Ocena stopnia zagrożenia bezrobociem województw Polski w latach
|
|
- Irena Zakrzewska
- 6 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Zeszyty Unwersytet Ekonomczny w Krakowe Naukowe 4 (94) ISSN Zesz. Nauk. UEK, 15; 4 (94): OI: /ZNUEK Monka Mśkewcz-Nawrocka Katarzyna Zeug-Żebro Katedra Matematyk Unwersytet Ekonomczny w Katowcach Ocena stopna zagrożena bezrobocem województw Polsk w latach 5 1 Streszczene Zjawsko bezroboca obserwuje sę w sytuacj, w której ludność zdolna do pracy oraz deklarująca gotowość chęć jej podjęca ne znajduje zatrudnena. Rosnący od 9 r. pozom bezroboca stanow jeden z najbardzej stotnych trudnych do rozwązana problemów polskej gospodark. Wynka on mędzy nnym z przekształceń gospodarczych, wzrastającego postępu technczno-organzacyjnego w sferze produkcj, upadku całych gałęz przemysłu, a także z braku odpowednch kwalfkacj, braku dośwadczena zawodowego, newelkej moblnośc ludnośc oraz wysokm kosztom dojazdu do pracy. Ze względu na długotermnowość tego zjawska można obserwować negatywny wpływ na standard życa ludnośc, dynamkę rozwoju gospodarczego oraz nastroje społeczne. Celem artykułu jest ocena zagrożena bezrobocem województw Polsk w latach 5 1. W badanach wykorzystano dane pochodzące z Banku anych Lokalnych GUS-u ( Słowa kluczowe: mary taksonomczne, stopa bezroboca, klasyfkacja obektów, analza przestrzenna. 1. Wprowadzene Bezroboce ze względu na swoje następstwa jest jednym z najtrudnejszych problemów społeczno-gospodarczych. Zjawsko bezroboca obserwuje sę
2 146 Monka Mśkewcz-Nawrocka, Katarzyna Zeug-Żebro w sytuacj, w którym ludność zdolna do pracy oraz deklarująca gotowość chęć jej podjęca ne znajduje zatrudnena [Kwatkowsk ]. Rosnąca od 9 r. wartość stopy bezroboca w Polsce (rys. 1) stanow trudny do rozwązana problem polskej gospodark. Wynka on mędzy nnym z przekształceń gospodarczych, wzrastającego postępu technczno-organzacyjnego w sferze produkcj, upadku całych gałęz przemysłu, a także z braku odpowednch kwalfkacj dośwadczena zawodowego, newelkej moblnośc ludnośc oraz wysokch kosztów dojazdu do pracy [ragan 1]. Ze względu na długotermnowość tego zjawska można obserwować negatywny wpływ na standard życa ludnośc, dynamkę rozwoju gospodarczego oraz nastroje społeczne. 5 Stopa bezroboca (w %) styczeń 199 grudzeń 199 lstopad 1991 paźdzernk 199 wrzeseń 1993 serpeń 1994 lpec 1995 czerwec 1996 maj 1997 kweceń 1998 marzec 1999 luty styczeń 1 grudzeń 1 lstopad paźdzernk 3 wrzeseń 4 serpeń 5 lpec 6 czerwec 7 maj 8 kweceń 9 marzec 1 luty 11 styczeń 1 grudzeń 1 lstopad 13 Objaśnene: daty ujęte na rys. 1 są mesęcznym wartoścam stopy bezroboca, które zostały wyznaczone automatyczne co 11 mesęcy za pomocą programu Excel. Rys. 1. Mesęczne wartośc stopy bezroboca w Polsce w latach Źródło: opracowane własne. Celem artykułu jest ocena stopna zagrożena bezrobocem województw Polsk w latach 5 1 za pomocą wybranych mar taksonomcznych. W badanach wykorzystano metody: mary rozwoju Z. Hellwga [1968], mary syntetycznej. Strahl [1978], absolutnego mernka rozwoju M. Ceślak [1974] oraz mary bezwzorcowej. W analzach uwzględnono dane pochodzące z Banku anych Lokalnych GUS-u ( Wszystke oblczena mapy wykonano w programe R oraz pakece Mcrosoft Excel.
3 Ocena stopna zagrożena bezrobocem 147. Zmany stopy bezroboca w Polsce w latach 5 1 W początkowych latach rozważanego okresu w welu województwach Polsk obserwowano spadek stopy bezroboca. W szczególnośc w 5 r. najnższą stopą bezroboca (ponżej 15%) charakteryzowały sę województwa mazowecke, małopolske welkopolske (rys. ), zaś najwyższą (powyżej 5%) zachodnopomorske warmńsko-mazurske. W kolejnym roku do województw o najnższej wartośc tego wskaźnka dołączyły województwa łódzke, śląske podlaske. W 7 r. w prawe wszystkch województwach stopa bezroboca była nższa nż 15% (z wyjątkem województw zachodnopomorskego warmńsko-mazurskego), a w województwach mazoweckm, małopolskm, welkopolskm śląskm spadła do pozomu nższego nż 1%. Wraz z kolejnym rokem przybywa województw, w których wartość stopy bezroboca należy do przedzału od 5 1% (łódzke, opolske, podlaske, pomorske). Należy równeż zauważyć, że w 8 r. we wszystkch województwach stopa bezroboca uległa znacznemu obnżenu. Od 9 r. sytuacja na rynku pracy ulegała pogorszenu ne zmenała sę aż do 1 r. Warto jednak podkreślć, że mmo cągłego wzrostu bezroboca, wartośc jego wskaźnka w 1 r. były nższe nż w 5 r. 3. obór cech dagnostycznych do oceny stopna zagrożena bezrobocem Przedmotem badań była ocena stopna zagrożena bezrobocem wszystkch województw Polsk w latach 5 1. Wyboru zmennych pozwalających na tę ocenę dokonano tak, aby ostateczny zbór cech pozwolł ustalć, które województwa należą do grupy o wysokm, średnm nskm stadum zagrożena tym zjawskem. W tabel 1 przedstawono zestaw cech dagnostycznych branych pod uwagę w badanu, wyróżnając wśród nch stymulanty (S) destymulanty (). Podzału cech na stymulanty destymulanty dokonano z wykorzystanem współczynnka korelacj lnowej, oblczanym pomędzy poszczególnym zmennym a stopą bezroboca. Wybrane zmenne dagnostyczne charakteryzują pewne grupy określające różne dzedzny życa społecznego, tj. stan ludnośc, rynek pracy, szkolnctwo wyższe, wynagrodzena, wydatk budżetów województw, gospodarstwa domowe, mgrację, łączność, produkcję sprzedaną nakłady nwestycyjne. obór ponższych mar wynkał z analzy czynnków determnujących pozom zagrożena bezrobocem.
