Analiza kohortowa czasu istnienia mikroprzedsiębiorstw w Gdańsku
|
|
- Karolina Domańska
- 7 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Zarządzane Fnanse Journal of Management and Fnance Vol. 3, o. 4//5 Beata Jacowsa* Analza ohortowa czasu stnena mroprzedsęborstw w Gdańsu Wstęp Kondyca przedsęborstw, a w szczególnośc ch czas stnena na rynu, est pochodną funconowana całe gospodar narodowe. Od r. GU prowadz w cylach 5-letnch reprezentacyne badana panelowe przedsęborstw w Polsce. Każdy cyl oparty est na próbe reprezentatywne o. 3 tys. przedsęborstw zareestrowanych w danym rou (,% populac. Początowo badana obemowały domnuące w polse gospodarce mroprzedsęborstwa (zatrudnaące mne nż osób, a od 5 r. badana rozszerzono do małych przedsęborstw (zatrudnaących mne nż 5 osób. Każdego rou, eseną, wylosowane przedsęborstwa, tóre są nadal atywne, poddawane są badanom anetowym. Przymue sę, że ednost atywne to tae, tóre w chwl przeprowadzana badana prowadzą dzałalność stałą lub sezonową [Warun powstana, 5, s. 4]. GU co ro publue wyn badań uogólnone na całą populacę w różnych przeroach nestety wyn badań ne są opracowywane w przeroach regonalnych. Do analzy czasu trwana wyorzystywane są edyne roczne ndesy dynam, nazywane w opracowanu wsaźnam przeżyca przedsęborstw. Jedna w odnesenu do przedsęborstw należałoby racze użyć oreślena wsaźn przetrwana 3. W tablcy zaprezentowano wyn ostatnego pełnego 5-letnego cylu badana dla małych przedsęborstw powstałych w 9 r. obserwowanych w latach 4. * Dr hab., Katedra tatysty, Wydzał Zarządzana, Unwersytet Gdańs, ul. Arm Kraowe, 8-84 opot, beata.acowsa@ug.edu.pl Mroprzedsęborstwa zaweraą sę w ategor małych przedsęborstw. Danych ne udae sę pozysać dla ooło 8 9% atywnych przedsęborstw [Warun powstana, 5, s. 8]. 3 Dysusę nad stosowanem termnolog właścwe dla populac ludz w stosunu do zborowośc przedsęborstw można znaleźć w artyułach [Domańs, zreder, ; Pta-Chmelewsa, ].
2 8 Beata Jacowsa Tablca. Przedsęborstwa zatrudnaące ponże 5 pracownów zareestrowane w Polsce w 9 r. Osoby fzyczne** Osoby prawne*** Ro lczba wsaźn przetrwana Lczba wsaźn przetrwana atywnych* ro poprz. ro 9 atyw- ro poprz. ro 9 nych* x, 54 x, 63 77,8 77, ,7 74, ,54 59, ,46 7,7 36 7,53 4, ,74 6, ,8 34, ,3 56, ,93 3, ,49 5,5 * W 9 r. lczba zareestrowanych. ** Osoby fzyczne oraz spół cywlne. *** Zalczono tu wszyste pozostałe podmoty. Źródło: Opracowane własne na podstawe [Warun powstana, 5, s ]. Wsaźn przetrwana z tablcy wsazuą, że czas stnena przedsęborstw zależy od formy prawne. pośród małych przedsęborstw powstałych w 9 r. 5 lat przetrwało tylo 3% osób fzycznych, ale uż 5% osób prawnych 4. Dodatowo na czas przetrwana wpływa welość przedsęborstw 5, lecz nestety od 5 r. sposób agregac wynów przez GU ne pozwala na wyodrębnene mroprzedsęborstw spośród małych przedsęborstw 6. Charaterystyczną cechą polse gospodar est domnaca mroprzedsęborstw. posób funconowana te grupy przedsęborstw różn sę od pozostałych, czego wdocznym przeawem est długość oresu stnena. W celu zwęszena ednorodnośc badane populac w artyule supono sę na prześledzenu długośc oresu stnena mroprzedsęborstw osób fzycznych. 4 Wsaźn przetrwana dla powstałych w 9 r. małych przedsęborstw ogółem wynósł 3,4% [Warun powstana, 5, s. 95]. 5 Śwadczą o tym pośredno m.n. wsaźn przetrwana dla przedsęborstw w podzale na zatrudnaących nezatrudnaących pracownów naemnych [Warun powstana, 5, s. 95]. 6 Wśród małych przedsęborstw domnuą mroprzedsęborstwa, węc podawane przez GU zagregowane wyn w przyblżenu opsuą mroprzedsęborstwa, natomast ne charateryzuą przedsęborstw zatrudnaących od do 49 pracownów.
3 Analza ohortowa czasu stnena mroprzedsęborstw 9 Analza przeprowadzonych dotychczas w Polsce badań nad czasem stnena przedsęborstw wsazue na występowane zróżncowana regonalnego, a taże wpływ welośc mescowośc na rozład czasu trwana frm. Badana I. Marowcz oparte na danych z reestru REGO poazały, że 5 lat przetrwało 69,67% frm powstałych w zczecne w r. oraz 63,8% frm powstałych w zczecne w r. [Marowcz,, s ]. atomast badana przeprowadzone przez A. Pta- Chmelewsą, taże na podstawe danych z reestru REGO dla pewnego woewództwa (ne podano aego, wyazały, że 5 lat przetrwało 57,5% przedsęborstw powstałych w 3 r. [Pta-Chmelewsa, ] 7. Mmo że A. Pta-Chmelewsa wsazue na neatualność częśc danych w baze REGO 8, uzysane wyn mogą służyć analze porównawcze badań opartych na reestrze REGO oraz analze zróżncowana czasu stnena ze względu na cechy frm. Badana te potwerdzły, że czas stnena est zróżncowany ze względu na welość przedsęborstwa (delarowaną lczbę zatrudnonych, formę prawną rodza dzałalnośc, a dodatowo ze względu na to, czy frma została zareestrowana w gmne mese czy wese. Celem nneszego badana est oreślene rozładu czasu stnena dla grupy mroprzedsęborstw osób fzycznych powstałych w Gdańsu oraz znalezene prawdłowośc w długośc oresu stnena tych frm na gdańsm rynu. Badane pozwol m.n. odpowedzeć na pytana:. W am tempe zmnesza sę lczebność powstałych w tym samym rou przedsęborstw?. W tórym rou dzałalnośc ryzyo lwdac est nawęsze? Wyn badana mogą być wyorzystane przez Urząd Mes w Gdańsu w reowanu polty gospodarcze masta oraz mogą być przydatne do porównań z wynam analogcznych badań przeprowadzanych w nnych mastach czy woewództwach.. Ops badana W nneszym badanu własnym prześledzono 5-letną hstorę ohorty mroprzedsęborstw powstałych w Gdańsu w 9 r. Dane dotyczące przedsęborstw w zarese: formy prawne, przewdywane 7 Dla porównana, zgodne z wynam badań panelowych GU, spośród mroprzedsęborstw powstałych w Polsce w, 3 rou 5 lat przetrwało odpowedno: 8,%, 4,6% 9,8% ednoste. 8 Problem ten opsano szerze w artyule [Pta-Chmelewsa, ].
