Współczesna Gospodarka
|
|
- Wiktor Kruk
- 7 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Współczesna Gospodarka Contemporary Economy Vol. 6 Issue 2 ( Electronc Scentfc Journal ISSN X RYZYKO OBSŁUGI ZOBOWIĄZAŃ DŁUGOTERMINOWYCH GMINY SOPOT W ŚWIETLE PERSPEKTYWY BUDŻETOWEJ UNII EUROPEJSKIEJ NA LATA Streszczene Wejśce Polsk do Un Europejskej pozwolło polskm gmnom na korzystane z dofnansowywana projektów rozbudowy lokalnej nfrastruktury, ochrony środowska poprawy konkurencyjnośc gmn. Proces tych przeman jest nekedy określany jako nwelowane różnc rozwojowych mędzy krajam "starej pętnastk" a nowym krajam członkowskm. Dążene gmn do jak najwększego wykorzystana środków unjnych spowodowało gwałtowny wzrost pozomu zadłużena gmn zwązaną z nm zmanę stanów ryzyka obsług zobowązań długotermnowych gmn. Celem artykułu jest potwerdzene na przykładze emprycznym tezy, że zmana uwarunkowań realzacj długotermnowych zobowązań fnansowych zwązana z perspektywą budżetową Un Europejskej na lata jest przyczyną zman stanów ryzyka obsług tych zobowązań. Narzędzem użytym do weryfkacj tej hpotezy jest model ryzyka, czyl wektor losowy o składowych utożsamanych ze zmennym kontrolnym procesu zarządzana w obszarze obsług długotermnowych zobowązań fnansowych. Konstrukcja składowych tego wektora oparta jest o podstawowe charakterystyk rozkładu prawdopodobeństwa tego wektora jak wartość oczekwana warancja wraz z ch pozomam wzorcowym oraz antywzorcowym. Słowa kluczowe: zarządzane ryzykem, stany ryzyka, budżet Un Europejskej Wstęp Una Europejska prowadz koordynuje poltyk wspólnotowe poprzez uchwalane swojego budżetu. Aby przy jego konstrukcj ne kerować sę jedyne beżącym czynnkam, przychody wydatk są uchwalane w 5-7 letnch perspektywach budżetowych. Wejśce Polsk do Un Europejskej otworzyło przed zarządzającym polskm gmnam neznane przedtem możlwośc rozwoju. Perspektywa fnansowa Un Europejskej na lata pomogła wydatne w rozbudowe nfrastruktury lokalnej, ochrone środowska, zwększenu bezpeczeństwa obywatel czy rozwoju konkurencyjnośc gmn jako mejsca zatrudnena. Netrudno sę domyślć, że oczekwanem lokalnych społecznośc względem samorządowców jest jak najlepsze,
2 52 czyl najwększe, wykorzystane środków unjnych. Jednak nwestycje ne są dofnansowywane z budżetu unjnego w całośc aby je wykorzystać gmny muszą poneść pewną część tych kosztów. Dylemat polega na tym, że gmny rzadko kedy dysponują na tyle dużym nadwyżkam fnansowym, aby sprostać możlwoścom dofnansowana unjnego. Muszą zatem posłkować sę źródłam fnansowana zewnętrznego. Fakt ten wpływa w sposób stotny na zmanę warunków obsług zobowązań długotermnowych gmn zwązane z tym zjawskem ryzyko. Celem pracy jest potwerdzene na przykładze emprycznym tezy, że zmana uwarunkowań realzacj długotermnowych zobowązań fnansowych zwązana z perspektywą budżetową Un Europejskej na lata jest przyczyną zman stanów ryzyka obsług tych zobowązań. Narzędzem użytym w badanu jest zestandaryzowany wektor ryzyka. Badanym obektem będze zmenność stanów ryzyka obsług zobowązań długotermnowych Gmny Sopot w latach Wyzwana zarządzających fnansam gmny w śwetle dotacj unjnych Wybrany do badana obekt jest gmną postrzeganą jako nowoczesna gmna postndustralna. Brak przemysłu cężkego, status uzdrowska opna jednego z najatrakcyjnejszych kurortów w Polsce stanową newątplwe o jej szeroko rozumanej atrakcyjnośc, ale też stanow wyzwane dla władz. Brak dalszych nwestycj w nfrastrukturę mogłoby doprowadzć do utraty dobrego wzerunku, co z kole powoduje utratę przewag konkurencyjnej zwązanej z ną korzyśc. Otwarce nowej perspektywy fnansowej Un Europejskej na lata dostępność zwązanych z ną funduszy na rozwój regonalny było newątplwe okazją do przystąpena do realzacj welu nwestycj dotąd odkładanych w czase ze względu na brak funduszy. Fundusze te można pozyskać pod warunkem partycypacj gmny w kosztach nwestycj. Nejednokrotne nawet częścowe fnansowane przez gmnę nwestycj z kaptału własnego jest nemożlwe. Jednocześne społeczeństwo wyraźne oczekuje, że fundusze unjne będą wykorzystane w jak najwększym stopnu, dzęk czemu nfrastruktura danego regonu ulegne wyraźnej poprawe. Oznacza to dla samorządowców wzrost presj na zadłużane gmny w celu realzacj projektów dofnansowywanych z Un Europejskej. Sytuacja ta stwarza nowe wyzwana dla zarządzających fnansam gmny z punktu wdzena ryzyka obsług zobowązań długotermnowych. 2. Model ryzyka obsług zobowązań długotermnowych Zarządzane strategczne jest zespołem dzałań, w skład którego wchodzą: formułowane strateg, planowane procesu realzacj celów strategcznych, a następne realzacja oraz kontrola realzacj tych procesów. Realzacja założeń strateg odbywa sę w warunkach nepewnośc. Nepewność tę można podzelć na merzalną nemerzalną. Ryzyko jest rozumane jako nepewność merzalna, natomast nepewność nemerzalna jest określana manem nepewnośc sensu strcto 1. Aby dokonać oceny efektów dzałana zarządzających fnansam gmny należy w perwszej kolejnośc zdentyfkować cele strategczne zwązane z tym aspektem dzałalnośc gmny, które będą podlegały kontrol (cele kontrolne. Następne należy zdefnować zmenne kontrolne, które będą obrazem jakośc oraz skutecznośc decyzj dzałań osób zarządzających danym podmotem 2. Merzene stopna realzacj celów kontrolnych odbywa sę poprzez badane podstawowych mar charakterystycznych zmennych kontrolnych. 1 A. Korombel, Ryzyko w fnansowanu dzałalnośc nwestycyjnej metodą project fnance, Dfn, Warszawa J. Zemke, Ryzyka zarządzana organzacją gospodarczą Wydawnctwo Unwersytetu Gdańskego, Gdańsk 2009, s. 81.