4 148 Monka Mśkewcz-Nawrocka, Katarzyna Zeug-Żebro % 5% 15 % 5 3% 1 15% 15 % 5% % 1 15% 15 % 5 1% 1 15% 15 % % 15 % 1 15% 5% 5 1% 15 % 1 15% 5%
5 Ocena stopna zagrożena bezrobocem % 15 % 1 15% 5% 5 1% 15 % 1 15% 5% Rys.. Zmany stopy bezroboca w województwach Polsk w latach 5 1 Źródło: opracowane własne. Tabela 1. Zestaw zmennych dagnostycznych w badanu stopna zagrożena bezrobocem województw Polsk Symbol Zmenna Charakter zmennej X1 Kobety w weku produkcyjnym (%) S X Mężczyźn w weku produkcyjnym (%) S X3 Ludność na ws w weku produkcyjnym (%) S X4 Ludność w meśce w weku produkcyjnym (%) S X5 Ludność aktywna zawodowo z wykształcenem wyższym (%) X6 Ludność aktywna zawodowo z wykształcenem polcealnym oraz średnm zawodowym (%) X7 Ludność aktywna zawodowo z wykształcenem średnm ogólnym (%) X8 Ludność aktywna zawodowo z wykształcenem zasadnczym zawodowym (%) X9 Ludność aktywna zawodowo z wykształcenem gmnazjalnym, podstawowym nższym (%) S X1 Absolwenc szkół wyższych na 1 tys. ludnośc X11 Przecętne mesęczne wynagrodzene brutto X1 Przecętne mesęczne wydatk na edukację X13 Wydatk na ośwatę wychowane X14 Wyposażene w komputer osobsty z dostępem do Internetu w gospodarstwe domowym
6 15 Monka Mśkewcz-Nawrocka, Katarzyna Zeug-Żebro cd. tabel 1 Symbol Zmenna Charakter zmennej X15 Osoby w weku lat meszkające w gospodarstwach domowych bez osób pracujących (%) S X16 Warunk pracy zagrożena zwązane ze środowskem pracy X17 Okres poszukwana pracy/ bezrobotn długotrwale powyżej 13 mesęcy kobety X18 Okres poszukwana pracy/ bezrobotn długotrwale powyżej 13 mesęcy mężczyźn X19 Wskaźnk zatrudnena kobet w weku produkcyjnym (%) X Wskaźnk zatrudnena mężczyzn w weku produkcyjnym (%) X1 Wskaźnk zatrudnena ludnośc z wykształcenem wyższym (%) X Wskaźnk zatrudnena ludnośc z wykształcenem polcealnym oraz średnm zawodowym (%) X3 Wskaźnk zatrudnena ludnośc z wykształcenem średnm ogólnym (%) X4 Wskaźnk zatrudnena ludnośc z wykształcenem zasadnczym zawodowym (%) X5 Wskaźnk zatrudnena ludnośc z wykształcenem gmnazjalnym, podstawowym nższym (%) S X6 Wskaźnk zatrudnena ludnośc w meśce (%) X7 Wskaźnk zatrudnena ludnośc na ws (%) X8 Współczynnk aktywnośc zawodowej kobet w weku produkcyjnym (%) X9 Współczynnk aktywnośc zawodowej mężczyzn w weku produkcyjnym (%) X3 Osoby dorosłe w weku 5 64 lata uczestnczące w kształcenu szkolenu (%) X31 Produkcja sprzedana przemysłu na 1 meszkańca (wskaźnk rozwoju przemysłowego) X3 Saldo mgracj wewnętrznych zagrancznych na pobyt stały ludnośc w weku produkcyjnym (wskaźnk atrakcyjnośc regonu) X33 ługość dróg publcznych o twardej nawerzchn na 1 km (w km) (wskaźnk rozwoju transportu) X34 Nakłady nwestycyjne na 1 meszkańca X35 Gęstość zaludnena na 1 km Źródło: opracowane własne. o dalszej analzy wybrano zmenne, dla których współczynnk zmennośc V z > 1%. odatkowo, stosując metodę parametryczną Z. Hellwga [1981], wyelmnowano zmenne slne skorelowane z nnym cecham, tj. te zmenne, które są nośnkam podobnych nformacj. Pozwolło to wyłonć zmenne centralne oraz
7 Ocena stopna zagrożena bezrobocem 151 sateltarne. Ze względu na neznaczne różnce występujące w zborach zmennych centralnych w kolejnych latach jako zestaw fnalny cech dagnostycznych rozpatrywany w latach 5 1 wybrano zmenne centralne wytypowane w 1 r. W skład fnalnego zboru zmennych dagnostycznych weszły: X6, X7, X8, X1, X11, X15, X16, X17, X5. Cechy te charakteryzują różne grupy, tj. X6, X7, X8 stan ludnośc, X1 szkolnctwo, X11 wynagrodzene, X15 gospodarstwa domowe, X16, X17, X5 rynek pracy. 4. Wybrane mary taksonomczne Głównym powodem szacowana mar taksonomcznych jest porządkowane obektów ze względu na pozom welocechowego zjawska. Różnce, jake dostrzega sę w konstrukcj tych mar, dotyczą główne [Krakowak-Bal 5]: sposobu uwzględnena cech stymulant (S) destymulant (), wyboru formuły normalzacyjnej, określena wartośc cech wzorca, budowy własnośc mary. Mara rozwoju Z. Hellwga. Taksonomczna mara rozwoju Z. Hellwga [1968], jedna z najstarszych metod wzorcowych, wykorzystuje mary pozycyjne do porządkowana lnowego obektów. W perwszym etape konstruowana wzorca rozwoju przeprowadza sę standaryzację cech dagnostycznych według formuły: x xr j z = s, (1) j a następne wyznacza sę współrzędne punktu Z = (z 1, z,, z m ) zgodne ze wzorem: max z ; j S d zj = *, () mn z ; jd gdze: S oznacza zbór stymulant, zaś destymulant. W kolejnym kroku oblcza sę odległośc eukldesowe pomędzy mędzy poszczególnym obektam a przyjętym punktem Z: m 5, j j = m = > / ^z z hh, = 1,, f, n. (3) Oblczone wartośc m służą do oblczena wartośc syntetycznej mary rozwoju Hellwga według wzoru: m m = 1 m, (4) gdze: n 1 m n m n 1 m n 1 = / + ; / c c / m mm E. (5) = 1 = 1 = 1 n n 5,
8 15 Monka Mśkewcz-Nawrocka, Katarzyna Zeug-Żebro Mara Hellwga zwykle przyjmuje wartośc z przedzału [, 1]. Jednak w przypadku, gdy obekt charakteryzowany jest welkoścam cech znacząco różnącym sę od wartośc obektu wzorcowego, może przyjąć wartośc ujemne [Panek 9]. Wyższe wartośc tej mary oznaczają wyższy pozom rozwoju badanego obektu. Mara syntetyczna. Strahl. Kolejnym zastosowanym w badanach mernkem taksonomcznym jest mara syntetyczna zaproponowana w 1978 r. przez. Strahl [1978]. Jej wartośc można oblczyć za pomocą następującego wzoru: gdze: 1 S m = / xl = / xl + / xl, (6) m m m j = 1 j = 1 j = 1 x S xl = max x, gdy x jest wartoścą stymulnty, (7) mn x x l = x, gdy x jest wartoścą destymulnty. (8) Bezwzorcowa mara rozwoju. Bezwzorcową marę syntetyczną szacuje sę jako średną arytmetyczną cech l : x 1 m = n / xl, = 1,, f, n, (9) n j = 1 gdze x l wartoścą j-tej cechy po przeprowadzenu untaryzacj według wzoru: x mn x x l = max x mn x, gdy x jest wartoścą stymulnty, (1) max x x x l = max x mn x, gdy x jest wartoścą destymulnty. (11) Absolutny mernk rozwoju według M. Ceślak. Absolutny mernk rozwoju [Ceślak 1974] jest marą bezwzorcową wyrażoną wzorem: m = / xl, (1) m j = 1 gdze x l unormowana wartość cechy według wzoru: x x l = s, gdy x jest wartoścą stymulnty, (13) j ) x =, s ) j xl gdy x jest wartoścą destymulnty, (14) ) x = x 1, s j odchylene standardowe j-tej cechy, s j ) odchylene standardowe j* tej cechy.