4 3 Beata Jacowsa (w momence reestrac lczby pracuących oraz momentu rozpoczęca zaończena dzałalnośc pochodzą z reestru REGO. Badana ogranczono do przedsęborstw osób fzycznych, aby z edne strony zwęszyć ednorodność badane zborowośc (por. tablca, a z druge strony zapewnć lepszą aość danych, gdyż założono, że wprowadzene dla osób fzycznych od 3 marca 9 r. ednego formularza reestrac dzałalnośc gospodarcze w REGO, ZU/KRU oraz urzędze sarbowym a taże ednego formularza wyreestrowana, poprawło aość bazy REGO. Jaość ta w przeszłośc uzależnona była od realzac przez podmoty ustawowego obowązu sładana oddzelnych wnosów o wps sreślene w reestrze REGO 9. Poprawa atualnośc bazy REGO dotyczy zdarzeń od 9 r., z tego powodu reestr nadal ne pownen być wyorzystywany do badań przeroowych, natomast otwera to pole do badań ohortowych. W Gdańsu w 9 r. powstało 4786 przedsęborstw, z czego 98,7% stanowły mroprzedsęborstwa, tzn. w momence reestrac zadelarowano przewdywaną lczbę pracuących ponże osób. Wśród zareestrowanych 88,% przedsęborstw należało do osób fzycznych. Badane obęło ostateczne 474 mroprzedsęborstwa osób fzycznych. Jednost te stanowły 87,% wszystch przedsęborstw, tóre rozpoczęły dzałalność w Gdańsu w 9 r. Tablca przedstawa struturę tych przedsęborstw według przewdywane lczby pracuących oraz formy prawne. Dane pochodzące z bazy REGO posłużyły do zbudowana ohortowe tablcy czasu stnena mroprzedsęborstw w Gdańsu. Wyorzystano deę badań ohortowych rozwnętą w ramach dzedzny demograf oraz metody analzy przeżyca pozwalaące na estymacę rozładu czasu upływaącego od zdarzena początowego do zdarzena 9 Por. [otata, 5]. zczególne w początowym orese transformac gospodarcze, z powodu brau sanc prawnych często ne dopełnano formalnośc reestracynych. A. Raczy w celu weryfac ompletnośc atualnośc reestru REGO przeprowadzł badana anetowe w gmne mese Mlcz (masto średne welośc w 6 r. 7 r. Analza przeroowa podmotów zareestrowanych w REGO wyazała, że fat czy przedsęborstwo rzeczywśce stnee, zależy od rou reestrac dzałalnośc [Raczy, 9]. Przyczyn tego zawsa należy doszuwać sę w zmanach w otoczenu prawnym gospodarczym. W przypadu badań ohortowych opartych na reestrze REGO należy zachować ostrożność przy porównywanu wynów badań dla ohort przedsęborstw powstałych przed 9 r. oraz powstałych począwszy od 9 r. Z tego powodu w nneszym artyule ne doonano szczegółowych porównań z przywołanym we wstępe wynam badań opartym na baze REGO.
5 Analza ohortowa czasu stnena mroprzedsęborstw 3 ońcowego. Jednost były obserwowane od momentu rozpoczęca dzałalnośc w 9 r. do momentu zaończena dzałalnośc lub zaończena badana w dnu 3 grudna 4 r., o le przedsęborstwo było atywne do tego dna. Znaomość doładnych dat tych zdarzeń umożlwa doładnesze przyblżene rozładu czasu trwana nż za pomocą edyne wsaźnów przetrwana rou alendarzowego, a to ma mesce w badanach panelowych GU. Przy odpowedne lczebnośc zboru danych można oszacować prawdopodobeństwa przetrwana olenych lat (lcząc od momentu powstana, a też oresów rótszych nż ro. Metody analzy przeżyca pozwalaą na oszacowane ne tylo prawdopodobeństwa przetrwana, ale taże nnych func probablstycznych oreślaących rozład czasu trwana, zarówno w przypadu danych ompletnych, a też cenzurowanych. Tablca. trutura przedsęborstw, tóre rozpoczęły dzałalność w Gdańsu w 9 r. według przewdywane lczby pracuących oraz formy prawne Cecha Lczba w % Przewdywana lczba pracuących do 9 osób ,68 49 osób 6, osób 3,6 Ogółem 4786, Forma prawna osoba fzyczna prowadząca dzałalność gospodarczą 44 88,5 ednosta organzacyna nemaąca osobowośc prawne 336 7, osoba prawna 36 4,93 Ogółem 4786, Źródło: Badana własne na podstawe bazy REGO. Metody te są unwersalne znaduą szeroe zastosowana ne tylo do analzy czasu upływaącego od urodzena do śmerc, zob. np. [Balc 6; Klenbaum, Klen, 5; Rossa, 5].
6 3 Beata Jacowsa. Zasady onstruc ohortowych tablc czasu trwana Obserwac podlega ohorta przedsęborstw, tóre rozpoczęły dzałalność w 9 r. Czas w badanu można oreślć na dwa sposoby: ao czas alendarzowy (hstoryczny odnotowuąc daty zaończena dzałalnośc, ao czas własny ohorty czas upływaący od momentu rozpoczęca do momentu zaończena dzałalnośc. Ideę badań ohortowych, nazywanych nacze badanam wzdłużnym. lustrue dobrze wyorzystywany w demograf dagram Lexsa (rysune pozwalaący odnotowywać badane zdarzena według czasu alendarzowego własnego ohorty [Pressat, 966, s. 3 49]. Ze względu na oreślene czasu na dwa sposoby w demograf wyróżna sę dwa rodzae lczby dożywaących (rysune : lczba dożywaących I rodzau w tym badanu odpowada to lczbe przedsęborstw, tóre dotrwały do pełne roczncy, lcząc od momentu swoego powstana, będze nazywana lczbą stneących I rodzau; lczba dożywaących II rodzau w tym badanu odpowada to lczbe przedsęborstw, tóre dotrwały do ońca rou alendarzowego, będze nazywana lczbą stneących II rodzau. Poneważ zaończene badana było z góry zaplanowane na dzeń 3 grudna 4, węc ne dla wszystch przedsęborstw odnotowano datę zaończena dzałalnośc. W analze przeżyca mów sę, że w badanu występue cenzurowane prawostronne, gdy ne est możlwe odnotowane zdarzena ońcowego dla wszystch obserwowanych ednoste. Taa sytuaca ma mesce naczęśce, gdy: zaończono badane, zanm wszyste ednost doznały zdarzena, część ednoste została utracona z pola obserwac, czas trwana ednoste sończył sę z nne przyczyny nż badane zdarzene ońcowe (nastąpła realzaca ryzya onurencynego. Jeżel prawostronne cenzurowane est z góry zaplanowane w badanu, to nazywane est cenzurowanem prawostronnym arbtralnym Podawane w opracowanu GU [Warun powstana, 5] lczby zareestrowanych przedsęborstw są lczbam stneących I rodzau, natomast odnotowane eseną olenych lat lczby atywnych przedsęborstw są lczbam stneących II rodzau (por. tablca rysune. Prezentowane w opracowanu GU wsaźn przeżyca są lorazem lczb stneących II rodzau dla sąsednch lat, z wyątem wsaźna dla perwszego rou będącego relacą lczby stneących II rodzau do lczby stneących I rodzau.
7 Analza ohortowa czasu stnena mroprzedsęborstw 33 z taą sytuacą mamy do czynena w nneszym badanu [Rossa, 5, s. 3 5]. Wszyste czasy cenzurowana znaduą sę w ostatnm szóstym rocznym przedzale według czasu własnego ohorty co węce wszyste zdarzena z ostatnego przedzału zawarte są w ostatnm tróące dolnym 3 na satce Lexsa (rysune. Poneważ momenty rozpoczęca dzałalnośc gospodarcze w rou 9 są losowe, węc czasy cenzurowana wewnątrz ostatnego tróąta dolnego są taże losowe. Rysune. Dagram Lexsa dla ohorty przedsęborstw powstałych w 9 r. Czas trwana ohorty Lczba stneących I rodzau Lczba stneących II rodzau Źródło: Opracowane własne Czas alendarzowy eparametryczny model rozładu czasu trwana w demograf naczęśce prezentue sę w postac tablc wymeralnośc, nazywanych nacze tablcam trwana życa. Tablce wymeralnośc można oreślć ao formalną onstrucę przyporządowuącą przedzałom czasu 3 W satce Lexsa występuą tróąty prostoątne: tróąty dolne tróąty górne, tórych nazwa pochodz od położena ąta prostego.
