkowej i Wschodniej

Regulacje 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 szczegółowo

Za: Stanisław Latoś, Niwelacja trygonometryczna, [w:] Ćwiczenia z geodezji II [red.] J. Beluch

Za: Stanisław Latoś, Niwelacja trygonometryczna, [w:] Ćwiczenia z geodezji II [red.] J. Beluch Za: Stansław Latoś, Nwelacja trygonometryczna, [w:] Ćwczena z geodezj II [red.] J. eluch 6.1. Ogólne zasady nwelacj trygonometrycznej. Wprowadzene Nwelacja trygonometryczna, zwana równeż trygonometrycznym

Bardziej szczegółowo

RUCH OBROTOWY Można opisać ruch obrotowy ze stałym przyspieszeniem ε poprzez analogię do ruchu postępowego jednostajnie zmiennego.

RUCH OBROTOWY Można opisać ruch obrotowy ze stałym przyspieszeniem ε poprzez analogię do ruchu postępowego jednostajnie zmiennego. RUCH OBROTOWY Można opsać ruch obrotowy ze stałym przyspeszenem ε poprzez analogę do ruchu postępowego jednostajne zmennego. Ruch postępowy a const. v v at s s v t at Ruch obrotowy const. t t t Dla ruchu

Bardziej szczegółowo

Wnioski dla polityki gospodarczej

Wnioski dla polityki gospodarczej Wnosk dla poltyk gospodarczej Zatrudnene w Polsce 2006 Wnosk dla poltyk gospodarczej Mmo mającej mejsce obecne cyklcznej poprawy, Polsce ne udało sę w ostatnch latach zmnejszyć dystansu dzelącego ją od

Bardziej szczegółowo

Makroekonomia Gospodarki Otwartej Wykład 8 Polityka makroekonomiczna w gospodarce otwartej. Model Mundella-Fleminga

Makroekonomia Gospodarki Otwartej Wykład 8 Polityka makroekonomiczna w gospodarce otwartej. Model Mundella-Fleminga Makroekonoma Gospodark Otwartej Wykład 8 Poltyka makroekonomczna w gospodarce otwartej. Model Mundella-Flemnga Leszek Wncencak Wydzał Nauk Ekonomcznych UW 2/29 Plan wykładu: Założena analzy Zaps modelu

Bardziej szczegółowo

Analiza przestrzennych zmian regionalnego produktu krajowego brutto w Polsce w latach 1995-2008

Analiza przestrzennych zmian regionalnego produktu krajowego brutto w Polsce w latach 1995-2008 Barbara Batóg * Jacek Batóg ** Analza przestrzennych zman regonalnego produktu kraowego brutto w Polsce w latach 1995-2008 Wstęp Badana przeprowadzane w zakrese kształtowana sę rozwou gospodarczego w uęcu

Bardziej szczegółowo

ANALIZA JEDNOSTKOWYCH STRAT CIEPŁA W SYSTEMIE RUR PREIZOLOWANYCH

ANALIZA JEDNOSTKOWYCH STRAT CIEPŁA W SYSTEMIE RUR PREIZOLOWANYCH ZESZYTY NAUKOWE POLITECHNIKI RZESZOWSKIEJ Nr 83 Budownctwo Inżynera Środowska z. 59 (4/1) 01 Bożena BABIARZ Barbara ZIĘBA Poltechnka Rzeszowska ANALIZA JEDNOSTKOWYCH STRAT CIEPŁA W SYSTEMIE RUR PREIZOLOWANYCH

Bardziej szczegółowo

ZASTOSOWANIE DZIANIN DYSTANSOWYCH DO STREFOWYCH MATERACY ZDROWOTNYCH. Bogdan Supeł

ZASTOSOWANIE DZIANIN DYSTANSOWYCH DO STREFOWYCH MATERACY ZDROWOTNYCH. Bogdan Supeł ZASTOSOWANIE DZIANIN DYSTANSOWYCH DO STREFOWYCH MATERACY ZDROWOTNYCH. Wstęp Bogdan Supeł W ostatnm czase obserwuje sę welke zanteresowane dzannam dystansowym do produkcj materaców. Człowek około /3 życa