9 Ocena stopna zagrożena bezrobocem Analza stopna zagrożena bezrobocem W celu uporządkowana wszystkch województw, ze względu na stopeń zagrożena bezrobocem, wykorzystano marę rozwoju Z. Hellwga, syntetyczną marę rozwoju. Strahl, marę bezwzorcową oraz absolutny mernk rozwoju. Aby przeprowadzć analzę porównawczą stopna zagrożena bezrobocem w województwach Polsk w latach 5 1, zmenne dagnostyczne poddano normalzacj stałym w czase parametram normalzacyjnym. Na rys. 3 przedstawono grafczną lustrację rankngów ustaloną na podstawe oszacowanych dla każdego województwa wartośc wyżej wymenonych mar taksonomcznych w latach 5 1. Mejsce ze względu na marę zostało przypsane zgodne z zasadą: m wększa wartość mernka, tym nższy numer w rankngu. Analzując rezultaty porządkowana (rys. 3), można stwerdzć, że tylko województwo mazowecke zajęło to samo mejsce (16.) pod względem wszystkch czterech mar w badanym okrese. Wyjątek stanowły lata 1 11 (mara bezwzorcowa mara rozwoju Z. Hellwga). W latach 5 1 zdecydowane najmnej zagrożone bezrobocem okazały sę: województwo mazowecke, a następne województwa śląske, łódzke dolnośląske, natomast najbardzej województwa: warmńsko-mazurske, zachodnopomorske podlaske, które zajmowały mejsca 1 4. Przeprowadzone badana pozwolły równeż na ocenę zman w czase wszystkch mernków. Pozytywne zmany rozwoju zjawska zagrożena bezrobocem z wykorzystanem mary Hellwga zaobserwowano w województwach małopolskm pomorskm. ość wysoką dynamkę pozomu zagrożena bezrobocem odnotowano równeż w województwach lubelskm, podlaskm, śwętokrzyskm opolskm. Województwa te polepszyły swoje pozycje w rankngu. Zdecydowane pogorszyła sę sytuacja rozwoju tego zjawska w województwach zachodnopomorskm, dolnośląskm lubelskm. Najbardzej stablna sytuacja w tym zakrese wystąpła w województwach: mazoweckm, śląskm, łódzkm, welkopolskm warmńsko-mazurskm. Województwa te albo w ogóle ne zmenały mejsca w rankngu (z 1 r. w porównanu z 5 r.), albo w latach 6 11 neznaczne go polepszyły lub pogorszyły. Pozom zagrożena bezrobocem określany za pomocą mary Strahl w województwach: śląskm, lubuskm łódzkm charakteryzował sę nagłym zmanam. W latach 6 1 obserwowano w tych województwach pogorszene (śląske) lub polepszene (łódzke lubuske) mejsca w rankngu w stosunku do 5 r., po czym sytuacja w 1 r. wracała do stanu początkowego (tj. do pozomu z 5 r.) lub uległa poprawe. Neznaczną zmanę na lepsze w rozwoju zjawska zagrożena bezrobocem odnotowano w województwach śwętokrzyskm opolskm, zaś pogorszene sytuacj obserwowano w województwach zachodnopomorskm,
10 154 Monka Mśkewcz-Nawrocka, Katarzyna Zeug-Żebro dolnośląskm kujawsko-pomorskm. W pozostałych województwach obserwowano stablzację. Na podstawe rankngu województw ze względu na stopeń zagrożena bezrobocem, stworzonego na podstawe absolutnego mernka rozwoju równeż można zaobserwować różnorodne zmany w poszczególnych województwach. Najwększym wahanam pozomu zagrożena bezrobocem w latach 5 1 charakteryzowały sę województwa: lubuske, zachodnopomorske, opolske, kujawsko-pomorske, pomorske warmńsko-mazurske. Najbardzej stablną sytuacją w badanym okrese odnotowano w województwach: mazoweckm, małopolskm, lubelskm oraz podlaskm. W 1 r. w województwach łódzkm, małopolskm, śwętokrzyskm, opolskm pomorskm zaobserwowano poprawę sytuacj w porównanu z rankngem z 5 r., natomast pogorszene w badanym okrese odnotowano w województwach zachodnopomorskm, dolnośląskm, kujawsko-pomorskm warmńsko-mazurskm. 5 6 warmńsko-mazurske pomorske kujawsko- -pomorske opolske łódzke mazowecke małopolske śląske lubelske warmńsko-mazurske pomorske kujawsko- -pomorske opolske łódzke mazowecke małopolske śląske lubelske dolnośląske podkarpacke dolnośląske podkarpacke zachodnopomorske podlaske zachodnopomorske podlaske welkopolske lubuske śwętokrzyske welkopolske lubuske śwętokrzyske 7 8 warmńsko-mazurske pomorske kujawsko- -pomorske opolske łódzke mazowecke małopolske śląske lubelske warmńsko-mazurske pomorske kujawsko- -pomorske opolske łódzke mazowecke małopolske śląske lubelske dolnośląske podkarpacke dolnośląske podkarpacke zachodnopomorske podlaske zachodnopomorske podlaske welkopolske lubuske śwętokrzyske welkopolske lubuske śwętokrzyske
11 Ocena stopna zagrożena bezrobocem warmńsko-mazurske pomorske kujawsko- -pomorske opolske łódzke mazowecke małopolske śląske lubelske warmńsko-mazurske pomorske kujawsko- -pomorske opolske łódzke mazowecke małopolske śląske lubelske dolnośląske podkarpacke dolnośląske podkarpacke zachodnopomorske podlaske zachodnopomorske podlaske welkopolske lubuske śwętokrzyske welkopolske lubuske śwętokrzyske 11 1 warmńsko-mazurske pomorske kujawsko- -pomorske opolske łódzke mazowecke małopolske śląske lubelske warmńsko-mazurske pomorske kujawsko- -pomorske opolske łódzke mazowecke małopolske śląske lubelske dolnośląske podkarpacke dolnośląske podkarpacke zachodnopomorske podlaske zachodnopomorske podlaske welkopolske lubuske śwętokrzyske welkopolske lubuske śwętokrzyske absolutny mernk rozwoju mara rozwoju Hellwga mara bezwzorcowa mara rozwoju Strahl Rys. 3. Mejsca w rankngu województw według rozważanych mar taksonomcznych w latach 5 1 Źródło: opracowane własne. Analzując rankng województw w latach 5 1, uzyskane za pomocą mary bezwzorcowej najbardzej stablną sytuację za względu na pozom zagrożena bezrobocem odnotowano w województwach: mazoweckm, małopolskm oraz śwętokrzyskm. W pozostałych województwach obserwowano dużą dynamkę w poszczególnych latach badanego okresu. Pozytywne zmany dotyczące zagrożena bezrobocem można zauważyć w województwach: łódzkm, małopolskm, śląskm, lubelskm, podlaskm, opolskm oraz pomorskm. Najmnej korzystną sytuację można odnotować w województwach podkarpackm, lubuskm, zachodnopomorskm dolnośląskm, dla których odnotowano pogorszene mejsca w rankngu w 1 r. w stosunku do 5 r.
12 156 Monka Mśkewcz-Nawrocka, Katarzyna Zeug-Żebro Tabela. Wartośc mary zgodnośc uporządkowana województw Polsk w latach 5 1 wyznaczone za pomocą współczynnka korelacj rang Spearmanna Absolutny mernk rozwoju Mara rozwoju Hellwga Mara syntetyczna Strahl Absolutny mernk rozwoju Mara rozwoju Hellwga Mara syntetyczna Strahl Bezwzorcowa mara rozwoju Absolutny mernk rozwoju Mara rozwoju Hellwga Bezwzorcowa mara rozwoju Absolutny mernk rozwoju Mara rozwoju Hellwga Bezwzorcowa mara rozwoju Absolutny mernk rozwoju Mara rozwoju Hellwga Bezwzorcowa mara rozwoju Absolutny mernk rozwoju Mara rozwoju Hellwga Źródło: opracowane własne. 5 6,95,9719,8531,9688,9844,896 1,896,9719 1,9438,9594,896 1,8188,9438 1, ,9656,9375,9344,9563,9594,9469 1,931,9688 1,994,965,931 1,8688,994 1, ,846,996,963,9156,9813,9438 1,8438,946 1,8719,9563,8438 1,915,8719 1,9 11 1,919,9438,9719,9688,9719,9313 1,865,965 1,946,9781,865 1,8938,946 1,8813 W kolejnym kroku badań wyznaczono marę zgodnośc uporządkowana województw Polsk. W tym celu posłużono sę współczynnkem korelacj rang Spearmanna. Wynk badana zależnośc pomędzy pozycjam województw ze względu na stopeń badanego zjawska przedstawono w tabel.