8 34 Beata Jacowsa wartośc wybranych func oraz wartośc parametrów opsuących rozład czasu trwana (przy czym czas trwana est tu czasem własnym ohorty [Chang, 984]. Metody onstruc tablc wymeralnośc można uogólnć wyorzystać do badana rozładów czasu trwana ne tylo w populacach ludz [Balc, 6]. W celu zbudowana tablcy dla ohorty rzeczywste czas trwana ohorty dzel sę arbtralne na przedzały, wyberaąc grance szeroośc przedzałów (tablca 3. W ażdym przedzale czasu oddzelne doonue sę estymac func tablcowych, wychodząc od oreślena: lczby stneących ednoste w tym badanu lczby przedsęborstw stneących (I rodzau na początu przedzału czasu, lczby zdarzeń ońcowych w tym przypadu lczby przedsęborstw, tóre zaończyły dzałalność w przedzale czasu, lczby ednoste cenzurowanych lczby przedsęborstw, tórych obserwaca zaończyła sę w danym przedzale czasu przed odnotowanem zaończena dzałalnośc. Tablca 3. chemat empryczne tablcy czasu trwana ohorty rzeczywste w przypadu danych cenzurowanych losowo Lp. Czas trwana zeroość przedzału czasu trwana Lczba ednoste stneących Lczba zdarzeń ońcowych Lczba ednoste cenzurowanych [ x, x + c D x x c D R x x c D R ω xω węce c ω ω D ω R ω Źródło: Opracowane własne na podstawe [Balc, 6, s. 79]. R 3. Estymatory func tablcowych W przypadu występowana danych cenzurowanych do budowy tablcy można zastosować metodę atuaralną, nazywaną nacze metodą tablcy wymeralnośc. W metodze te przymue sę założene, że lczba ednoste narażonych na wystąpene zdarzena wynos zgodne z oznaczenam z tablcy 3: (( R + R, (
9 Analza ohortowa czasu stnena mroprzedsęborstw 35 co oznacza, że ednost cenzurowane w danym przedzale czasu narażone były na zdarzene średno przez połowę długośc tego przedzału [Elandt-Johnson, Johnson, 98, s. 57]. Jest to równoważne z założenem równomernego rozładu czasów cenzurowanych w ażdym z przedzałów. W tablcy 4, przy założenu atuaralnym, przedstawono postać estymatorów naważneszych func oreślaących rozład czasu trwana. Tablca 4. Estymatory atuaralne func tablcowych w przypadu występowana danych cenzurowanych azwa func Estymator tandardowy błąd szacunu Warunowe prawdopodobeństwo wystąpena zdarzena D p ( Warunowe prawdopodobeństwo przetrwana p p p ( Funca trwana (przetrwana p ( ( p Funca gęstośc c f + ( p c f + ( p p c f Jeżel, to ( f Funca ntensywnośc zdarzeń ( p c + λ ( c λ λ λ Jeżel, to ( λ Medana dalszego czasu trwana Jeżel,5 +, to c t t me, ( f me Źródło: Opracowane własne na podstawe [Jacowsa, 3].
10 36 Beata Jacowsa W badanach ohortowych, zwyle w ostatnm przedzale tablcy, występuą ednost cenzurowane. W tach przypadach ne est możlwe oszacowane rozładu w całośc, tzn. do masymalnego możlwego czasu trwana. e można taże oblczyć przecętnego czasu trwana, lecz można oblczyć medanę czasu trwana, o le co namne połowa ednoste doznała zdarzena ońcowego w orese badana. W przedzałach czasu, w tórych ne ma obserwac cenzurowanych, estymatory atuaralne są równoważne estymatorom nawęsze warygodnośc zaprezentowanym w tablcy 5. Tablca 5. Estymatory nawęsze warygodnośc func tablcowych w przypadu danych pełnych azwa func Estymator tandardowy błąd szacunu Warunowe prawdopodobeństwo D p ( wystąpena zdarzena Warunowe prawdopodobeństwo ( p p p przetrwana Funca trwana ( ( (przetrwana Funca D f gęstośc c Funca ntensywnośc zdarzeń Medana dalszego czasu trwana Przecętny dalszy czas trwana λ ( ( f c f + c D + D c Jeżel,5 +, to,5 me t t + c ω + f ( λ ( me c ( c + D c + 4 ω e ( + + c ( e e + ( p Źródło: Opracowane własne na podstawe [Jacowsa, 3]. D f c +
11 Analza ohortowa czasu stnena mroprzedsęborstw Wyn estymac ohortowe tablcy czasu stnena mroprzedsęborstw W nneszym badanu wszyste obserwace cenzurowane poawaą sę w szóstym rou stnena ohorty przedsęborstw, w ostatnm tróące dolnym na satce Lexsa (rysune. Dla perwszych 5 lat stnena przedsęborstw można węc wyorzystać estymatory nawęsze warygodnośc. Poneważ po zaończenu badana stneą eszcze atywne przedsęborstwa, węc rozładu ne można oreślć w całośc. Można edna oszacować rozład w szóstym rou przy założenu atuaralnym, w tórym zdarzena z tróąta dolnego odnoszone są do lczby ednoste narażonych (rysune a. Założene atuaralne można zastąpć założenem równomernego rozładu lczby zdarzeń wewnątrz rocznego przedzału czasu trwana (według alendarza własnego ohorty. Założene to pozwol na oszacowane brauące lczebność zdarzeń w tróące górnym (rysune b. Rysune. Fragment dagramu Lexsa ostatn ro badana ohorty przedsęborstw powstałych w 9 r. a Założene atuaralne b Założene równomernego rozładu zdarzeń wewnątrz rocznego przedzału 6 5 Lczba ednoste narażonych 5 6 Lczba stneących I rodzau Źródło: Opracowane własne. Przymuąc roczne przedzały czasu trwana (według czasu własnego ohorty, otrzymano ohortową tablcę czasu trwana mroprzedsęborstw osób fzycznych w Gdańsu (tablca 6. pośród 474 mroprzedsęborstw rozpoczynaących dzałalność w 9 r. 5 lat przetrwało 9 ednoste (lczba stneących I rodzau. Prawdopodobeństwo przetrwana 5 lat dla tych przedsęborstw wynosło 48,%. awęsza ntensywność lwdac wystąpła w trzecm rou, a w następne olenośc w pątym rou stnena przedsęborstw. W rozładze czasu
12 38 Beata Jacowsa stnena przedsęborstw ne można wyznaczyć wartośc przecętne, lecz można wyznaczyć medanę, tóra wynosła ooło 4 lata 9,5 mesąca (4,79 rou. Z powodu prawostronnego cenzurowana arbtralnego w ostatnm przedzale znalazło sę 879 ednoste cenzurowanych (lczba stneących II rodzau. W szóstym rou stnena ohorty rozład został oszacowany przy założenu równomernego rozładu lczby zdarzeń (por. rysune b. Tablca 6. Kohortowa tablca czasu stnena mroprzedsęborstw osób fzycznych powstałych w Gdańsu w 9 r. estymaca w przedzałach rocznych Ro alendarzowy Przedzał czasu trwana w latach Prawdop. zaończena dzałalnośc Funca przetrwana Intensywność Gęstość rozładu zdarzeń Medana dalszego trwana w latach t /(t + [x, x+ x (x f(x μ(x me(x 9/ [,,5,,5, 4,79 / [,,36,885,74,4 4,648 / [, 3,6,7676,9,74 /3 [3, 4,45,6447,738,4 3/4 [4, 5,569,579,896,73 4/5 [5, 6*,94,483,63,384 * Brauącą lczebność zdarzeń w tróące górnym oszacowano przy założenu równomernego rozładu zdarzeń wewnątrz rocznego przedzału czasu trwana (według alendarza własnego ohorty. Źródło: Badana własne na podstawe bazy REGO. Lczebność ohorty pozwolła na sonstruowane tablcy bardze szczegółowe o przedzałach szeroośc ednego wartału (tablca 7. Dzę temu, że funce oreślaące rozład zostały estymowane w przedzałach czterorotne rótszych, można stwerdzć, że wysoa ntensywność lwdac frm mała mesce pod onec drugego rou w perwsze połowe trzecego rou, a taże w druge połowe pątego rou na początu szóstego rou. Doładnesze est też oszacowane medany, tóra wynosła ooło 4 lata mesęcy (9,8 wartału 4,8 rou. W przypadu ostatnch czterech przedzałów wartalnych, w tórych występuą dane cenzurowane, założene równomernego rozładu lczby zdarzeń wewnątrz rocznego przedzału czasu trwana zostało zastąpone założenem równomernego rozładu zdarzeń we-
13 Analza ohortowa czasu stnena mroprzedsęborstw 39 wnątrz wartalnych przedzałów czasu trwana. Pozwolło to na doładnesze oszacowane rozładu w szóstym rou. Tablca 7. Kohortowa tablca czasu stnena mroprzedsęborstw osób fzycznych powstałych w Gdańsu w 9 r. estymaca w przedzałach wartalnych Ro Kwartał Przedzał Prawdop. czasu zaończena trwana w wartałach dzałalnośc Gęstość rozładu Funca przetrwana Intensywność zdarzeń Medana dalszego trwana w wartałach [x, x+ x (x f(x μ(x me(x [,,34,,34,346 9,8 [,,3,966,3,38 8,94 3 [, 3,69,9348,5,73 8,7 4 [3, 4,7,997,47,75 8,49 5 [4, 5,37,885,8,3 8,5 6 [5, 6,8,857,4,86 8,79 7 [6, 7,38,838,73,333 8 [7, 8,47,855,379, [8, 9,56,7676,388,59 [9,,47,788,343,48 [,,359,6945,49,365 [,,37,6696,49, [, 3,86,6447,84,9 4 [3, 4,333,663,8,338 5 [4, 5,,654,34,4 6 [5, 6,356,59,, [6, 7,6,579,49,64 8 [7, 8,349,556,94,355 9 [8, 9,549,5367,95,565 [9,,5,57,59,54 6 [, *,4,483,97,48 [, *,99,466,38,33 3 [, 3*,8,4478,,3 4 [3, 4*,63,4376 * Brauącą lczebność zdarzeń w tróące górnym oszacowano przy założenu równomernego rozładu zdarzeń wewnątrz wartalnego przedzału czasu trwana (według alendarza własnego ohorty. Źródło: Badana własne na podstawe bazy REGO.