3 Ryzyko obsług zobowązań długotermnowych Gmny Sopot w śwetle 53 Modelem ryzyka jest wektor losowy zmennych kontrolnych. Defncje podstawowych mar charakterystycznych wektora, takch jak wartość oczekwana warancja, są dobrze znane. Zmany wartośc mar charakterystycznych realzacj procesów decyzyjnych w czase oraz ch odchylena od planowanych wartośc pozwalają montorować zmenność stanów ryzyka realzowanych decyzj Defncja zmennych kontrolnych Nech X ( X, X 2,, = 1 X N będze wektorem zmennych kontrolnych procesu obsług zobowązań długotermnowych. Składowym tego wektora są zmenne kontrolne dobrane w tak sposób, by możlwe było montorowane stanu procesów zarządzana, wynkających zarówno z decyzj zarządzających jak zman otoczena organzacj Mary ryzyka Maram ryzyka są: 1. Prawdopodobeństwo, że wektor losowy X przyjme wartośc ze zboru d 1, g 1 d 2, g 2 d N g N. 2. Wartość oczekwana wektora losowego X, czyl E ( X = ( E( X1, E( X 2,, E( X N, gdze E ( X są całkam jednowymarowego rozkładu brzegowego w grancach d, g, = 1,2,, N. 3. Warancja wektora losowego X, czyl Var ( X = ( Var( X1, Var( X 2,, Var( X N, gdze Var ( X są 3 całkam jednowymarowego rozkładu brzegowego w grancach d, g, = 1,2,, N 2.3. Stany ryzyka, unormowane stany ryzyka, konstrukcja wektora ryzyka Nech dla każdego w w = przedzał d, g oznacza wzorcowy, czyl pożądany 1,2,, N przez decydenta przedzał zmennośc -tej zmennej kontrolnej. Natomast aw aw d, g nech oznacza dla każdego = 1,2,, N antywzorcowy, czyl uznany przez decydenta za zagrażający realzacj celów strategcznych przedzał zmennośc -tej zmennej kontrolnej. Wtedy w w w w w w w P = P( d1 x1 g1, d2 x2 g2,, dn xn gn oznacza wzorzec prawdopodobeństwa E w jest wektorem składowych wektora ryzyka. Wzorzec wektora wartośc oczekwanych ( X w ( X w w E, będących całkam jednowymarowego rozkładu brzegowego w grancach d, g dla Var w jako wektor, czyl odpowedno: antywzorzec prawdopodobeństwa wektora ryzyka, antywzorzec wektora wartośc oczekwanych oraz antywzorzec wektora warancj. Aby zbudować wektor ryzyka, należy skonstruować marę nformującą w jakm stopnu = 1,2,, N podobne defnowany jest wzorzec wektora warancj ( X składowych w aw Var ( X. Analogczne skonstruowane są P, E aw ( X, Var aw ( X realzowane są założena strategczne w danej faze kontrol. Oznaczmy zatem ( t P, E ( t ( X, Var ( t ( X jako odpowedno prawdopodobeństwo, wartość oczekwaną warancję w t-tej faze kontrol realzacj procesu zarządzana. Wtedy: w 1. Różnca ( t ( t w d P = P P merzy odchylena uwarunkowań od wartośc uznawanych za wzorcowe w t-tej faze kontrol realzacj procesu zarządzana. w 2. Odległość ( t ( t w d E = dm ( E ( X, E ( X 4 merzy stan pozomu wartośc oczekwanych zmennych kontrolnych w t-tej faze kontrol względem ch stanu wymaganego. Przez analogę 3 T. Jastrzębsk, Ryzyko obsług zobowązań długotermnowych na przykładze spółk J.W. Constructon Holdng S.A., Zarządzane Fnanse, Wydawnctwo Unwersytetu Gdańskego, Gdańsk 2013, s. 261.