13 Ocena stopna zagrożena bezrobocem 157 Wartośc przedstawone w powyższej tabel wskazują na slną korelację pomędzy zajmowanym mejscam województw oszacowanych wybranym maram w poszczególnych latach, oznacza to dużą zgodność uporządkowana województw ze względu na stopeń zagrożena bezrobocem według wybranych mar (81 1%). Najwyższą zgodność uporządkowana województw we wszystkch latach można obserwować dla mejsc oszacowanych za pomocą bezwzorcowej mary rozwoju mary Hellwga (powyżej 93% w każdym roku badanego okresu) oraz absolutnego mernka rozwoju mary Sthral (powyżej 94% w każdym roku badanego okresu). Rezultaty uzyskane w wynku porządkowana lnowego obektów wybranym maram taksonomcznym stanowły podstawę klasyfkacj województw, ze względu na jednorodne grupy, z punktu wdzena osągnętego stopna badanego zjawska (tj. zagrożena bezrobocem). Całkowty przedzał zmennośc mar podzelono na cztery przedzały klasowe, do których przypsano poszczególne województwa, według następujących reguł: I grupa (wysok stopeń zagrożena bezrobocem): mr + Sm m, II grupa (średn stopeń zagrożena bezrobocem): mr m< mr + Sm, III grupa (nsk stopeń zagrożena bezrobocem): mr Sm m< mr, IV grupa (bardzo nsk stopeń zagrożena bezrobocem): m< mr Sm, n n 1 1 gdze: mr = n / m, Sm= n /^m mrh. = 1 = 1 Za takm podejścem przemawał główne fakt, że ten sposób podzału jest w praktyce badawczej bardzo często stosowany [Kuc 1; Taksonomczna analza ]. Wynk przestrzennego rozmeszczena uzyskanych grup w latach 5, 8 1 przedstawono na rys. 4. Klasyfkując województwa na grupy o różnym stopnu zaawansowana badanego zjawska dla wybranych mar taksonomcznych można zauważyć, że najnższy pozom zagrożena bezrobocem w rozpatrywanym przedzale czasowym występuje w województwach mazoweckm, śląskm łódzkm, najwyższy zaś w województwach: podlaskm, warmńsko-mazurskm, zachodnopomorskm opolskm. Województw welkopolske podkarpacke w całym badanym okrese należały do tych samych przedzałów klasowych. Przypsane do grup pozostałych województw zmenało sę w czase w zależnośc od przyjętej mary. Porównując rezultaty uzyskane dla stopy bezroboca w województwach Polsk (rys. ) z klasyfkacją tych województw według grup stopna zagrożena bezrobocem (rys. 4) w latach 5 8, można zauważyć pewne zbeżnośc przestrzennego rozmeszczena najnższej najwyższej stopy bezroboca klasy o nskm wysokm stopnu zagrożena bezrobocem. otyczyło to główne województw: mazoweckego warmńsko-mazurskego. W 1 r. zbeżność tych wynków ne była już tak jednoznaczna.
14 158 Monka Mśkewcz-Nawrocka, Katarzyna Zeug-Żebro a) Klasyfkacja województw Polsk według wartośc mary rozwoju Z. Hellwga grupa I grupa II grupa III grupa IV b) Klasyfkacja województw Polsk według wartośc mary syntetycznej. Strahl grupa I grupa II grupa III grupa IV
15 Ocena stopna zagrożena bezrobocem 159 c) Klasyfkacja województw Polsk według wartośc absolutnego mernka rozwoju grupa I grupa II grupa III grupa IV d) Klasyfkacja województw Polsk według wartośc mary bezwzorcowej grupa I grupa II grupa III grupa IV Rys. 4. Przestrzenne rozmeszczene województw Polsk według klas stopna zagrożena bezrobocem w latach 5, 8 1 dla: (a) mary Hellwga, (b) syntetycznej mary Strahl, (c) absolutnego mernka rozwoju według Ceślak, (d) mary bezwzorcowej Źródło: opracowane własne.
16 16 Monka Mśkewcz-Nawrocka, Katarzyna Zeug-Żebro 6. Podsumowane Celem artykułu była ocena stopna zagrożena bezrobocem województw Polsk w latach 5 1. W badanach posłużono sę wybranym maram taksonomcznym. Przeprowadzona analza porównawcza województw jest stotna dla określena dystansu dzelącego poszczególne województwa pod względem badanego zjawska oraz do wyodrębnena grup województw o zblżonym stopnu zagrożena bezrobocem. Z przeprowadzonej analzy rozwoju tego zjawska wynka, że w latach 5 1 zdecydowane najnższym pozomem zagrożena bezrobocem charakteryzowało sę województwo mazowecke, kolejnym były województwa łódzke, małopolske śląske, natomast najwyższe zagrożene bezrobocem obserwowano w województwe zachodnopomorskm warmńsko-mazurskm. Ponadto województwo mazowecke zajęło to samo mejsce pod względem wszystkch czterech mar. Pozostałe województwa zmenają mejsca w czase w zależnośc od przyjętej mary. Oznacza to, że porównywane stopna zagrożena bezrobocem przez wybrane mary ne jest najlepszym rozwązanem. Ogólne można jednak twerdzć, że ze względu na ekonomczno-społeczno- -poltyczne znaczene zjawska bezroboca należy kontynuować tego typu badana. Można sądzć, że w przyszłośc zróżncowane stopna zagrożena bezrobocem w poszczególnych województwch Polsk będze ulegało zmnejszenu, natomast nastąp wększe zróżncowane na pozome powatów. Warto zatem byłoby w kolejnych badanach prowadzć analzy tego zjawska w mnejszych jednostkach terytoralnych. Lteratura Ceślak M. [1974], Taksonomczna procedura prognozowana rozwoju gospodarczego określena potrzeb na kadry kwalfkowane, Przegląd Statystyczny, z. 1. ragan A. [1], Programy walk z bezrobocem na pozome Un Europejskej w wybranych państwach Polsce, Fnland, Irland Nemczech, Kancelara Senatu, Warszawa. Hellwg Z. [1968], Zastosowane metody taksonomcznej do typologcznego podzału krajów ze względu na pozom ch rozwoju strukturę wykwalfkowanych kadr, Przegląd Statystyczny, nr 15(4). Hellwg Z. [1981], Welowymarowa analza porównawcza jej zastosowane w badanach welocechowych obektów gospodarczych [w:] Metody modele ekonomczno-matematyczne w doskonalenu zarządzana gospodarką socjalstyczną, red. W. Welfe, PWE, Warszawa. Krakowak-Bal A. [5], Wykorzystane wybranych mar syntetycznych do budowy mary rozwoju nfrastruktury techncznej, Infrastruktura Ekologa Terenów Wejskch, nr 3.