14 4 Beata Jacowsa a rysunu 3 porównano wyresy func przetrwana oszacowane w rocznych przedzałach czasu (tablca 6 oraz w wartalnych przedzałach czasu (tablca 7. W przypadu model neparametrycznych funca ta est stała w przyętych przedzałach. Im węższe przedzały, tym model bardze przyblża sę do rzeczywste func opsuące rozład czasu stnena frm. Z druge strony zbyt rozbudowane tablce mogą być neczytelne dla użytownów utrudnać zastosowane w pratyce. Rysune 3. Funca przetrwana dla mroprzedsęborstw osób fzycznych powstałych w Gdańsu w 9 r. estymaca w przedzałach rocznych wartalnych Prawdopodobeństwo przetrwana,,8,6,4,, Czas trwana w wartałach przedzały roczne przedzały wartalne Źródło: Badana własne na podstawe bazy REGO. 5. Analza Kaplana-Meera czasu stnena mroprzedsęborstw Za pomocą estymatora Kaplana-Meera można otrzymać model neparametryczny, newymagaący arbtralnego podzału czasu na przedzały, a to ma mesce w tablcach czasu trwana. W tym przypadu czas trwana dzelony est losowo na przedzały w momentach wystąpena zdarzeń dla poszczególnych ednoste. W ażdym przedzale
15 Analza ohortowa czasu stnena mroprzedsęborstw 4 czasu oddzelne doonue sę estymac wartośc func przetrwana według wzoru: D neoreslony dla dla dla dla,, K, ω ω, gdy w ostatnm przedzale, ( ne ma czasow cenzurowanych ω, gdy w ostatnm przedzale sa czasy cenzurowane gdze oznaczena są zgodne z tablcą 3. Estymator wyrażony powyższym wzorem nazywany est estymatorem Kaplana-Meera [Rossa, 5, s. 34; Klenbaum, Klen, 5, s ]. W wynu estymac otrzymue sę funcę taże przedzałam stałą, lecz o soach w losowych puntach wyznaczonych przez obserwace pełne (necenzurowane. Im węsza próba, tym rzywa Kaplana-Meera ma mnesze so doładne przyblża neznany rozład zmenne cągłe będące czasem trwana. a rysunu 4 przedstawono rzywą Kaplana-Meera dla mroprzedsęborstw osób fzycznych. Duża lczebność ohorty spowodowała, że so func przetrwana są prawe newdoczne na wyrese. W ohorce mroprzedsęborstw powstałych w 9 r. prawdopodobeństwo przetrwana stopnowo spadało do pozomu 48,% po pęcu latach, a następne do pozomu 4,% na ońcu 4 r. Z powodu stnena obserwac cenzurowanych w momence zaończena badana ne est możlwe oreślene rozładu czasu trwana w całośc, tzn. do ońca stnena ohorty. a podstawe rzywe Kaplana-Meera można wyznaczyć doładną wartość medany, o le w orese badana co namne 5% ednoste dośwadczyło zdarzena ońcowego. Medana czasu stnena mroprzedsęborstw wynosła ooło 4 lata mesęcy (764 dn 4,83 rou. Oazało sę węc, że oszacowane medany na podstawe tablc z przedzałam wartalnym est zblżone do doładne wartośc empryczne. Model neparametryczny oreślony rzywą Kaplana-Meera est doładneszy od model przedstawonych w postac tablc czasu trwana, dlatego est ważny z teoretycznego puntu wdzena. Jednaże tablce daą syntetyczny obraz badanego zawsa dla pratyów mogą stanowć podstawowe źródło wedzy.
16 4 Beata Jacowsa Rysune 4. Funca przetrwana dla mroprzedsęborstw osób fzycznych powstałych w Gdańsu w 9 r. estymator Kaplana-Meera, Prawdopodobeństwo przetrwana,9,8,7,6,5,4,3,,, Czas trwana w dnach Źródło: Badana własne na podstawe bazy REGO. Zaończene nesze badane pozwolło na oszacowane rozładu czasu stnena mroprzedsęborstw osób fzycznych powstałych w Gdańsu w 9 r. 5 lat przetrwało 48% ednoste, można spodzewać sę, że 6 lat przetrwa 4% ednoste. Połowa mroprzedsęborstw stnała ne dłuże nż 4 lata mesęcy, a druga połowa ne róce nż 4 lata mesęcy. Wysoa ntensywność lwdac została odnotowana na przełome drugego trzecego rou oraz na przełome pątego szóstego rou stnena frm. Perwszy z zaobserwowanych rytycznych oresów w dzałalnośc gospodarcze zbega sę z zaończenem 4-mesęcznego oresu ulg w opłacanu słade na ubezpeczene społeczne (z ulg mogą sorzystać rozpoczynaący dzałalność spełnaący oreślone warun [ustawa, 5, art. ]. Przedsęborstwa, tóre były w stane funconować po zaończenu oresu preferencynego, były szczególne narażone w drugm rytycznym orese. Potrzebne są dalsze badana, aby sprawdzć czy przedsęborstwa, tóre przetrwały 5 lat są uż w marę bezpeczne dobrze dostosowały sę do rynu.
17 Analza ohortowa czasu stnena mroprzedsęborstw 43 Wprowadzene w 9 r. ednego formularza reestrac dzałalnośc gospodarcze w REGO, ZU/KRU oraz urzędze sarbowym pownno przyczynć sę do znaczne poprawy aośc bazy REGO. Dalsza poprawa aośc bazy REGO zwązana est z powstanem Centralne Ewdenc Informaca o Dzałalnośc Gospodarcze (CEIDG. Od dna lpca r. reestraca zmany we wpsach dzałalnośc gospodarcze osób fzycznych doonywane są w CEIDG za pośrednctwem formularza eletroncznego lub w urzędze gmny, lub lstem poleconym 4. Reestr REGO est na beżąco atualzowany na podstawe danych z CEIDG. Ponadto od r. dwa razy w rou do atualzac reestru REGO są wyorzystywane nformace dotyczące zgonów osób fzycznych pochodzące z Powszechnego Eletroncznego ystemu Ewdenc Ludnośc (PEEL. Dzę tym zmanom otwera sę pole do szczegółowych badań ohortowych czasu stnena przedsęborstw: w dowolne ednostce admnstracyne, według rodzau dzałalnośc, według delarowane przewdywane lczby zatrudnonych. Wyn badań tego typu mogą przyczynć sę do prowadzena suteczne loalne polty wsperaące rozwó przedsęborczośc na danym terene. Lteratura. Balc A. (6, Analza przeżyca tablce wymeralnośc, PWE, Warszawa.. Chang C. L. (984, The Lfe Table and ts Applcatons, Robert E. Kreger Company Malabar, Florda. 3. Domańs Cz., zreder M. (, Demografa oderwana od populac ludze?, Wadomośc tatystyczne, nr. 4. Elandt-Johnson R. C., Johnson. L. (98, urvval Models and Data Analyss, John Wley & ons, ew Yor. 5. Jacowsa B. (3, Modele dalszego trwana życa oraz ch zastosowana w przypadu osób starszych, Wydawnctwo Unwersytetu Gdańsego, Gdańs. 6. Klenbaum D. G., Klen M. (5, urvval Analyss. A elf-learnng Text, prnger-verlag, ew Yor. 4 Do ońca rou przenesone zostały dane z ewdenc gmnnych do CEIDG dotyczące przedsęborstw funconuących, tzn. atywnych zaweszonych.