4 54 ( aw odległość ( t ( t aw d E d E ( X, E ( X = M merzy stan pozomu wartośc oczekwanych zmennych kontrolnych w t-tej faze kontrol względem stanu uznanego za pozom zagrażający realzacj celów strategcznych organzacj. w 3. Podobne odległośc ( t ( t w aw d Var = dm ( Var ( X, Var ( X oraz ( t ( t aw d Var = dm ( Var ( X, Var ( X merzą stan pozomu warancj zmennych kontrolnych w t-tej faze kontrol względem ch wzorca antywzorca. aw ( t 4. ( t d E RE = stopeń realzacj założeń wzorcowych wartośc oczekwanej w t-tej w ( t aw ( t d E + d E faze kontrol. aw ( t 5. ( t d Var RVar = stopeń realzacj założeń wzorcowych warancj w t-tej faze w ( t aw ( t d Var + d Var kontrol. Należy zauważyć, że mary ( t R oraz ( t E R przyjmują wartośc z przedzału Var 0, 1 : wartość 0 w sytuacj określonej przez badacza jako stanowącą zagrożene realzacj celów strategcznych, wartość 1 w sytuacj zdefnowanej przez badacza jako wzorcowa. w Wektor ( t ( t ( ( t d P, R E, RVar jest unormowanym wektorem ryzyka w t-tej faze kontrol, który znajduje sę w kostce 1,1 0,1 0, 1. Wartośc kolejnych współrzędnych tego wektora blske kresu górnego poszczególnych przedzałów określonośc śwadczą o dobrej sytuacj badanego podmotu w kontekśce badanych celów strategcznych, wartośc blske dolnego kresu śwadczą o dużym ryzyku zwązanym z badanym obszarem dzałalnośc danego podmotu. 3. Konstrukcja modelu ryzyka obsług zobowązań długotermnowych Gmny Sopot 3.1. Założena modelu Przyjęte zostały następujące założena: 1. Matematycznym modelem ryzyka jest wektor losowy ( X, X, X X X = 1 2 3, 4 zmennych kontrolnych procesu obsług zobowązań długotermnowych. Składowym tego wektora są: X 1 loraz: zobowązana długotermnowe przez dochody. X 2 loraz: nadwyżka (defcyt przez dochody. X 3 stopa oprocentowana kredytów pożyczek (WIBOR LIBOR ważone strukturą długu. X 4 loraz: spłaty kredytów pożyczek przez wolne środk. 2. Funkcją gęstośc będze funkcja gęstośc 4-wymarowego rozkładu normalnego wektora losowego X, tzn. f ( X = 1 ( 2π 4 e 1 2 T 1 ( X µ ( X µ, gdze µ jest wektorem wartośc oczekwanych, natomast jest macerzą warancj kowarancj. 3. Za pożądane przez decydenta przedzały zmennośc zmennych kontrolnych przyjęto: Dla lorazu zobowązań długotermnowych przez dochody d w g w 0 ; 0, 05. 1, 1 = Dla lorazu nadwyżka (defcyt przez dochody d w g w 0,3 ; 0, 4. 2, 2 = 4 Odległoścą w przestrzen probablstycznej ( Ω, F, P dwóch wektorów X ( X, X 2,, = ( Y, Y2, w sense Mahalanobsa nazywamy 1 ( ( ( T Y 1, Y N kowarancj wektorów losowych X Y d M = oraz 1 X N X, Y = X Y C X Y, gdze C jest macerzą
5 Ryzyko obsług zobowązań długotermnowych Gmny Sopot w śwetle 55 Dla stopy oprocentowana kredytów pożyczek (WIBOR LIBOR ważone strukturą długu d w g w 0,71 ; 3,94. Znaczny wzrost sumy pożyczek rozpoczyna sę w 4 kwartale , 3 = roku. Stopa 3,94 to stopa za 4 kwartał 2009 roku, natomast 0,71 jest najnższą stopą z poprzedzających okresów. Dla lorazu spłata kredytów pożyczek przez wolne środk d w g w 0 ; 0, 05. 4, 4 = 4. Za przedzały zmennośc zmennych kontrolnych uznanych przez decydenta jako zagrażające realzacj celów strategcznych przyjęto: Dla lorazu zobowązań długotermnowych przez dochody d aw g aw 2,5 ; 3. 1, 1 = Dla lorazu nadwyżka (defcyt przez dochody d aw g aw = 1; 0, 8. 2, 2 Dla stopy oprocentowana kredytów pożyczek (WIBOR LIBOR ważone strukturą długu d aw g aw 6 ;10. 3, 3 = Dla lorazu spłata kredytów pożyczek przez wolne środk d aw g aw 0,8 ; Wynk oblczeń P w 4, 4 = Wartość wzorca prawdopodobeństwa została oblczona na pozome = P( 0 x1 0,05 ; 0,3 x2 0,4 ; 0,71 x3 3,94 ; 0 x4 0,05 = 1,58e- 05. Wektor wzorca E w X = 0,0254 ; 0,3450 ; 2,9026 ; 0,0259, natomast Var w X = 0,0002 ; 0,0008 ; 0,5365 ; 0,0002. Wektor E aw X = 2,6912 ; 0,8717 ; 6,4873; 0,8364, Var aw X = 0,0185 ; 0,0028 ; 0,1916 ; 0,0011. Prawdopodobeństwo tego, że zmenne kontrolne X przyjmą wartośc z przedzałów wartośc oczekwanych przyjął wartość ( ( wektor wzorca warancj przyjął wartość ( ( antywzorca wartośc oczekwanych przyjął wartość ( ( natomast wektor antywzorca warancj przyjął wartość ( ( ( t ( t g d, oraz odległość prawdopodobeństwa od wzorca w kolejnych fazach kontrol przedstawono w tablcy 2. Wartośc oczekwane poszczególnych zmennych kontrolnych oraz stopeń realzacj założeń wzorcowych wartośc oczekwanej w kolejnych fazach montorowana procesów decyzyjnych przedstawono w tablcy 3. Warancje poszczególnych zmennych kontrolnych oraz stopeń realzacj założeń wzorcowych warancj w kolejnych fazach montorowana procesów decyzyjnych przedstawono w tablcy 4. Tablca 1. Wartośc składowych wektora zmennych kontrolnych Okres X 1 X 2 X 3 X Q1 0,1715 0,1962 4,8838 0, Q2 0,1249-0,3349 4,9798 0, Q3 0,1155-0,2910 5,2844 0, Q4 0,0800-0,2938 2,9082 0, Q1 0,1683-0,0220 1,5213 0, Q2 0,1258-0,7974 1,0977 0, Q3 0,1085-0,1420 0,7069 0, Q4 0,8042-0,1772 3,9430 0, Q1 0,9447 0,1114 3,7983 0, Q2 1,0075-0,8482 3,6355 0, Q3 0,5940-0,1177 3,6919 0, Q4 0,9955-0,1604 3,8693 0, Q1 1,2001 0,1623 4,1082 0,0060