17 Ocena stopna zagrożena bezrobocem 161 Kwatkowsk E. [], Bezroboce: podstawy teoretyczne, Wydawnctwo Naukowe PWN, Warszawa. Kuc M. [1], The Implementaton of Synthetc Varable for Constructng the Standard of Lvng Measure n European Unon Countres, Oeconoma Coperncana, nr 3, Polske Towarzystwo Ekonomczne Oddzał w Torunu. Panek T. [9], Statystyczne metody welowymarowej analzy porównawczej, Szkoła Główna Handlowa w Warszawe, Warszawa. Strahl. [1978], Propozycja konstrukcj mary syntetycznej, Przegląd Statystyczny, z.. Taksonomczna analza przestrzennego zróżncowana pozomu życa w Polsce w ujęcu dynamcznym [], red. A. Zelaś, Wydawnctwo Akadem Ekonomcznej w Krakowe, Kraków. Assessment of the Threat of Unemployment n Poland s Vovodshps n the Years 5 1 (Abstract) Unemployment s observed when an ndvdual s able to work and declares hs or her readness and wllngness to take employment yet s not employed. Snce 8, rsng unemployment has been one of the most mportant and dffcult problems facng the Polsh economy. On one hand, Poland s unemployment has stemmed from economc transformaton, techncal and organsatonal progress n the sphere of producton, and the collapse of entre ndustres. On the other, the lack of qualfcatons and experence, low job moblty and hgh commutng costs are also to blame. ue to ts long-term nature, t has adversely affected the Poland s standard of lvng, the dynamcs of economc development and sentments n socety. The man am of ths artcle s to assess the threat of unemployment Poland s vovodshps faced n the years 5 1. The study employs a number of taxonomc measures and uses data from the Local ata Bank of the Central Statstcal Offce. Keywords: taxonomc measures, unemployment rate, classfcaton of objects, spatal analyss.
ZASTOSOWANIE METOD WAP DO OCENY POZIOMU PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA ROZWOJU ROLNICTWA W POLSCE
Inżynera Rolncza 1(126)/2011 ZASTOSOWANIE METOD WAP DO OCENY POZIOMU PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA ROZWOJU ROLNICTWA W POLSCE Katedra Zastosowań Matematyk Informatyk, Unwersytet Przyrodnczy w Lublne w Lublne
Bardziej szczegółowoTAKSONOMICZNA ANALIZA ROZWOJU TRANSPORTU DROGOWEGO W POLSCE
Katarzyna CHEBA * TAKSONOMICZNA ANALIZA ROZWOJU TRANSPORTU DROGOWEGO W POLSCE Streszczene Pozom warunk życa ludnośc w Polsce są slne przestrzenne zróżncowane. W pracy na przykładze województw w Polsce
Bardziej szczegółowoMIARA ZRÓŻNICOWANIA WYPOSAŻENIA GOSPODARSTW ROLNYCH W TECHNICZNE ŚRODKI PRODUKCJI
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XIII/1, 2012, str. 204 211 MIARA ZRÓŻNICOWANIA WYPOSAŻENIA GOSPODARSTW ROLNYCH W TECHNICZNE ŚRODKI PRODUKCJI Janna Szewczyk Katedra Statystyk Matematycznej,
Bardziej 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 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 szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 7 . Zmenne dyskretne Kontrasty: efekty progowe, kontrasty w odchylenach Interakcje. Przyblżane model nelnowych Stosowane do zmennych dyskretnych o uporządkowanych
Bardziej szczegółowoVI MISTRZOSTWA POLSKI URZĘDÓW MARSZAŁKOWSKICH W PIŁCE NOŻNEJ LUBELSKIE 2013 ZAMOŚĆ, września 2013 r. KOMUNIKAT KOŃCOWY
KOMUNKAT KOŃCOWY Gr. A Gr. B A. LUBELSKE B. ŚLĄSKE A. ŁÓDZKE B. ZACHODNOPOMORSKE A. KUJAWSKO-POMORSKE B. PODKARPACKE A. MAZOWECKE B. MAŁOPOLSKE Gr. C Gr. D _ C. OPOLSKE D. DOLNOŚLĄSKE C. WARMŃSKO-MAZURSKE
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 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 szczegółowoSTATYSTYKA MIĘDZYNARODOWA
STATYSTYKA MIĘDZYNARODOWA Marcn SALAMAGA Analza porównawcza rozwoju regonalnego krajów Grupy Wyszehradzkej Grupa Wyszehradzka jest przykładem regonalnego porozumena w zakrese współpracy na płaszczy ne
Bardziej szczegółowoROLNICTWO W REGIONACH. WIELOWYMIAROWE SPOJRZENIE W UJĘCIU DYNAMICZNYM
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XV/1, 2016, str. 98 108 ROLNICTWO W REGIONACH. WIELOWYMIAROWE SPOJRZENIE W UJĘCIU DYNAMICZNYM Agneszka Sompolska-Rzechuła Katedra Zastosowań Matematyk w Ekonom
Bardziej szczegółowoSYTUACJA KOBIET NA RYNKU PRACY W POLSCE NA TLE KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ ANALIZA STATYSTYCZNA
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVII/1, 2016, str. 20 30 SYTUACJA KOBIET NA RYNKU PRACY W POLSCE NA TLE KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ ANALIZA STATYSTYCZNA Iwona Bąk Katedra Zastosowań Matematyk
Bardziej 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 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 szczegółowoJournal of Agribusiness and Rural Development
ISSN 1899-5772 Journal of Agrbusness and Rural Development www.jard.edu.pl 1(19) 2011, 37-46 ZRÓŻNICOWANIE STANU ŚRODOWISKA NATURALNEGO W POLSCE Monka Jaworska, Mlena Rusn Unwersytet Rolnczy m. Hugona
Bardziej szczegółowoPRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW POZIOMU ŻYCIA MIESZKAŃCÓW MIAST ŚREDNIEJ WIELKOŚCI A SYSTEM LOGISTYCZNY MIASTA 1
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XI/2, 2010, str. 102 111 PRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW POZIOMU ŻYCIA MIESZKAŃCÓW MIAST ŚREDNIEJ WIELKOŚCI A SYSTEM LOGISTYCZNY MIASTA 1
Bardziej szczegółowoFOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Folia Pomer. Univ. Technol. Stetin. 2011, Oeconomica 285 (62), 37 44
FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Fola Pomer. Unv. Technol. Stetn. 2011, Oeconomca 285 (62), 37 44 Katarzyna Cheba TAKSONOMICZNA ANALIZA PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW
Bardziej szczegółowoFOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS OCENA ATRAKCYJNOŚCI TURYSTYCZNEJ WOJEWÓDZTW W POLSCE
FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Fola Pomer. Unv. Technol. Stetn., Oeconomca 2015, 317(78)1, 5 16 Iwona Bąk, Beata Szczecńska* OCENA ATRAKCYJNOŚCI TURYSTYCZNEJ WOJEWÓDZTW W POLSCE
Bardziej szczegółowoPRACE NAUKOWE Uniwersytetu Ekonomicznego we Wrocławiu
PRACE NAUKOWE Unwersytetu Ekonomcznego we Wrocławu RESEARCH PAPERS of Wrocław Unversty of Economcs Nr 439 Problemy ekonom, poltyk ekonomcznej fnansów publcznych Wydawnctwo Unwersytetu Ekonomcznego we Wrocławu
Bardziej szczegółowoJournal of Agribusiness and Rural Development
pissn 1899-5241 eissn 1899-5772 Journal of Agrbusness and Rural Development www.jard.edu.pl 1(31) 2014, 151-158 REGIONALNE ZRÓŻNICOWANIE CEN ŻYWCA W SKUPIE W POLSCE W LATACH 2005-2012 Agneszka Tłuczak
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 szczegółowoTYPOLOGIA STRUKTURY AGRARNEJ WOJEWÓDZTW W UJ CIU DYNAMICZNYM Z ZASTOSOWANIEM KLASYFIKACJI ROZMYTEJ
METODY ILO CIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XII, 2011, str. TYPOLOGIA STRUKTURY AGRARNEJ WOJEWÓDZTW W UJ CIU DYNAMICZNYM Z ZASTOSOWANIEM KLASYFIKACJI ROZMYTEJ Jadwga Bo ek Katedra Statystyk Matematycznej,
Bardziej szczegółowoELASTYCZNOŚĆ BEZROBOTNYCH WZGLĘDEM PRODUKCJI SPRZEDANEJ PRZEMYSŁU BRUTTO W WYBRANYCH WOJEWÓDZTWACH POLSKI
STUDIA PRAWNO-EKONOMICZNE, t. XCIV, 2015 PL ISSN 0081-6841 s. 335 352 Tomasz MISIAK* ELASTYCZNOŚĆ BEZROBOTNYCH WZGLĘDEM PRODUKCJI SPRZEDANEJ PRZEMYSŁU BRUTTO W WYBRANYCH WOJEWÓDZTWACH POLSKI (Streszczene)
Bardziej szczegółowoTERYTORIALNE ZRÓŻNICOWANIE KAPITAŁU INTELEKTUALNEGO W POLSCE TERRITORIAL DIFFERENTATION OF INTELLECTUAL CAPITAL IN POLAND. Wstęp
STOWARZYSZENIE Terytoralne EKONOMISTÓW zróżncowane ROLNICTWA kaptału ntelektualnego I AGROBIZNESU w Polsce Rocznk Naukowe tom XVII zeszyt 4 131 Magdalena Kowalewska Szkoła Główna Gospodarstwa Wejskego
Bardziej szczegółowoREGIONALNE ZRÓŻNICOWANIE SYTUACJI MIESZKANIOWEJ GOSPODARSTW DOMOWYCH
Meszkalnctwo REGIONALNE ZRÓŻNICOWANIE SYTUACJI MIESZKANIOWEJ GOSPODARSTW DOMOWYCH A r t u r Z m n y 52 Śwat Neruchomośc Meszkalnctwo Wstę Celem nnejszego oracowana jest ustalene rzestrzennego zróżncowana
Bardziej szczegółowoAGROTURYSTYKA JAKO FORMA POZAROLNICZEJ DZIAŁALNOŚCI GOSPODARCZEJ AGROTOURISM AS THE FORM OF NON-AGRICULTURAL ECONOMIC ACTIVITIES
558 Monka Zoło STOWARZYSZENIE EKONOMISTÓW ROLNICTWA I AGROBIZNESU Rocznk Naukowe tom XIII zeszyt 2 Monka Zoło Unwersytet Rolnczy m. Hugona Kołłątaja w Krakowe AGROTURYSTYKA JAKO FORMA POZAROLNICZEJ DZIAŁALNOŚCI
Bardziej szczegółowoFOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Folia Pomer. Univ. Technol. Stetin., Oeconomica 2018, 347(93)4, 17 28
DOI: 10.21005/oe2018.93.4.02 FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Fola Pomer. Unv. Technol. Stetn., Oeconomca 2018, 347(93)4, 17 28 Iwona BĄK, Katarzyna WAWRZYNIAK 1, Anton SOBOLEWSKI
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 szczegółowoZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW POLSKI WSCHODNIEJ
Studa Materały. Mscellanea Oeconomcae Rok 19, Nr 4/2015, tom I Wydzał Zarządzana Admnstracj Unwersytetu Jana Kochanowskego w Kelcach Zntegrowane podejśce do spójnośc rola statystyk publcznej Paweł Dykas
Bardziej szczegółowoPropozycja modyfikacji klasycznego podejścia do analizy gospodarności
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Propozycja modyfkacj klasycznego podejśca do analzy gospodarnośc Przedsęborstwa dysponujące dentycznym zasobam czynnków produkcj oraz dzałające w dentycznych warunkach
Bardziej 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 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 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 szczegółowoAnaliza regionalnych zmian wydajności pracy w Polsce w latach
Jacek Batóg Barbara Batóg Unwersytet Szczecńsk Analza regonalnych zman wydajnośc pracy w Polsce w latach 1998-2005 Wstęp Dotychczasowe osągnęca w zakrese teor ekonom oraz wynk przeprowadzanych badań emprycznych
Bardziej szczegółowoRegionalne zróżnicowanie wykorzystania technologii informacyjno-telekomunikacyjnych w przedsiębiorstwach
dr nż. Jolanta Wojnar Zakład Metod Iloścowych Wydzał Ekonom, Unwersytet Rzeszowsk Regonalne zróżncowane wykorzystana technolog nformacyjno-telekomunkacyjnych w przedsęborstwach WPROWADZENIE Ogólnośwatowe
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 szczegółowoNtli Natalia Nehrebecka. Dariusz Szymański. Zajęcia 4
Ntl Natala Nehrebecka Darusz Szymańsk Zajęca 4 1 1. Zmenne dyskretne 3. Modele z nterakcjam 2. Przyblżane model dlnelnowych 2 Zmenne dyskretne Zmenne nomnalne Zmenne uporządkowane 3 Neco bardzej skomplkowana
Bardziej szczegółowoPROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO
Zeszyty Naukowe Szkoły Głównej Gospodarstwa Wejskego w Warszawe Scentfc Journal Warsaw Unversty of Lfe Scences SGGW PROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO PROBLEMS OF WORLD AGRICULTURE ISSN 2081-6960 eissn 2544-0659
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 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 szczegółowoNi e r ó w n o ś c i r e g i o n a l n e w Po l s c e
a r t y k u ł y Studa Regonalne Lokalne Nr 4(34)/2008 ISSN 1509 4995 Tomasz Koścelsk, Krzysztof Malaga* N e r ó w n o ś c r e g o n a l n e w Po l s c e w ś w e t l e n e o k l a s y c z n y c h m o d
Bardziej szczegółowoSTRUKTURA BEZROBOCIA REJESTROWANEGO W WOJEWÓDZTWIE ŁÓDZKIM I PODKARPACKIM A ZMIANY NA RYNKU TOWAROWYM. 1. Wprowadzenie
STUDIA PRAWNO-EKONOMICZNE, t. XCII, 2014 PL ISSN 0081-6841 s. 297 318 Tomasz MISIAK* STRUKTURA BEZROBOCIA REJESTROWANEGO W WOJEWÓDZTWIE ŁÓDZKIM I PODKARPACKIM A ZMIANY NA RYNKU TOWAROWYM Słowa kluczowe:
Bardziej 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 szczegółowoPerspektywy zachodniopomorskiego rynku pracy po 1 maja 2011 r.