18 44 Beata Jacowsa 7. Marowcz I. (, tatystyczna analza żywotnośc frm, Rozprawy tuda nr 835, Wydawnctwo auowe Unwersytetu zczecńsego, zczecn. 8. otata na temat różnc mędzy nformacam o podmotach gospodar narodowe z reestru urzędowego REGO oraz o przedsęborstwach z badań statystycznych GU (5, GU, Warszawa, ma 5 r., gov.pl/gfx/portalnformacyny/userfles/_publc/podmoty_gospodar cze/reestr_regon_oraz_badana_statystyczne_materal_eduacyny. pdf, dostęp dna Pressat R. (966, Analza demografczna. Metody, wyn, zastosowana, PW, Warszawa.. Pta-Chmelewsa A. (, Analza przeżyca przedsęborstw w Polsce na przyładze wybranego woewództwa, w: Prognozowane w zarządzanu frmą, Dttmann P. (red., Prace auowe Unwersytetu Eonomcznego we Wrocławu nr 3.. Pta-Chmelewsa A. (, Dostępność przydatność danych do analzy przeżyca przedsęborstw, Wadomośc tatystyczne nr 6.. Raczy A. (9, Metody badana przedsęborczośc oparte na reestrze podmotów gospodar narodowe, w: Rola przedsęborczośc w ształtowanu społeczeństwa nformacynego, Zoło T., Rachwał T. (red., Przedsęborczość Eduaca nr 5, Załad Przedsęborczośc Gospodar Przestrzenne Instytutu Geograf Unwersytetu Pedagogcznego w Kraowe. 3. Rossa A. (5, Metody estymac rozładu czasu trwana zaws dla danych cenzurowanych oraz ch zastosowana, Wydawnctwo Unwersytetu Łódzego, Łódź. 4. Ustawa z dna lpca 5 r. o zmane ustawy o systeme ubezpeczeń społecznych oraz netórych nnych ustaw, Dz.U. r 5, poz Warun powstana dzałana oraz perspetywy rozwoowe polsch przedsęborstw powstałych w latach 9 3 (5, Informace Opracowana tatystyczne, GU, Warszawa. treszczene W artyule przedstawono wyn badana ohortowego czasu stnena mroprzedsęborstw powstałych w Gdańsu w 9 r. Celem badana było oreślene rozładu czasu stnena mroprzedsęborstw w Gdańsu oraz znalezene prawdłowośc w długośc oresu stnena frm na gdańsm rynu. Wyorzystano deę analzy ohortowe rozwnętą w ramach dzedzny
19 Analza ohortowa czasu stnena mroprzedsęborstw 45 demograf oraz metody analzy przeżyca pozwalaące na estymacę rozładu czasu upływaącego od zdarzena początowego (rozpoczęce dzałalnośc gospodarcze do zdarzena ońcowego (zaończene dzałalnośc gospodarcze. onstruowano empryczną tablcę ohortową czasu stnena mroprzedsęborstw, a taże wyorzystano estymator Kaplana-Meera do oszacowana func przetrwana. Wyn badana mogą być wyorzystane do prowadzena suteczne polty gospodarcze w Gdańsu wsperaące rozwó przedsęborczośc oraz mogą być przydatne do porównań z wynam analogcznych badań przeprowadzanych w nnych mastach czy woewództwach. łowa luczowe mroprzedsęborstwa, analza przeżyca, analza ohortowa Cohort analyss of survval tme of mcro enterprses n Gdans (ummary Ths paper presents the results of a longtudnal study of survval tme of mcro enterprses set up n Gdans n 9. The am of the research was to determne a dstrbuton of survval tme of these enterprses, and to derve a pattern for frms exstence tme on the maret n Gdans. A cohort analyss approach, developed wthn the feld of demography, was employed. urvval analyss methods, whch allow to estmate dstrbuton of survval tme from the ntal event (outset of busness actvty to the fnal event (termnaton of busness actvty, were also appled. An emprcal cohort lfe table of mcro enterprses was constructed. In addton, a survval functon was estmated usng the Kaplan-Meer estmator. Results of the study can be used to mplement an effectve economc polcy to support busness development n Gdans, and for comparson wth results of smlar research carred out n other ctes or regons. Keywords mcro enterprses, survval analyss, cohort analyss
FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Folia Pomer. Univ. Technol. Stetin. 2010, Oeconomica 280 (59), 13 20
FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Fola Pomer. Unv. Technol. Stetn. 2010, Oeconomca 280 (59), 13 20 Iwona Bą, Agnesza Sompolsa-Rzechuła LOGITOWA ANALIZA OSÓB UZALEŻNIONYCH OD ŚRODKÓW
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 szczegółowoEfekty zaokrągleń cen w Polsce po wprowadzeniu euro do obiegu gotówkowego
Ban Kredyt 40 (2), 2009, 61 95 www.banredyt.nbp.pl www.banandcredt.nbp.pl fety zaorągleń cen w Polsce po wprowadzenu euro do obegu gotówowego Mare Rozrut*, Jarosław T. Jaub #, Karolna Konopcza Nadesłany:
Bardziej szczegółowoPrawdopodobieństwo i statystyka r.
Prawdopodobeństwo statystya.05.00 r. Zadane Zmenna losowa X ma rozład wyładnczy o wartośc oczewanej, a zmenna losowa Y rozład wyładnczy o wartośc oczewanej. Obe zmenne są nezależne. Oblcz E( Y X + Y =
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 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 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 szczegółowoMatematyka finansowa r.
. Sprawdź, tóre z ponższych zależnośc są prawdzwe: () = n n a s v d v d d v v d () n n m ) ( n m ) ( v a d s ) m ( = + & & () + = = + = )! ( ) ( δ Odpowedź: A. tylo () B. tylo () C. tylo () oraz () D.
Bardziej szczegółowoN ( µ, σ ). Wyznacz estymatory parametrów µ i. Y które są niezależnymi zmiennymi losowymi.
3 Metody estymacj N ( µ, σ ) Wyzacz estymatory parametrów µ 3 Populacja geerala ma rozład ormaly mometów wyorzystując perwszy momet zwyły drug momet cetraly z prób σ metodą 3 Zmea losowa ma rozład geometryczy
Bardziej szczegółowoOPTYMALIZACJA KOSZTÓW PRZEBUDOWY PORTFELA JAKO ZADANIE TRANSPORTOWE. 1. Problem badawczy
B A D A N I A O P E R A C Y J N E I D E C Y Z J E Nr 2 2004 Krzysztof PIASECKI* OPTYALIZACJA KOSZTÓW PRZEBUDOWY PORTFELA JAKO ZADANIE TRANSPORTOWE Wszyste oszty generowane przez prowze malerse są włączone
Bardziej szczegółowoPROBLEMY BADANIA NIEZAWODNOŚCI SIŁOWNI TRANSPORTOWYCH OBIEKTÓW OCEANOTECHNICZNYCH
Zbgnew MATUSZAK POBLEMY BADAIA IEZAWODOŚCI SIŁOWI TASPOTOWYCH OBIEKTÓW OCEAOTECHICZYCH Streszczene W artyule przedstawono problemy występujące podczas badana nezawodnośc słown orętowych pływających obetów
Bardziej szczegółowodr inż. ADAM HEYDUK dr inż. JAROSŁAW JOOSTBERENS Politechnika Śląska, Gliwice
dr nż. ADA HEYDUK dr nż. JAOSŁAW JOOSBEENS Poltechna Śląsa, Glwce etody oblczana prądów zwarcowych masymalnych nezbędnych do doboru aparatury łączenowej w oddzałowych secach opalnanych według norm europejsej
Bardziej szczegółowoParametry zmiennej losowej
Eonometra Ćwczena Powtórzene wadomośc ze statysty SS EK Defncja Zmenną losową X nazywamy funcję odwzorowującą przestrzeń zdarzeń elementarnych w zbór lczb rzeczywstych, taą że przecwobraz dowolnego zboru
Bardziej szczegółowoWYZNACZENIE ROZKŁADU TEMPERATUR STANU USTALONEGO W MODELU 2D PRZY UŻYCIU PROGRMU EXCEL
Zeszyty robemowe Maszyny Eetryczne Nr /203 (98) 233 Andrze ałas BOBRME KOMEL, Katowce WYZNACZENIE ROZKŁADU TEMERATUR STANU USTALONEGO W MODELU 2D RZY UŻYCIU ROGRMU EXCEL SOLVING STEADY STATE TEMERATURE
Bardziej szczegółowoUdoskonalona metoda obliczania mocy traconej w tranzystorach wzmacniacza klasy AB
Julusz MDZELEWSK Wydzał Eletron Techn nformacyjnych, nstytut Radoeletron, oltechna Warszawsa do:0.599/48.05.09.36 dosonalona metoda oblczana mocy traconej w tranzystorach wzmacnacza lasy AB Streszczene.