6 Q2 1,2940-0,1037 4,6437 0, Q3 1,6160-0,3311 4,7176 0, Q4 1,6863-0,2678 4,9900 0, Q1 1,6509 0,0218 4,9400 0, Q2 1,6725-0,1081 5,1300 0, Q3 1,6363 0,1036 4,9200 0, Q4 2,5173-0,4371 4,1300 0, Q1 1,7050 0,2073 3,3900 0, Q2 2,3497-0,3681 2,7300 0, Q3 1,5117 0,2869 2,6700 0, Q4 1,6705 0,0601 2,7100 0,1648 Źródło: Opracowane własne przy wykorzystanu środowska R. Tablca 2. Wartośc prawdopodobeństwa przyjęca przez składowe wektora ryzyka wartośc z przedzałów określonośc, dynamka prawdopodobeństwa odchylena od wzorca prawdopodobeństwa w kolejnych fazach montorowana procesów decyzyjnych Okres ( ( d X g P t 5 d w P ( t 2008 Q1 0, , Q2 0, , Q3 0, , Q4 0, , Q1 0, , Q2 0, , Q3 0, , Q4 0, , Q1 0, , Q2 0, , Q3 0, , Q4 0, , Q1 0, , Q2 0, , Q3 0, , Q4 0, , Q1 0, , Q2 0, , Q3 0, , Q4 0, , Q1 0, , Q2 0, , Q3 0, , Q4 0, , Źródło: Opracowane własne przy wykorzystanu środowska R. ( d x g, d x g, d x g d x g 5 ( t ( ( t ( t ( t ( t ( t ( t ( t ( t P d X g = P , 4 4 4
7 Ryzyko obsług zobowązań długotermnowych Gmny Sopot w śwetle 57 Tablca 3. Wartośc oczekwane poszczególnych zmennych kontrolnych oraz stopeń realzacj założeń wzorcowych wartośc oczekwanej w kolejnych fazach montorowana procesów decyzyjnych Okres E ( X 1 E ( X 2 E ( X 3 ( X 4 E ( t R 2008 Q1 0, , , , , Q2 0, , , , , Q3 0, , , , , Q4 0, , , , , Q1 0, , , , , Q2 0, , , , , Q3 0, , , , , Q4 0, , , , , Q1 0, , , , , Q2 1, , , , , Q3 0, , , , , Q4 1, , , , , Q1 1, , , , , Q2 1, , , , , Q3 1, , , , , Q4 1, , , , , Q1 1, , , , , Q2 1, , , , , Q3 1, , , , , Q4 2, , , , , Q1 1, , , , , Q2 2, , , , , Q3 1, , , , , Q4 1, , , , ,6403 Źródło: Opracowane własne przy wykorzystanu środowska R. E Tablca 4. Warancje poszczególnych zmennych kontrolnych oraz stopeń realzacj założeń wzorcowych warancj w kolejnych fazach montorowana procesów decyzyjnych Okres Var ( X 1 Var ( X 2 Var ( X 3 ( X 4 Var ( t R 2008 Q1 0, , , , , Q2 0, , , , , Q3 0, , , , , Q4 0, , , , , Q1 0, , , , , Q2 0, , , , , Q3 0, , , , , Q4 0, , , , , Q1 0, , , , , Q2 0, , , , , Q3 0, , , , , Q4 0, , , , , Q1 0, , , , ,2469 Var
8 Q2 0, , , , , Q3 0, , , , , Q4 0, , , , , Q1 0, , , , , Q2 0, , , , , Q3 0, , , , , Q4 0, , , , , Q1 0, , , , , Q2 0, , , , , Q3 0, , , , , Q4 0, , , , ,2462 Źródło: Opracowane własne przy wykorzystanu środowska R Wnosk Na rysunku 1 zostały zaprezentowane obserwacje kolejnych zmennych kontrolnych wraz z przedzałam wzorcowym (dla zmennych X 1, X 3, X 4 pozome lne u dołu, dla X 2 u góry wykresu antywzorcowym (dla zmennych X 1, X 3, X 4 pozome lne u góry, dla X 2 u dołu wykresu. Rysunek 1. Obserwacje kolejnych zmennych kontrolnych w kolejnych fazach montorowana procesów decyzyjnych Źródło: Opracowane własne przy wykorzystanu środowska R. Można łatwo zauważyć, że zmenna X 1 począwszy od 3 kwartału 2009 roku oddala sę swom pozomem od pozomu uznanego za akceptowalny, by w 4 kwartale 2012 oraz 2 kwartale 2013 roku zblżyć sę do pozomu uznanego za nebezpeczny z punktu wdzena realzacj celów strategcznych. Zmenna X 2 osąga pozomy blske przedzałow antywzorcowemu w okresach: 2 kwartał 2009, 2 kwartał 2010, 4 kwartał 2012, 2 kwartał Zmenna X 3 w latach przyjmuje wartośc powyżej wartośc z 4 kwartału 2009 (tzn. z kwartału, w którym zapoczątkowano proces wzmożonego zadłużana gmny, co oczywśce jest zjawskem nekorzystnym z perspektywy beżącej obsług zobowązań. Na szczęśce dla
9 Ryzyko obsług zobowązań długotermnowych Gmny Sopot w śwetle 59 zarządzających pozom stóp procentowych pożyczek od 3 kwartału 2012 stale maleje przez cały rok 2013 utrzymuje sę w przedzale wzorcowym. Zmenna X 4 przyjmuje pozomy uznane za zagrażające realzacj celów strategcznych w 2 kwartale 2012 oraz 2 kwartale 2013 roku. Rysunek 2. Wykresy kolejnych składowych unormowanego wektora ryzyka w kolejnych fazach montorowana procesów decyzyjnych Źródło: Opracowane własne przy wykorzystanu środowska R. Po analze wartośc współrzędnych unormowanego wektora wzorca można wycągnąć następujące wnosk: 1. Okresam, w których model wskazuje na najwększe zagrożene realzacj obsług zobowązań długotermnowych są II kwartał 2010, IV kwartał 2012 oraz II kwartał Wtedy to wszystke trzy składowe wektora ryzyka wskazują na gwałtowny wzrost ryzyka (odległość prawdopodobeństwa od wzorca wyraźne rośne, natomast stopne realzacj dla wartośc oczekwanej warancj zauważalne maleją. Na ten efekt wpłynęło najprawdopodobnej jednoczesne skokowe zwększene relacj zobowązana długotermnowe do dochodów oraz spadek relacj nadwyżka (defcyt do dochodów, mmo pozostawana stopy oprocentowana kredytów pożyczek w bezpecznym obszarze blsko a nawet w obrębe przedzału wzorcowego. 2. Dwe perwsze składowe wektora ryzyka, tzn. odległość prawdopodobeństwa od wzorca prawdopodobeństwa oraz stopne realzacj dla wartośc oczekwanej okazały sę bardzej wrażlwe nż stopne realzacj dla warancj na wahana wartośc zmennych kontrolnych. Wdać to zwłaszcza w IV kwartale 2011 oraz II kwartale 2012, kedy zmenna X 4 rośne skokowo przy względne newelkch wahanach pozostałych zmennych kontrolnych. 3. Stan zadłużena gmny na konec kolejnych lat rósł 2009 do 2012 roku. Jest to okres, w którym stan ryzyka zmenał sę dynamczne, osągając często pozomy mogące stanowć ostrzeżene dla zarządzających w kontekśce możlwośc obsług zobowązań długotermnowych. W roku 2013 zaprzestano dalszego zadłużana, obnżając nawet pozom zobowązań, przy jednoczesnym wzrośce dochodów gmny. Fakty te sprawły, że w ostatnch okresach badana pozom składowych wektora ryzyka zaczął wskazywać na zmnejszene sę ryzyka obsług zobowązań długotermnowych: w III IV kwartale 2013 wyraźne zmnejsza sę pozom różncy prawdopodobeństwa od jego wzorca, natomast stopne realzacj zarówno dla wartośc oczekwanej jak warancj zwększają swoje wartośc. Wszystke