Bardziej szczegółowo

Studium antropologiczno-socjologiczne emigrantów żydowskich do Palestyny

Studium antropologiczno-socjologiczne emigrantów żydowskich do Palestyny Przegląd Antropologczny 1987, tom S3, z. 1-2, s. 157-162, Poznań 1989 Studum antropologczno-socjologczne emgrantów żydowskch do Palestyny Paweł Skora ANTROPO-SOCIOLOGICAL STUDY ON JEWISH EMIGRANTS TO PALESTINE.

Bardziej szczegółowo

Analiza danych OGÓLNY SCHEMAT. http://zajecia.jakubw.pl/ Dane treningowe (znana decyzja) Klasyfikator. Dane testowe (znana decyzja)

Analiza 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 szczegółowo

WSHiG Karta przedmiotu/sylabus. Prawo

WSHiG Karta przedmiotu/sylabus. Prawo WSHG Karta przedmotu/sylabus KIERUNEK SPECJALNOŚĆ TRYB STUDIÓW SEMESTR Turystyka Rekreacja Obsługa Ruchu Turystycznego, Hotelarstwo Gastronoma, Zarządzane Marketng, Gastronom, Turystyce Rekreacj Stacjonarny

Bardziej szczegółowo

Ocena jakościowo-cenowych strategii konkurowania w polskim handlu produktami rolno-spożywczymi. dr Iwona Szczepaniak

Ocena 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 szczegółowo

Ocena stopnia zagrożenia bezrobociem województw Polski w latach

Ocena stopnia zagrożenia bezrobociem województw Polski w latach Zeszyty Unwersytet Ekonomczny w Krakowe Naukowe 4 (94) ISSN 1898-6447 Zesz. Nauk. UEK, 15; 4 (94): 145 161 OI: 1.15678/ZNUEK.15.94.411 Monka Mśkewcz-Nawrocka Katarzyna Zeug-Żebro Katedra Matematyk Unwersytet

Bardziej szczegółowo

TRANZYSTOR BIPOLARNY CHARAKTERYSTYKI STATYCZNE

TRANZYSTOR BIPOLARNY CHARAKTERYSTYKI STATYCZNE POLITHNIKA RZSZOWSKA Katedra Podstaw lektronk Instrkcja Nr4 F 00/003 sem. letn TRANZYSTOR IPOLARNY HARAKTRYSTYKI STATYZN elem ćwczena jest pomar charakterystyk statycznych tranzystora bpolarnego npn lb

Bardziej szczegółowo

Zróżnicowanie rolnictwa krajów Unii Europejskiej na podstawie wybranych cech

Zróżnicowanie rolnictwa krajów Unii Europejskiej na podstawie wybranych cech Dorota A. Janszewska 1 Luza Ossowska 2 Katedra Poltyk Ekonomcznej Regonalnej, Poltechnka Koszalńska Zróżncowane rolnctwa krajów Un Europejskej na podstawe wybranych cech Dversfcaton of agrculture n the

Bardziej szczegółowo

dy dx stąd w przybliżeniu: y

dy 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 szczegółowo

STATYSTYCZNA ANALIZA PODATKU DOCHODOWEGO OD OSÓB FIZYCZNYCH

STATYSTYCZNA ANALIZA PODATKU DOCHODOWEGO OD OSÓB FIZYCZNYCH PRACE NAUKOWE UNIWERSYTETU EKONOMICZNEGO WE WROCŁAWIU RESEARCH PAPERS OF WROCŁAW UNIVERSITY OF ECONOMICS nr 39 23 Społeczno-gospodarcze aspekty statystyk ISSN 899-392 Edyta Mazurek Unwersytet Ekonomczny

Bardziej szczegółowo

Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4

Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4 St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0 1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających

Bardziej szczegółowo