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 szczegółowoZastosowanie procedur modelowania ekonometrycznego w procesach programowania i oceny efektywności inwestycji w elektroenergetyce
Waldemar KAMRAT Poltechna Gdańsa Katedra Eletroenergety Zastosowane procedur modelowana eonometrycznego w procesach programowana oceny efetywnośc nwestyc w eletroenergetyce Streszczene. W pracy przedstawono
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA. Zmienna losowa skokowa i jej rozkład
STATYSTYKA Wnosowane statystyczne to proces myślowy polegający na formułowanu sądów o całośc przy dysponowanu o nej ogranczoną lczbą nformacj Zmenna losowa soowa jej rozład Zmenną losową jest welość, tóra
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 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 szczegółowoDr Krzysztof Piontek. Metody taksonomiczne Klasyfikacja i porządkowanie
Lteratura przegląd etod Studu podyploowe Analty Fnansowy Metody tasonoczne Klasyfaca porządowane Dzechcarz J. (pod red.), Eonoetra: etody, przyłady, zadana, Wydawnctwo Aade Eonoczne we Wrocławu, Wrocław,
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 szczegółowoOKRESOWA EMERYTURA KAPITAŁOWA ZE ŚRODKÓW ZGROMADZONYCH W OFE
OKRESOWA EMERYTURA KAPITAŁOWA ZE ŚRODKÓW ZGROMADZONYCH W OFE Z a k ł a d U b e z p e c z e ń S p o ł e c z n y c h Warunk nabywana prawa do okresowej emerytury kaptałowej ze środków zgromadzonych w otwartym
Bardziej szczegółowoSZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW
SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW Stefan WÓJTOWICZ, Katarzyna BIERNAT ZAKŁAD METROLOGII I BADAŃ NIENISZCZĄCYCH INSTYTUT ELEKTROTECHNIKI ul. Pożaryskego 8, 04-703 Warszawa tel.
Bardziej szczegółowoMETODA USTALANIA WSPÓŁCZYNNIKA DYNAMICZNEGO WYKORZYSTANIA ŁADOWNOŚCI POJAZDU
Stansław Bogdanowcz Poltechna Warszawsa Wydzał Transportu Załad Logsty Systemów Transportowych METODA USTALANIA WSPÓŁCZYNNIKA DYNAMICZNEGO WYKORZYSTANIA ŁADOWNOŚCI POJAZDU Streszczene: Ogólna podstawa
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 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 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 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 szczegółowoANALIZA PREFERENCJI SŁUCHACZY UNIWERSYTETU TRZECIEGO WIEKU Z WYKORZYSTANIEM WYBRANYCH METOD NIESYMETRYCZNEGO SKALOWANIA WIELOWYMIAROWEGO
Artur Zaborsk Unwersytet Ekonomczny we Wrocławu ANALIZA PREFERENCJI SŁUCHACZY UNIWERSYTETU TRZECIEGO WIEKU Z WYKORZYSTANIEM WYBRANYCH METOD NIESYMETRYCZNEGO SKALOWANIA WIELOWYMIAROWEGO Wprowadzene Od ukazana
Bardziej szczegółowo6. ROŻNICE MIĘDZY OBSERWACJAMI STATYSTYCZNYMI RUCHU KOLEJOWEGO A SAMOCHODOWEGO
Różnce mędzy obserwacjam statystycznym ruchu kolejowego a samochodowego 7. ROŻNICE MIĘDZY OBSERWACJAMI STATYSTYCZNYMI RUCHU KOLEJOWEGO A SAMOCHODOWEGO.. Obserwacje odstępów mędzy kolejnym wjazdam na stację
Bardziej szczegółowoKier. MTR Programowanie w MATLABie Laboratorium Ćw. 12
Ker. MTR Programowane w MATLABe Laboratorum Ćw. Analza statystyczna grafczna danych pomarowych. Wprowadzene MATLAB dysponuje weloma funcjam umożlwającym przeprowadzene analzy statystycznej pomarów, czy
Bardziej szczegółowoBadania sondażowe. Braki danych Konstrukcja wag. Agnieszka Zięba. Zakład Badań Marketingowych Instytut Statystyki i Demografii Szkoła Główna Handlowa
Badana sondażowe Brak danych Konstrukcja wag Agneszka Zęba Zakład Badań Marketngowych Instytut Statystyk Demograf Szkoła Główna Handlowa 1 Błędy braku odpowedz Całkowty brak odpowedz (UNIT nonresponse)
Bardziej szczegółowoWPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI NA NIEPEWNOŚĆ WYNIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO
Walenty OWIECZKO WPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI A IEPEWOŚĆ WYIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO STRESZCZEIE W artykule przedstaono ynk analzy nepenośc pomaru ybranych cech obektu obrazu cyfroego. Wyznaczono
Bardziej 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 szczegółowoProjekt 6 6. ROZWIĄZYWANIE RÓWNAŃ NIELINIOWYCH CAŁKOWANIE NUMERYCZNE
Inormatyka Podstawy Programowana 06/07 Projekt 6 6. ROZWIĄZYWANIE RÓWNAŃ NIELINIOWYCH CAŁKOWANIE NUMERYCZNE 6. Równana algebraczne. Poszukujemy rozwązana, czyl chcemy określć perwastk rzeczywste równana:
Bardziej szczegółowoROZWIĄZYWANIE DWUWYMIAROWYCH USTALONYCH ZAGADNIEŃ PRZEWODZENIA CIEPŁA PRZY POMOCY ARKUSZA KALKULACYJNEGO
OZWIĄZYWAIE DWUWYMIAOWYCH USALOYCH ZAGADIEŃ PZEWODZEIA CIEPŁA PZY POMOCY AKUSZA KALKULACYJEGO OPIS MEODY Do rozwązana ustalonego pola temperatury wyorzystana est metoda blansów elementarnych. W metodze
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 szczegółowoStatystyka. Zmienne losowe
Statystyka Zmenne losowe Zmenna losowa Zmenna losowa jest funkcją, w której każdej wartośc R odpowada pewen podzbór zboru będący zdarzenem losowym. Zmenna losowa powstaje poprzez przyporządkowane każdemu
Bardziej szczegółowoMikroekonometria 13. Mikołaj Czajkowski Wiktor Budziński
Mkroekonometra 13 Mkołaj Czajkowsk Wktor Budzńsk Symulacje Analogczne jak w przypadku cągłej zmennej zależnej można wykorzystać metody Monte Carlo do analzy różnego rodzaju problemów w modelach gdze zmenna
Bardziej szczegółowoRozkład dwupunktowy. Rozkład dwupunktowy. Rozkład dwupunktowy x i p i 0 1-p 1 p suma 1
Rozkład dwupunktowy Zmenna losowa przyjmuje tylko dwe wartośc: wartość 1 z prawdopodobeństwem p wartość 0 z prawdopodobeństwem 1- p x p 0 1-p 1 p suma 1 Rozkład dwupunktowy Funkcja rozkładu prawdopodobeństwa
Bardziej szczegółowoOdczyt kodów felg samochodowych w procesie produkcyjnym
Odczyt odów felg samochodowych w procese producyjnym Jace Dunaj Przemysłowy Instytut Automaty Pomarów PIAP Streszczene: W artyule przedstawono sposób realzacj odczytu odów felg samochodowych. Opracowane
Bardziej szczegółowo65120/ / / /200
. W celu zbadana zależnośc pomędzy płcą klentów ch preferencjam, wylosowano kobet mężczyzn zadano m pytane: uważasz za lepszy produkt frmy A czy B? Wynk były następujące: Odpowedź Kobety Mężczyźn Wolę
Bardziej szczegółowoZapis informacji, systemy pozycyjne 1. Literatura Jerzy Grębosz, Symfonia C++ standard. Harvey M. Deitl, Paul J. Deitl, Arkana C++. Programowanie.
Zaps nformacj, systemy pozycyjne 1 Lteratura Jerzy Grębosz, Symfona C++ standard. Harvey M. Detl, Paul J. Detl, Arkana C++. Programowane. Zaps nformacj w komputerach Wszystke elementy danych przetwarzane
Bardziej szczegółowoOKRESOWA EMERYTURA KAPITAŁOWA ZE ŚRODKÓW ZGROMADZONYCH W OFE
OKRESOWA EMERYTURA KAPITAŁOWA ZE ŚRODKÓW ZGROMADZONYCH W OFE Z a k ł a d U b e z p e c z e ń S p o ł e c z n y c h Warunk nabywana prawa do okresowej emerytury kaptałowej ze środków zgromadzonych w otwartym
Bardziej szczegółowoRegulamin promocji 14 wiosna
promocja_14_wosna strona 1/5 Regulamn promocj 14 wosna 1. Organzatorem promocj 14 wosna, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa od 01 lutego 2014 do 30
Bardziej szczegółowoBadanie współzależności dwóch cech ilościowych X i Y. Analiza korelacji prostej
Badane współzależnośc dwóch cech loścowych X Y. Analza korelacj prostej Kody znaków: żółte wyróżnene nowe pojęce czerwony uwaga kursywa komentarz 1 Zagadnena 1. Zwązek determnstyczny (funkcyjny) a korelacyjny.