10 60 trzy składowe wektora ryzyka wracają do pozomów zblżonych do tych z początku badana, czyl sprzed okresu wzmożonej akcj zadłużana gmny. Zakończene Model ryzyka został przedstawony jako wektor losowy o składowych będących zmennym kontrolnym procesu zarządzana w obszarze obsług zobowązań długotermnowych zobowązań fnansowych gmny. Zdefnowane zostały podstawowe charakterystyk statystyczne w celu konstrukcj stanów ryzyka będących odległoścam wektorów prawdopodobeństwa, wartośc oczekwanych oraz warancj od ch stanów wzorcowych antywzorcowych. Take ujęce pozwolło na zestandaryzowane składowych wektora ryzyka. Analza wynków przeprowadzonych oblczeń potwerdza sformułowaną hpotezę badawczą dynamczne zadłużane gmny zwązane z realzacją projektów dofnansowywanych z Un Europejskej w ramach perspektywy budżetowej Un Europejskej na lata jest przyczyną zman stanów ryzyka obsług długotermnowych zobowązań fnansowych Gmny Sopot. Lteratura 1. Gołębowsk T., Zarządzane strategczne, Dfn, Warszawa Jastrzębsk T., Ryzyko obsług zobowązań długotermnowych na przykładze spółk J.W. Constructon Holdng S.A., Zarządzane Fnanse, Wydawnctwo Unwersytetu Gdańskego, Gdańsk Jerzemowska M., Analza fnansowa w przedsęborstwe, PWE, Warszawa Korombel A., Ryzyko w fnansowanu dzałalnośc nwestycyjnej metodą project fnance, Dfn, Warszawa Rokta J., Zarządzane strategczne, PWE, Warszawa Zemke J., Ryzyko zarządzana kaptałem organzacj gospodarczej, Zeszyty Naukowe Nr 4 Tom IV, Wydawnctwo Unwersytetu Gdańskego, Gdańsk Zemke J., Prognozowane stanów ryzyka procesów decyzyjnych, Ekonometra, 1( , Publshng House of Wrocław Unversty of Economcs, Wrocław 2013 ASSOCIATION OF OPERATING RISK OF LONG-TERM OBLIGATIONS OF MUNICIPALITIY OF SOPOT WITH EUROPEAN UNION BUDGET PROSPECTS FOR Summary Polsh accesson to the European Unon allowed Polsh muncpaltes to use cofnancng of development projects of local nfrastructure, envronmental protecton and mprovement of compettveness of muncpaltes. The process of transton s sometmes referred to as brdgng the development gaps between countres of "old ffteen" and the new member countres. The desre of muncpaltes to maxmze the use of EU funds led to a rapd ncrease n the debt level of muncpaltes and changes n levels of rsk of longterm labltes of muncpaltes. The am of ths artcle s to emprcally confrm thess that the change n the long-term fnancal labltes assocated wth the prospect of the European Unon budget for s causng a varaton of the operatng rsks of these labltes. A tool used to verfy ths hypothess s the rsk model, whch s a random vector wth components dentfed wth control varables of management process n the
11 Ryzyko obsług zobowązań długotermnowych Gmny Sopot w śwetle 61 handlng of long-term fnancal labltes. The desgn of the components of ths vector s based on the basc characterstcs of the probablty dstrbuton of the vector as the expected value and the varance and ther deal and ant-deal levels. Keywords: rsk management, rsk levels, the European Unon's budget Unwersytet Gdańsk Wydzał Zarządzana Arm Krajowej 101, Sopot e-mal: tomasz.jastrzebsk@ug.edu.pl
Portfele zawierające walor pozbawiony ryzyka. Elementy teorii rynku kapitałowego
Portel nwestycyjny ćwczena Na podst. Wtold Jurek: Konstrukcja analza rozdzał 5 dr chał Konopczyńsk Portele zawerające walor pozbawony ryzyka. lementy teor rynku kaptałowego 1. Pożyczane penędzy amy dwa
Bardziej 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 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 szczegółowoWeryfikacja hipotez dla wielu populacji
Weryfkacja hpotez dla welu populacj Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Intelgencj Metod Matematycznych Wydzał Informatyk Poltechnk Szczecńskej 5. Parametryczne testy stotnośc w
Bardziej szczegółowoAnaliza 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 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 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 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 szczegółowoModel oceny ryzyka w działalności firmy logistycznej - uwagi metodyczne
Magdalena OSIŃSKA Unwersytet Mkołaja Kopernka w Torunu Model oceny ryzyka w dzałalnośc frmy logstycznej - uwag metodyczne WSTĘP Logstyka w cągu ostatnch 2. lat stała sę bardzo rozbudowaną dzedzną dzałalnośc
Bardziej szczegółowo) będą niezależnymi zmiennymi losowymi o tym samym rozkładzie normalnym z następującymi parametrami: nieznaną wartością 1 4