Perspektywy zachodniopomorskiego rynku pracy po 1 maja 2011 r. Szczecin, 27 kwietnia 2011 r. Podstawowe dane o bezrobociu w województwie zachodniopomorskim wg stanu na koniec marca 2011 roku: STOPA BEZROBOCA
Bardziej szczegółowoRegionalne zróżnicowanie cen zbóż w Polsce w latach
Agneszka Tłuczak * Regonalne zróżncowane cen zbóż w Polsce w latach 2010 2012 Wstęp Pozom cen produktów rolnych zarówno w skupe, jak tych uzyskwanych przez rolnków na targowskach w dużej merze decyduje
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 szczegółowoIzabela Kurzawa, Aleksandra Łuczak, Feliks Wysocki
PRACE NAUKOWE UNIWERSYTETU EKONOMICZNEGO WE WROCŁAWIU RESEARCH PAPERS OF WROCŁAW UNIVERSITY OF ECONOMICS nr 468 2017 Taksonoma 28 ISSN 1899-3192 Klasyfkacja analza danych teora zastosowana e-issn 2392-0041
Bardziej szczegółowoPoziom życia ludności na obszarach wiejskich i miejskich w Polsce
Weś Rolnctwo 4 (177)/2017 ISSN 0137-1673 do: 10.7366/wr042017/05 Agneszka Sompolska-Rzechuła, Anna Oleńczuk-Paszel Pozom życa ludnośc na obszarach wejskch mejskch w Polsce Streszczene: Ocena pozomu życa
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 szczegółowoZASTOSOWANIE METOD EKONOMETRYCZNYCH DO BADANIA HETEROGENICZNOŚCI OBIEKTÓW
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 31 Marusz Doszyń Unwersytet Szczecńsk ZASTOSOWANIE METOD EKONOMETRYCZNYCH DO BADANIA HETEROGENICZNOŚCI OBIEKTÓW Streszczene W artykule scharakteryzowano
Bardziej szczegółowoZRÓŻNICOWANIE POLSKICH WOJEWÓDZTW ZE WZGLĘDU NA POZIOM INNOWACYJNOŚCI PRZEDSIĘBIORSTW W LATACH WYKORZYSTANIE METOD TAKSONO- MICZNYCH
OPTIMUM. STUDIA EKONOMICZNE NR 2 (86) 2017 dr Marusz MALINOWSKI Wydzał Ekonomczno-Społeczny, Unwersytet Przyrodnczy w Poznanu e-mal: marusz.malnowsk@up.poznan.pl DOI: 10.15290/ose.2017.02.86.12 ZRÓŻNICOWANIE
Bardziej szczegółowoZróżnicowanie stóp bezrobocia rejestrowanego w układzie powiatowym w latach
GOSPODARKA NARODOWA 9 (265) Rok LXXXIII/XXIV wrzeseń 2013 s. 69-90 Aleksandra MAJCHROWSKA * Katarzyna MROCZEK ** Tomasz TOKARSKI *** Zróżncowane stóp bezroboca rejestrowanego w układze powatowym w latach
Bardziej szczegółowoANALIZA PRZESTRZENNA PROCESU STARZENIA SIĘ POLSKIEGO SPOŁECZEŃSTWA
TUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36 Katarzyna Zeug-Żebro * Unwersytet Ekonomczny w Katowcach ANALIZA PRZETRZENNA PROCEU TARZENIA IĘ POLKIEGO POŁECZEŃTWA TREZCZENIE Perwsze prawo
Bardziej 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 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 szczegółowoOPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE OPTIMAL INVESTMENT STRATEGY FUNDAMENTAL ANALYSIS
ZESZYTY NAUKOWE POLITECHNIKI ŚLĄSKIEJ 2014 Sera: ORGANIZACJA I ZARZĄDZANIE z. 68 Nr kol. 1905 Adranna MASTALERZ-KODZIS Unwersytet Ekonomczny w Katowcach OPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE
Bardziej szczegółowoANALIZA WPŁYWU OBSERWACJI NIETYPOWYCH NA WYNIKI MODELOWANIA REGIONALNEJ WYDAJNOŚCI PRACY
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36, T. 1 Barbara Batóg *, Jacek Batóg ** Unwersytet Szczecńsk ANALIZA WPŁYWU OBSERWACJI NIETYPOWYCH NA WYNIKI MODELOWANIA REGIONALNEJ WYDAJNOŚCI
Bardziej 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 szczegółowoNORMALiZACJA ZMIENNYCH W SKALI PRZEDZIAŁOWEJ I ILORAZOWEJ W REFERENCYJNYM SYSTEMIE GRANICZNYM
PRZEGLĄD STATYSTYCZNY R. XLIV - ZESZ\'T 1-1997 DANUTA STRAHL, MAREK WALESIAK NORMALZACJA ZMIENNYCH W SKALI PRZEDZIAŁOWEJ I ILORAZOWEJ W REFERENCYJNYM SYSTEMIE GRANICZNYM l. WPROWADZENIE Przy stosowanu
Bardziej szczegółowoPRZESTĘPCZOŚĆ W KRAJACH CZŁONKOWSKICH UNII EUROPEJSKIEJ ANALIZA STATYSTYCZNA
Studa Prace WNEZ US nr 54/3 2018 DOI: 10.18276/sp.2018.54/3-04 Iwona Bąk * Katarzyna Cheba ** Zachodnopomorsk Unwersytet Technologczny w Szczecne PRZESTĘPCZOŚĆ W KRAJACH CZŁONKOWSKICH UNII EUROPEJSKIEJ
Bardziej szczegółowoSubiektywny dobrobyt osobisty i społeczny w krajach europejskich Tomasz Panek Szkoła Główna Handlowa w Warszawie
Subektywny dobrobyt osobsty społeczny w krajach europejskch Tomasz Panek Szkoła Główna Handlowa w Warszawe Konferencja Polska a Europa. Kontynuacje zmany Warszawa, 15 styczna 2014 1 PLAN PREZENTACJI 1.
Bardziej szczegółowo1. SPRAWDZENIE WYSTEPOWANIA RYZYKA KONDENSACJI POWIERZCHNIOWEJ ORAZ KONDENSACJI MIĘDZYWARSTWOWEJ W ŚCIANIE ZEWNĘTRZNEJ
Ćwczene nr 1 cz.3 Dyfuzja pary wodnej zachodz w kerunku od środowska o wyższej temperaturze do środowska chłodnejszego. Para wodna dyfundująca przez przegrody budowlane w okrese zmowym napotyka na coraz
Bardziej szczegółowo186 Europa Regonum XXIV (2015) 1. Materał statystyczny metodyka Analze poddano wyposażene powatów woewództwa małopolskego w podstawowe elementy nfrast
DOI: 10.18276/er.2015.24-17 MONIKA JAWORSKA, MONIKA ZIOŁO Unwersytet Rolnczy w Krakowe Infrastruktura ekologczna woewództwa małopolskego Wprowadzene J edną z stotnych częśc zalczanych od nedawna do nfrastruktury
Bardziej szczegółowoJournal of Agribusiness and Rural Development
ISSN 1899-5772 Journal of Agrbusness and Rural Development www.jard.edu.pl 4(22) 2011, 123-133 POZIOM ŻYCIA LUDNOŚCI I JEGO ZRÓŻNICOWANIE W KRAJACH UNII EUROPEJSKIEJ Agneszka Kozera, Cezary Kozera Unwersytet
Bardziej szczegółowoSAMODZIELNOŚĆ FINANSOWA A PERYFERYJNOŚĆ GMIN WOJEWÓDZTWA WARMIŃSKO-MAZURSKIEGO
74 Iwona Pomanek STOWARZYSZENIE EKONOMISTÓW ROLNICTWA I AGROBIZNESU Rocznk Naukowe tom XIV zeszyt 4 Iwona Pomanek Szkoła Główna Gospodarstwa Wejskego w Warszawe SAMODZIELNOŚĆ FINANSOWA A PERYFERYJNOŚĆ
Bardziej szczegółowoPOMIĘDZY TAK A NIE CZYLI O ROZMYTYM CHARAKTERZE POJĘĆ, METOD I KATEGORII
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XIII/1, 2012, str. 49 57 POMIĘDZY TAK A NIE CZYLI O ROZMYTYM CHARAKTERZE POJĘĆ, METOD I KATEGORII Danuta Bogocz Katedra Statystyk Matematycznej Unwersytet
Bardziej szczegółowoMETODY ANALIZY RYNKU OFE W UJĘCIU DYNAMICZNYM
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK N EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA ANIA NR 0 ARTUR MIKULEC METODY ANALIZY RYNKU OFE W UJĘCIU DYNAMICZNYM Wstęp Taksonoma numeryczna oparta na analze danych loścowych jest jednym
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 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 Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zastosowane