Bardziej 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 szczegółowoKrzysztof Borowski Zastosowanie metody wideł cenowych w analizie technicznej
Krzysztof Borowsk Zastosowane metody wdeł cenowych w analze technczne Wprowadzene Metoda wdeł cenowych została perwszy raz ogłoszona przez Alana Andrewsa 1 w roku 1960. Trzy lne wchodzące w skład metody
Bardziej szczegółowoUchwała Nr XXVI 11/176/2012 Rada Gminy Jeleśnia z dnia 11 grudnia 2012
RADA GMNY JELEŚNA Uchwała Nr XXV 11/176/2012 Rada Gmny Jeleśna z dna 11 grudna 2012 w sprawe zatwerdzena taryfy na odprowadzane śceków dostarczane wody przedstawonej przez Zakład Gospodark Komunalnej w
Bardziej szczegółowoProblem plecakowy (KNAPSACK PROBLEM).
Problem plecakowy (KNAPSACK PROBLEM). Zagadnene optymalzac zwane problemem plecakowym swą nazwę wzęło z analog do sytuac praktyczne podobne do problemu pakowana plecaka. Chodz o to, by zapakować maksymalne
Bardziej szczegółowoZjawiska masowe takie, które mogą wystąpid nieograniczoną ilośd razy. Wyrazów Obcych)
Statystyka - nauka zajmująca sę metodam badana przedmotów zjawsk w ch masowych przejawach ch loścową lub jakoścową analzą z punktu wdzena nauk, do której zakresu należą.
Bardziej szczegółowoEvaluation of estimation accuracy of correlation functions with use of virtual correlator model
Jadwga LAL-JADZIAK Unwersytet Zelonogórsk Instytut etrolog Elektrycznej Elżbeta KAWECKA Unwersytet Zelonogórsk Instytut Informatyk Elektronk Ocena dokładnośc estymacj funkcj korelacyjnych z użycem modelu
Bardziej szczegółowoA. ROZLICZENIE KOSZTÓW CENTRALNEGO OGRZEWANIA CHARAKTERYSTYKA KOSZTÓW DOSTAWY CIEPŁA
REGULAMIN ndywdualnego rozlczena osztów energ ceplnej dostarczonej na potrzeby centralnego ogrzewana cepłej wody meszań w zasobach Spółdzeln Meszanowej Lębora. POSTANOIENIA OGÓLNE Regulamn oreśla zasady:
Bardziej szczegółowoEugeniusz Rosołowski. Komputerowe metody analizy elektromagnetycznych stanów przejściowych
Eugenusz Rosołows Komputerowe metody analzy eletromagnetycznych stanów przejścowych Ocyna Wydawncza Poltechn Wrocławsej Wrocław 9 Opnodawcy Jan IŻYKOWSKI Paweł SOWA Opracowane redacyjne Mara IZBIKA Koreta
Bardziej szczegółowoSYSTEMY UCZĄCE SIĘ WYKŁAD 5. LINIOWE METODY KLASYFIKACJI. Dr hab. inż. Grzegorz Dudek Wydział Elektryczny Politechnika Częstochowska.
SYSEMY UCZĄCE SIĘ WYKŁAD 5. LINIOWE MEODY KLASYFIKACJI Częstochowa 4 Dr hab. nż. Grzegorz Dude Wydzał Eletryczny Poltechna Częstochowsa FUNKCJE FISHEROWSKA DYSKRYMINACYJNE DYSKRYMINACJA I MASZYNA LINIOWA
Bardziej szczegółowoO PEWNYM MODELU POZWALAJĄCYM IDENTYFIKOWAĆ K NAJBARDZIEJ PODEJRZANYCH REKORDÓW W ZBIORZE DANYCH KSIĘGOWYCH W PROCESIE WYKRYWANIA OSZUSTW FINANSOWYCH
Mateusz Baryła Unwersytet Ekonomczny w Krakowe O PEWNYM MODELU POZWALAJĄCYM IDENTYFIKOWAĆ K NAJBARDZIEJ PODEJRZANYCH REKORDÓW W ZBIORZE DANYCH KSIĘGOWYCH W PROCESIE WYKRYWANIA OSZUSTW FINANSOWYCH Wprowadzene
Bardziej szczegółowoOGŁOSZENIE TARYFA DLA ZBIOROWEGO ZAOPATRZENIA W WODĘ I ZBIOROWEGO ODPROWADZANIA ŚCIEKÓW. Taryfa obowiązuje od 01.01.2014 do 31.12.
OGŁOSZENIE Zgodne z Uchwałą Nr XXXIII/421/2013 Rady Mejskej w Busku-Zdroju z dna 14 lstopada 2013 r. w sprawe zatwerdzena taryf za zborowe zaopatrzene w wodę zborowe odprowadzane śceków dla Mejskego Przedsęborstwa
Bardziej szczegółowoĆw. 5. Wyznaczanie współczynnika sprężystości przy pomocy wahadła sprężynowego
5 KATEDRA FIZYKI STOSOWANEJ PRACOWNIA FIZYKI Ćw. 5. Wyznaczane współczynna sprężystośc przy pomocy wahadła sprężynowego Wprowadzene Ruch drgający należy do najbardzej rozpowszechnonych ruchów w przyrodze.
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 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 szczegółowoKRZYWA BÉZIERA TWORZENIE I WIZUALIZACJA KRZYWYCH PARAMETRYCZNYCH NA PRZYKŁADZIE KRZYWEJ BÉZIERA
KRZYWA BÉZIERA TWORZENIE I WIZUALIZACJA KRZYWYCH PARAMETRYCZNYCH NA PRZYKŁADZIE KRZYWEJ BÉZIERA Krzysztof Serżęga Wyższa Szkoła Informatyk Zarządzana w Rzeszowe Streszczene Artykuł porusza temat zwązany
Bardziej szczegółowoSTATYSTYCZNA ANALIZA WYNIKÓW POMIARÓW
Zakład Metrolog Systemów Pomarowych P o l t e c h n k a P o z n ańska ul. Jana Pawła II 4 60-965 POZAŃ (budynek Centrum Mechatronk, Bomechank anonżyner) www.zmsp.mt.put.poznan.pl tel. +48 61 665 5 70 fax
Bardziej szczegółowoMultifraktalne cechy przep³ywu lokalnej sejsmicznoœci indukowanej na terenie KWK Katowice (GZW)
Przegl¹d Geologczny, vol. 49, nr, 00 Multfraktalne cechy przep³ywu lokalne sesmcznoœc ndukowane na terene KWK Katowce (GZW) Olga Polechoñska* Zbadano multfraktalne w³aœcwoœc rozk³adów epcentrów, czasów
Bardziej szczegółowoZarządzanie ryzykiem w przedsiębiorstwie i jego wpływ na analizę opłacalności przedsięwzięć inwestycyjnych
dr nż Andrze Chylńsk Katedra Bankowośc Fnansów Wyższa Szkoła Menedżerska w Warszawe Zarządzane ryzykem w rzedsęborstwe ego wływ na analzę ołacalnośc rzedsęwzęć nwestycynych w w w e - f n a n s e c o m
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 szczegółowo0 0,2 0, p 0,1 0,2 0,5 0, p 0,3 0,1 0,2 0,4
Zad. 1. Dana jest unkcja prawdopodobeństwa zmennej losowej X -5-1 3 8 p 1 1 c 1 Wyznaczyć: a. stałą c b. wykres unkcj prawdopodobeństwa jej hstogram c. dystrybuantę jej wykres d. prawdopodobeństwa: P (
Bardziej szczegółowoRegulamin promocji zimowa piętnastka
zmowa pętnastka strona 1/5 Regulamn promocj zmowa pętnastka 1. Organzatorem promocj zmowa pętnastka, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa od 01 grudna
Bardziej szczegółowoMETODY OCENY STOPNIA ZAAWANSOWANIA TELEINFORMATYCZNEGO POLSKICH PRZEDSI BIORSTW
METODY OCENY STOPNIA ZAAWANSOWANIA TELEINFORMATYCZNEGO POLSKICH PRZEDSI BIORSTW ANETA BECKER, Aadema Rolncza w Szczecne JAROSŁAW BECKER Poltechna Szczec sa Streszczene W artyule scharateryzowano wyorzystane
Bardziej szczegółowoLABORATORIUM TECHNIKI CIEPLNEJ INSTYTUTU TECHNIKI CIEPLNEJ WYDZIAŁ INŻYNIERII ŚRODOWISKA I ENERGETYKI POLITECHNIKI ŚLĄSKIEJ
INSTYTUTU TECHNIKI CIEPLNEJ WYDZIAŁ INŻYNIERII ŚRODOWISKA I ENERGETYKI POLITECHNIKI ŚLĄSKIEJ INSTRUKCJA LABORATORYJNA Temat ćwczena: BADANIE POPRAWNOŚCI OPISU STANU TERMICZNEGO POWIETRZA PRZEZ RÓWNANIE
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA REGIONALNA
ЕЗЮМЕ В,. Т (,,.),. В, 2010. щ,. В -,. STATYSTYKA REGIONALNA Paweł DYKAS Zróżncowane rozwoju powatów w woj. małopolskm W artykule podjęto próbę analzy rozwoju ekonomcznego powatów w woj. małopolskm, wykorzystując
Bardziej szczegółowoPROBLEMATYKA DOBORU MIARY ODLEGŁOŚCI W KLASYFIKACJI SPEKTRALNEJ DANYCH SYMBOLICZNYCH
Marcn Peła Unwersytet Eonoczny we Wrocławu PROBLEMATYKA DOBORU MIARY ODLEGŁOŚCI W KLASYFIKACJI SPEKTRALNEJ DANYCH SYMBOLICZNYCH Wprowadzene Zagadnene doboru odpowednej ary odległośc stanow, obo probleaty
Bardziej szczegółowo1. Komfort cieplny pomieszczeń
1. Komfort ceplny pomeszczeń Przy określanu warunków panuących w pomeszczenu używa sę zwykle dwóch poęć: mkroklmat komfort ceplny. Przez poęce mkroklmatu wnętrz rozume sę zespół wszystkch parametrów fzycznych
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 szczegółowoAPROKSYMACJA QUASIJEDNOSTAJNA
POZNAN UNIVE RSITY OF TE CHNOLOGY ACADE MIC JOURNALS No 73 Electrcal Engneerng 213 Jan PURCZYŃSKI* APROKSYMACJA QUASIJEDNOSTAJNA W pracy wykorzystano metodę aproksymacj średnokwadratowej welomanowej, przy
Bardziej szczegółowoUchwała nr L/1044/05 Rady Miasta Katowice. z dnia 21 listopada 2005r.