Zadane. Nech ( X, Y ),( X, Y ), K,( X, Y n n ) będą nezależnym zmennym losowym o tym samym rozkładze normalnym z następującym parametram: neznaną wartoścą oczekwaną EX = EY = m, warancją VarX = VarY =
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 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 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 szczegółowoFunkcje i charakterystyki zmiennych losowych
Funkcje charakterystyk zmennych losowych Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Intelgencj Metod Matematycznych Wydzał Informatyk Poltechnk Szczecńskej 5. Funkcje zmennych losowych
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 szczegółowoKONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE
Adranna Mastalerz-Kodzs Unwersytet Ekonomczny w Katowcach KONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE Wprowadzene W dzałalnośc nstytucj fnansowych, takch
Bardziej szczegółowoProcedura normalizacji
Metody Badań w Geograf Społeczno Ekonomcznej Procedura normalzacj Budowane macerzy danych geografcznych mgr Marcn Semczuk Zakład Przedsęborczośc Gospodark Przestrzennej Instytut Geograf Unwersytet Pedagogczny
Bardziej szczegółowoKształtowanie się firm informatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu
PRACE KOMISJI GEOGRAFII PRZEMY SŁU Nr 7 WARSZAWA KRAKÓW 2004 Akadema Pedagogczna, Kraków Kształtowane sę frm nformatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu Postępujący proces rozwoju
Bardziej 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 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 danych. Analiza danych wielowymiarowych. Regresja liniowa. Dyskryminacja liniowa. PARA ZMIENNYCH LOSOWYCH
Analza danych Analza danych welowymarowych. Regresja lnowa. Dyskrymnacja lnowa. Jakub Wróblewsk jakubw@pjwstk.edu.pl http://zajeca.jakubw.pl/ PARA ZMIENNYCH LOSOWYCH Parę zmennych losowych X, Y możemy
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 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 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 szczegółowoRyzyko inwestycji. Ryzyko jest to niebezpieczeństwo niezrealizowania celu, założonego przy podejmowaniu określonej decyzji. 3.
PZEDMIIOT : EFEKTYWNOŚĆ SYSTEMÓW IINFOMTYCZNYCH 3. 3. Istota, defncje rodzaje ryzyka Elementem towarzyszącym każdej decyzj, w tym decyzj nwestycyjnej, jest ryzyko. Wynka to z faktu, że decyzje operają
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 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 szczegółowoWERYFIKACJA EKONOMETRYCZNA MODELU CAPM II RODZAJU DLA RÓŻNYCH HORYZONTÓW STÓP ZWROTU I PORTFELI RYNKOWYCH
SCRIPTA COMENIANA LESNENSIA PWSZ m. J. A. Komeńskego w Leszne R o k 0 0 8, n r 6 TOMASZ ŚWIST* WERYFIKACJA EKONOMETRYCZNA MODELU CAPM II RODZAJU DLA RÓŻNYCH HORYZONTÓW STÓP ZWROTU I PORTFELI RYNKOWYCH
Bardziej szczegółowoSzczecin, dnia 6 października 2017 r. Poz UCHWAŁA NR XXXVI/272/2017 RADY GMINY USTRONIE MORSKIE. z dnia 27 września 2017 r.
DZIENNIK URZĘDOWY WOJEWÓDZTWA ZACHODNIOPOMORSKIEGO Szczecn, dna 6 paźdzernka 20 r. Poz. 4028 UCHWAŁA NR XXXVI/272/20 RADY GMINY USTRONIE MORSKIE z dna 27 wrześna 20 r. w sprawe zman w budżece gmny na rok
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 szczegółowoA O n RZECZPOSPOLITA POLSKA. Gospodarki Narodowej. Warszawa, dnia2/stycznia 2014
Warszawa, dna2/styczna 2014 r, RZECZPOSPOLITA POLSKA MINISTERSTWO ADMINISTRACJI I CYFRYZACJI PODSEKRETARZ STANU Małgorzata Olsze wska BM-WP 005.6. 20 14 Pan Marek Zółkowsk Przewodnczący Komsj Gospodark
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 szczegółowo2012-10-11. Definicje ogólne
0-0- Defncje ogólne Logstyka nauka o przepływe surowców produktów gotowych rodowód wojskowy Utrzyywane zapasów koszty zwązane.n. z zarożene kaptału Brak w dostawach koszty zwązane.n. z przestoje w produkcj
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 szczegółowoMIARY ZALEŻNOŚCI ANALIZA STATYSTYCZNA NA PRZYKŁADZIE WYBRANYCH WALORÓW RYNKU METALI NIEŻELAZNYCH
Domnk Krężołek Unwersytet Ekonomczny w Katowcach MIARY ZALEŻNOŚCI ANALIZA AYYCZNA NA PRZYKŁADZIE WYBRANYCH WALORÓW RYNKU MEALI NIEŻELAZNYCH Wprowadzene zereg czasowe obserwowane na rynkach kaptałowych
Bardziej szczegółowoSprawozdanie Skarbnika Hufca Za okres 24.09.2011-24.11.2013. Wprowadzenie
Skarbnk Hufca ZHP Kraków Nowa Huta phm. Marek Balon HO Kraków, dn. 21.10.2013r. Sprawozdane Skarbnka Hufca Za okres 24.09.2011-24.11.2013 Wprowadzene W dnu 24.09.2011r. odbył sę Zjazd Sprawozdawczo-Wyborczy
Bardziej szczegółowoDZIENNIK URZĘDOWY WOJEWÓDZTWA ŁÓDZKIEGO
DZIENNIK URZĘDOWY WOJEWÓDZTWA ŁÓDZKIEGO Łódź, dna 4 serpna 2016 r. Poz. 3621 UCHWAŁA NR XXIII/135/2016 RADY GMINY OSJAKÓW z dna 14 lpca 2016 r. w sprawe zman budżetu gmny w 2016r. Na podstawe art.18 ust.2
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 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 szczegółowoWYBRANE METODY TWORZENIA STRATEGII ZRÓWNOWAŻONEGO TRANSPORTU MIEJSKIEGO SELECTED METHODS FOR DEVELOPING SUSTAINABLE URBAN TRANS- PORT STRATEGIES
