ZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW POLSKI WSCHODNIEJ
|
|
- Paweł Łukasik
- 7 lat temu
- Przeglądów:
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
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 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 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 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 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 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 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 szczegółowoWPŁYW 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 szczegółowoANALIZA 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 szczegółowoANALIZA 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 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 szczegółowoTRENDS 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 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 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 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 szczegółowoKształtowanie 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 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 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 szczegółowoPROBLEMY 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 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 szczegółowoEKONOMETRIA 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 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 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 szczegółowoGRUDZIEŃ 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 szczegółowoEkonomiczne 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 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 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 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 szczegółowoProces 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 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 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 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 szczegółowoPORÓWNANIE 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 szczegółowoANALIZA 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 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 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 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 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 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 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 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 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 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 szczegółowoWYKORZYSTANIE 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 szczegółowoAnaliza 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 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 szczegółowoAnaliza 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 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 szczegółowoA 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 szczegółowoZAJĘCIA 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 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 szczegółowoMinister 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 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 szczegółowo3.1. 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 szczegółowoKURS 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 szczegółowoPRZESTRZENNE 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 szczegółowoTeoria 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 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 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 szczegółowoPROBLEMY 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 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 szczegółowoTAKSONOMICZNA 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 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 szczegółowoSTRUKTURA 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 szczegółowoMETODA 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 szczegółowoMODEL 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 szczegółowoAnaliza 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 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 szczegółowoWSKAŹNIK 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 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 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 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 szczegółowoStanisław 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 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 szczegółowoPORADNIK 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 szczegółowoSPOŁECZNO-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 szczegółowoPomiary 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 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 szczegółowoSYMULACJA 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 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 szczegółowoSystemy 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 szczegółowoNatalia 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 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 szczegółowoZa: 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 szczegółowoRUCH 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 szczegółowoWnioski 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 szczegółowoMakroekonomia 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 szczegółowoAnaliza 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 szczegółowoANALIZA 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 szczegółowoZASTOSOWANIE 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 szczegółowoStudium 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 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 szczegółowoWSHiG 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 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 szczegółowoOcena 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 szczegółowoTRANZYSTOR 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 szczegółowoZróżnicowanie 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 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 szczegółowoSTATYSTYCZNA 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 szczegółowoNatalia 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