Uchwała nr L/1044/05 Rady Masta Katowce z dna 21 lstopada 2005r. w sprawe określena wysokośc stawek podatku od środków transportowych na rok 2006 obowązujących na terene masta Katowce Na podstawe art.18
Bardziej szczegółowoZASADY WYZNACZANIA DEPOZYTÓW ZABEZPIECZAJĄCYCH PO WPROWADZENIU DO OBROTU OPCJI W RELACJI KLIENT-BIURO MAKLERSKIE
Zasady wyznazana depozytów zabezpezaąyh po wprowadzenu do obrotu op w rela lent-buro malerse ZAADY WYZNACZANIA DEPOZYTÓW ZABEZPIECZAJĄCYCH PO WPROWADZENIU DO OBROTU OPCJI W RELACJI KLIENT-BIURO MAKLERKIE
Bardziej szczegółowoSZTUCZNA INTELIGENCJA
SZTUCZNA INTELIGENCJA WYKŁAD 15. ALGORYTMY GENETYCZNE Częstochowa 014 Dr hab. nż. Grzegorz Dudek Wydzał Elektryczny Poltechnka Częstochowska TERMINOLOGIA allele wartośc, waranty genów, chromosom - (naczej
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 szczegółowoStatystyka Opisowa 2014 część 1. Katarzyna Lubnauer
Statystyka Opsowa 2014 część 1 Katarzyna Lubnauer Lteratura: 1. Statystyka w Zarządzanu Admr D. Aczel 2. Statystyka Opsowa od Podstaw Ewa Waslewska 3. Statystyka, Lucjan Kowalsk. 4. Statystyka opsowa,
Bardziej 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 szczegółowoRegulamin promocji fiber xmas 2015
fber xmas 2015 strona 1/5 Regulamn promocj fber xmas 2015 1. Organzatorem promocj fber xmas 2015, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa od 01 grudna 2015
Bardziej 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 szczegółowoPlan wykładu. Sztuczne sieci neuronowe. Uczenie nienadzorowane (bez nauczyciela) Uczenie nienadzorowane - przykłady
Plan yładu Wyład 10: Sec samoorganzuce s na zasadze spółzaodncta Sec samoorganzuace s na zasadze spółzaodncta: uczene nenadzoroane uczene onurencyne reguła WTA reguła WTM antoane etoroe mapa cech Kohonena
Bardziej szczegółowoPORÓWNANIE METOD ANALIZY EFEKTYWNOŚCI NA PRZYKŁADZIE SERWERA APLIKACJI W SIECI LOKALNEJ
STUDI IFORMTIC Volume 3 umber 3 (98) Tadeusz CZCHÓRSKI, Krzysztof GROCHL Instytut Informatyk Teoretycznej Stosowanej Polskej kadem auk dam JÓZEFIOK, Tomasz YCZ Poltechnka Śląska, Instytut Informatyk PORÓWIE
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 szczegółowoStatystyka Opisowa 2014 część 2. Katarzyna Lubnauer
Statystyka Opsowa 2014 część 2 Katarzyna Lubnauer Lteratura: 1. Statystyka w Zarządzanu Admr D. Aczel 2. Statystyka Opsowa od Podstaw Ewa Waslewska 3. Statystyka, Lucjan Kowalsk. 4. Statystyka opsowa,
Bardziej szczegółowoRENTA RODZINNA. Po kim może być przyznana renta rodzinna?
RENTA RODZINNA Z a k ł a d U b e z p e c z e ń S p o ł e c z n y c h Warunk nabywana prawa do renty rodznnej oraz jej wysokość określa ustawa z dna 17 grudna 1998 r. o emeryturach rentach z Funduszu Ubezpeczeń
Bardziej szczegółowoPODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH
PODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH Z a k ł a d U b e z p e c z e ń S p o ł e c z n y c h Wprowadzene Nnejsza ulotka adresowana jest zarówno do osób dopero ubegających
Bardziej szczegółowo1.1. Uprość opis zdarzeń: 1.2. Uprościć opis zdarzeń: a) A B A Uprościć opis zdarzeń: 1.4. Uprościć opis zdarzeń:
.. Uprość ops zdarzeń: a) A B, A \ B b) ( A B) ( A' B).. Uproścć ops zdarzeń: a) A B A b) A B, ( A B) ( B C).. Uproścć ops zdarzeń: a) A B A B b) A B C ( A B) ( B C).4. Uproścć ops zdarzeń: a) A B, A B
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 szczegółowoSYSTEM ZALICZEŃ ĆWICZEŃ
AMI, zma 010/011 mgr Krzysztof Rykaczewsk System zalczeń Wydzał Matematyk Informatyk UMK SYSTEM ZALICZEŃ ĆWICZEŃ z Analzy Matematycznej I, 010/011 (na podst. L.G., K.L., J.M., K.R.) Nnejszy dokument dotyczy
Bardziej szczegółowoProste modele ze złożonym zachowaniem czyli o chaosie
Proste modele ze złożonym zachowanem czyl o chaose 29 kwetna 2014 Komputer jest narzędzem coraz częścej stosowanym przez naukowców do ukazywana skrzętne ukrywanych przez naturę tajemnc. Symulacja, obok
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 szczegółowoZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 2(88)/2012
ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW (88)/01 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANIE ASOWEGO OENTU BEZWŁADNOŚCI WZGLĘDE OSI PIONOWEJ DLA SAOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWIE WZORU EPIRYCZNEGO 1. Wstęp asowy moment
Bardziej 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 szczegółowoPodstawy teorii falek (Wavelets)
Podstawy teor falek (Wavelets) Ψ(). Transformaca Haara (97).. Przykład pewne metody zapsu obrazu Transformaca Haara Przykład zapsu obrazu -D Podstawy matematyczne transformac Algorytmy rozkładana funkc
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 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 szczegółowoRegulamin promocji upalne lato 2014 2.0
upalne lato 2014 2.0 strona 1/5 Regulamn promocj upalne lato 2014 2.0 1. Organzatorem promocj upalne lato 2014 2.0, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa
Bardziej szczegółowo