Bardziej szczegółowoKURS STATYSTYKA. Lekcja 6 Regresja i linie regresji ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 6 Regresja lne regresj ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 Funkcja regresj I rodzaju cechy Y zależnej
Bardziej 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 szczegółowoZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013
ZESZYTY NAUKOWE NSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANE MASOWEGO MOMENTU BEZWŁADNOŚC WZGLĘDEM OS PODŁUŻNEJ DLA SAMOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWE WZORÓW DOŚWADCZALNYCH 1. Wstęp
Bardziej 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 szczegółowoMETODY WIELOWYMIAROWEJ ANALIZY PORÓWNAWCZEJ W OCENIE ZDOLNOŚCI KREDYTOWEJ GMIN W POLSCE. Streszczenie
Marcn Wśnewsk Unwersytet Ekonomczny w Poznanu Katedra Teor Penądza Poltyk Penężnej METODY WIELOWYMIAROWEJ ANALIZY PORÓWNAWCZEJ W OCENIE ZDOLNOŚCI KREDYTOWEJ GMIN W POLSCE Streszczene Jednostk samorządu
Bardziej szczegółowoJournal of Agribusiness and Rural Development
www.jard.edu.pl DOI: 0.7306/JARD.205. Journal of Agrbusness and Rural Development pissn 899-524 eissn 899-5772 (35) 205, 7-5 ZASTOSOWANIE METOD TAKSONOMICZNYCH W BADANIU WARUNKÓW ŻYCIA W GMINACH WIEJSKICH
Bardziej szczegółowoAnaliza przestrzenna rozwoju społeczeństwa informacyjnego w Polsce
Nerównośc Społeczne a Wzrost Gospodarczy, nr 53 (/208) DOI: 0.5584/nsawg.208..24 ISSN 898-5084 dr nż. Ewa Pośpech Katedra Statystyk, Ekonometr Matematyk, Wydzał Zarządzana Unwersytet Ekonomczny w Katowcach
Bardziej szczegółowoKAPITAŁ LUDZKI A AKTYWNOŚĆ ZAWODOWA HUMAN CAPITAL AND ECONOMIC ACTIVITY
132 Monka Jaworska, Lda Luty STOWARZYSZENIE EKONOMISTÓW ROLNICTWA I AGROBIZNESU Rocznk Naukowe tom XIII zeszyt 2 Monka Jaworska, Lda Luty Unwersytet Rolnczy m. Hugona Kołłątaa w Krakowe KAPITAŁ LUDZKI
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 szczegółowoWYKORZYSTANIE SHIFT SHARE ANALYSIS W OPISIE ZMIAN STRUKTURY HONOROWYCH DAWCÓW KRWI W POLSCE
Grażyna Trzpot Anna Ojrzyńska Jacek Szołtysek Sebastan Twaróg Unwersytet Ekonomczny w Katowcach WYKORZYSTANIE SHIFT SHARE ANALYSIS W OPISIE ZMIAN STRUKTURY HONOROWYCH DAWCÓW KRWI W POLSCE Wprowadzene Zapewnene
Bardziej 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 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 szczegółowoTaksonomiczna ocena sytuacji finansowej gospodarstw domowych w Polsce w 2010 roku
136 AGNIESZKA KOZERA, JOANNA STANISŁAWSKA Nerównośc Społeczne a Wzrost Gospodarczy, nr 38 (2/2014) ISSN 1898-5084 mgr Agneszka Kozera 1 Katedra Fnansów Rachunkowośc Unwersytet Przyrodnczy w Poznanu dr
Bardziej 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 szczegółowoZeszyty Naukowe Polskiego Towarzystwa Ekonomicznego w Zielonej Górze 2016, nr 5.
Zeszyty Naukowe Polskego Towarzystwa Ekonomcznego w Zelonej Górze 2016, nr 5. Dzekańsk Paweł, dr Unwersytet Jana Kochanowskego w Kelcach Przestrzenne zróżncowane nfrastruktury gmn województwa śwętokrzyskego
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE WYBRANYCH ELEMENTÓW ANALIZY FUNDAMENTALNEJ DO WYZNACZANIA PORTFELI OPTYMALNYCH
Adranna Mastalerz-Kodzs Ewa Pośpech Unwersytet Ekonomczny w Katowcach ZASTOSOWANIE WYBRANYCH ELEMENTÓW ANALIZY FUNDAMENTALNEJ DO WYZNACZANIA PORTFELI OPTYMALNYCH Wprowadzene Zagadnene wyznaczana optymalnych
Bardziej szczegółowoWYKORZYSTANIE ANALIZY WIELOKRYTERIALNEJ DO BADANIA POTENCJAŁU GOSPODARCZEGO WOJEWÓDZTWA PODKARPACKIEGO
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XV/4, 2014, str. 62 70 WYKORZYSTANIE ANALIZY WIELOKRYTERIALNEJ DO BADANIA POTENCJAŁU GOSPODARCZEGO WOJEWÓDZTWA PODKARPACKIEGO Mchał Koścółek Katedra Ekonom
Bardziej szczegółowoSTATECZNOŚĆ SKARP. α - kąt nachylenia skarpy [ o ], φ - kąt tarcia wewnętrznego gruntu [ o ],
STATECZNOŚĆ SKARP W przypadku obektu wykonanego z gruntów nespostych zaprojektowane bezpecznego nachylena skarp sprowadza sę do przekształcena wzoru na współczynnk statecznośc do postac: tgφ tgα = n gdze:
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 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 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 szczegółowoProblem wykluczenia społecznego w świetle rozmytych metod taksonomicznych The Problem of Social Exclusion In the Light of Fuzzy Taxonomic Methods
Danuta Bogocz Państwowa Wyższa Szkoła Zawodowa w Tarnowe Problem wykluczena społecznego w śwetle rozmytych metod taksonomcznych The Problem of Socal Excluson In the Lght of Fuzzy Taxonomc Methods Słowa
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 szczegółowoWPŁYW AKCESJI POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ NA ROZWÓJ ROLNICTWA EKOLOGICZNEGO. Lidia Luty
74 LIDIA LUTY ROCZNIKI NAUKOWE EKONOMII ROLNICTWA I ROZWOJU OBSZARÓW WIEJSKICH, T. 11, z. 1, 214 WPŁYW AKCESJI POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ NA ROZWÓJ ROLNICTWA EKOLOGICZNEGO Lda Lut Katedra Statstk Matematcznej
Bardziej szczegółowowojewództwa zachodniopomorskiego ATTRACTIVENESS OF LABOR MARKETS IN RURAL AREAS IN CONTEXT
200 Rocznk Kamla Naukowe Radlńska Stowarzyszena Ekonomstów Rolnctwa Agrobznesu 2017 tom XIX zeszyt 2 do: 10.5604/01.3001.0010.1189 wpłynęło: 04.05.2017 akceptacja: 19.06.2017 Kamla Radlńska Poltechnka
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 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 szczegółowoPRACE NAUKOWE Uniwersytetu Ekonomicznego we Wrocławiu
PRACE NAUKOWE Unwersytetu Ekonomcznego we Wrocławu RESEARCH PAPERS of Wrocław Unversty of Economcs Nr 391 Gospodarka lokalna w teor praktyce Redaktorzy naukow Ryszard Brol Andrzej Raszkowsk Andrzej Sztando
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 szczegółowoKształtowanie się firm informatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu
PRACE KOMISJI GEOGRAFII PRZEMYSŁU Nr 7 WARSZAWA KRAKÓW 2004 Akadema Pedagogczna, Kraków Kształtowane sę frm nformatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu Postępujący proces rozwoju
Bardziej szczegółowoPiesi jako ofiary śmiertelnych wypadków analiza kryminalistyczna
Pes jako ofary śmertelnych wypadków analza krymnalstyczna Potr Kodryck, Monka Kodrycka Pozom bezpeczeństwa ruchu drogowego klasyfkuje Polskę na jednym z ostatnch mejsc wśród krajów europejskch. Wskaźnk
Bardziej szczegółowo