Zbgnew SKROBACKI WYBRANE METODY TWORZENIA STRATEGII ZRÓWNOWAŻONEGO TRANSPORTU MIEJSKIEGO SELECTED METHODS FOR DEVELOPING SUSTAINABLE URBAN TRANS- PORT STRATEGIES W artykule przedstawone systemowe podejśce
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 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 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 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 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 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 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 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 szczegółowoPattern Classification
attern Classfcaton All materals n these sldes were taken from attern Classfcaton nd ed by R. O. Duda,. E. Hart and D. G. Stork, John Wley & Sons, 000 wth the permsson of the authors and the publsher Chapter
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 szczegółowoStatystyka Inżynierska
Statystyka Inżynerska dr hab. nż. Jacek Tarasuk AGH, WFIS 013 Wykład DYSKRETNE I CIĄGŁE ROZKŁADY JEDNOWYMIAROWE Zmenna losowa, Funkcja rozkładu, Funkcja gęstośc, Dystrybuanta, Charakterystyk zmennej, Funkcje
Bardziej szczegółowo( ) ( ) 2. Zadanie 1. są niezależnymi zmiennymi losowymi o. oraz. rozkładach normalnych, przy czym EX. i σ są nieznane. 1 Niech X
Prawdopodobeństwo statystyka.. r. Zadane. Zakładamy, że,,,,, 5 są nezależnym zmennym losowym o rozkładach normalnych, przy czym E = μ Var = σ dla =,,, oraz E = μ Var = 3σ dla =,, 5. Parametry μ, μ σ są
Bardziej szczegółowoMateriał pomocniczy nr 2
Materał pomocnczy nr 2 Tabela: Wnosk z raportów ewaluacyjnyc na tle nstrumentów ośwatowej pozostającyc w kompetencjac organu prowadzącego Wymagana Planowane Organzowane Beżące zawadywane EFEKTY Analzuje
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 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 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 szczegółowoNatalia Nehrebecka. Zajęcia 3
St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 3 1. Dobroć dopasowana równana regresj. Współczynnk determnacj R Dk Dekompozycja warancj zmennej zależnej ż Współczynnk determnacj R. Zmenne cągłe a
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 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 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 szczegółowoModel IS-LM-BP. Model IS-LM-BP jest wersją modelu ISLM w gospodarce otwartej. Pokazuje on zatem jak
Ćwczena z Makroekonom II Model IS-LM- Model IS-LM- jest wersją modelu ISLM w gospodarce otwartej. Pokazuje on zatem jak gospodarka taka zachowuje sę w krótkm okrese, w efekce dzałań podejmowanych w ramach
Bardziej szczegółowoMODELOWANIE LICZBY SZKÓD W UBEZPIECZENIACH KOMUNIKACYJNYCH W PRZYPADKU WYSTĘPOWANIA DUŻEJ LICZBY ZER, Z WYKORZYSTANIEM PROCEDURY KROSWALIDACJI
Alcja Wolny-Domnak Unwersytet Ekonomczny w Katowcach MODELOWANIE LICZBY SZKÓD W UBEZPIECZENIACH KOMUNIKACYJNYCH W PRZYPADKU WYSTĘPOWANIA DUŻEJ LICZBY ZER, Z WYKORZYSTANIEM PROCEDURY KROSWALIDACJI Wprowadzene
Bardziej szczegółowoMATERIAŁY I STUDIA. Zeszyt nr 286. Analiza dyskryminacyjna i regresja logistyczna w procesie oceny zdolności kredytowej przedsiębiorstw
MATERIAŁY I STUDIA Zeszyt nr 86 Analza dyskrymnacyjna regresja logstyczna w procese oceny zdolnośc kredytowej przedsęborstw Robert Jagełło Warszawa, 0 r. Wstęp Robert Jagełło Narodowy Bank Polsk. Składam
Bardziej 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 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 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 szczegółowoCAPM i APT. Ekonometria finansowa
CAPM APT Ekonometra fnansowa 1 Lteratura Elton, Gruber, Brown, Goetzmann (2007) Modern portfolo theory and nvestment analyss, John Wley and Sons. (rozdz. 13-16 [, 5, 7]) Campbell, Lo, MacKnlay (1997) The
Bardziej szczegółowoRODO final countdown - nowa jakość w ochronie danych osobowych
RODO fnal countdown - nowa jakość w ochrone danych osobowych TEMAT WYSTĄPIENIA: Ocena wprowadzana obowązków RODO w JST PRELEGENT Arkadusz ŚPIEWAKOWSKI PRELEGENT VIOLETTA DĄBROWSKA członek SIODO WSPÓŁAUTOR
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 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 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 szczegółowoNowe ujęcie ryzyka na rynku kapitałowym
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO nr 80 Fnanse, Rynk Fnansowe, Ubezpeczena nr 65 (014) s. 745 753 Nowe ujęce ryzyka na rynku kaptałowym Jerzy Tymńsk * Streszczene: Artykuł przedstawa nowe ujęce
Bardziej szczegółowoWykłady Jacka Osiewalskiego. z Ekonometrii. CZĘŚĆ PIERWSZA: Modele Regresji. zebrane ku pouczeniu i przestrodze
Wykłady Jacka Osewalskego z Ekonometr zebrane ku pouczenu przestrodze UWAGA!! (lstopad 003) to jest wersja neautoryzowana, spsana przeze mne dawno temu od tego czasu ne przejrzana; ma status wersj roboczej,
Bardziej szczegółowoZastosowanie wielowymiarowej analizy porównawczej w doborze spó³ek do portfela inwestycyjnego Zastosowanie wielowymiarowej analizy porównawczej...
Adam Waszkowsk * Adam Waszkowsk Zastosowane welowymarowej analzy porównawczej w doborze spó³ek do portfela nwestycyjnego Zastosowane welowymarowej analzy porównawczej... Wstêp Na warszawskej Ge³dze Paperów
Bardziej szczegółowoPolitechnika Gdańska Wydział Elektrotechniki i Automatyki Katedra Automatyki
Poltechnka Gdańska Wydzał Elektrotechnk Automatyk Katedra Automatyk Kazmerz T. Kosmowsk k.kosmowsk@ely.pg.gda.pl Wprowadzene do przedmotu Nezawodność dagnostyka Aktualne zagadnena nezawodnośc Przedmot:
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 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 szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka Katarzyna Rosiak-Lada. Zajęcia 3
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Katarzyna Rosak-Lada Zajęca 3 1. Dobrod dopasowana równana regresj. Współczynnk determnacj R 2 Dekompozycja warancj zmennej zależnej Współczynnk determnacj R 2 2. Zmenne
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 szczegółowoDZIAŁALNOŚĆ INWESTYCYJNA GOSPODARSTW ROLNYCH
PRZEGLĄ D ZACHODNIOPOMORSKI ROCZNIK XXIX (LVIII) ROK 2014 ZESZYT 3 VOL. 2 MONIKA NAROJEK *, ŁUKASZ PIETRYCH ** Warszawa DZIAŁALNOŚĆ INWESTYCYJNA GOSPODARSTW ROLNYCH W POLSCE Słowa kluczowe: nwestycje,
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 szczegółowoPolityka dywidend w spółkach notowanych na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie w latach 1994 2002
Joanna Wyrobek Akadema Ekonomczna w Krakowe Poltyka dywdend w spółkach notowanych na Gełdze Paperów Wartoścowych w Warszawe w latach 1994 2002 1. Cel badań Celem badań była analza poltyk wypłaty dywdend
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 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 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 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 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 szczegółowoBADANIA OPERACYJNE. Podejmowanie decyzji w warunkach niepewności. dr Adam Sojda
BADANIA OPERACYJNE Podejmowane decyzj w warunkach nepewnośc dr Adam Sojda Teora podejmowana decyzj gry z naturą Wynk dzałana zależy ne tylko od tego, jaką podejmujemy decyzję, ale równeż od tego, jak wystąp
Bardziej szczegółowoWpływ płynności obrotu na kształtowanie się stopy zwrotu z akcji notowanych na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie
Agata Gnadkowska * Wpływ płynnośc obrotu na kształtowane sę stopy zwrotu z akcj notowanych na Gełdze Paperów Wartoścowych w Warszawe Wstęp Płynność aktywów na rynku kaptałowym rozumana jest przez nwestorów
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 szczegółowoSYSTEMY UCZĄCE SIĘ WYKŁAD 7. KLASYFIKATORY BAYESA. Dr hab. inż. Grzegorz Dudek Wydział Elektryczny Politechnika Częstochowska.
SYSTEMY UCZĄCE SIĘ WYKŁAD 7. KLASYFIKATORY BAYESA Częstochowa 4 Dr hab. nż. Grzegorz Dudek Wydzał Elektryczny Poltechnka Częstochowska TWIERDZENIE BAYESA Wedza pozyskwana przez metody probablstyczne ma
Bardziej szczegółowoProblemy jednoczesnego testowania wielu hipotez statystycznych i ich zastosowania w analizie mikromacierzy DNA
Problemy jednoczesnego testowana welu hpotez statystycznych ch zastosowana w analze mkromacerzy DNA Konrad Furmańczyk Katedra Zastosowań Matematyk SGGW Plan referatu Testowane w analze mkromacerzy DNA
Bardziej szczegółowoWYKORZYSTANIE METODY DEA DO ANALIZY EFEKTYWNOŚCI ZARZĄDZANIA RYZYKIEM W WYBRANYCH BANKACH
Humantes and Socal Scences 204 HSS, vol. XIX, 2 (2/204), pp. 7-80 Aprl June Agata GEMZIK-SALWACH Paweł PERZ 2 WYKORZYSTANIE METODY DEA DO ANALIZY EFEKTYWNOŚCI ZARZĄDZANIA RYZYKIEM W WYBRANYCH BANKACH Problem
Bardziej szczegółowoRozmyta efektywność portfela
Krzysztof PIASECKI Akadema Ekonomczna w Poznanu Problem badawczy Rozmyta ektywność portfela Buckley [] Calz [] zaproponowal reprezentowane wartośc przyszłych nwestycj fnansowych przy pomocy lczb rozmytych.
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 szczegółowo-ignorowanie zmiennej wartości pieniądza w czasie, -niemoŝność porównywania projektów o róŝnych klasach ryzyka.
Podstawy oceny ekonomcznej przedsęwzęć termo-modernzacyjnych modernzacyjnych -Proste (statyczne)-spb (prosty czas zwrotu nakładów nwestycyjnych) -ZłoŜone (dynamczne)-dpb, NPV, IRR,PI Cechy metod statycznych:
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 szczegółowoModelowanie struktury stóp procentowych na rynku polskim - wprowadzenie
Mgr Krzysztof Pontek Katedra Inwestycj Fnansowych Ubezpeczeń Akadema Ekonomczna we Wrocławu Modelowane struktury stóp procentowych na rynku polskm - wprowadzene Wprowadzene Na rynku stóp procentowych analzowana
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 szczegółowo= σ σ. 5. CML Capital Market Line, Rynkowa Linia Kapitału
5 CML Catal Market Lne, ynkowa Lna Katału Zbór ortolo o nalny odchylenu standardowy zbór eektywny ozważy ortolo złożone ze wszystkch aktywów stnejących na rynku Załóży, że jest ch N A * P H P Q P 3 * B
Bardziej szczegółowo