PRACE NAUKOWE UNIWERSYTETU EKONOMICZNEGO WE WROCŁAWIU RESEARCH PAPERS OF WROCŁAW UNIVERSITY OF ECONOMICS
|
|
- Jadwiga Włodarczyk
- 6 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 PRACE NAUKOWE UNIWERSYTETU EKONOMICZNEGO WE WROCŁAWIU RESEARCH PAPERS OF WROCŁAW UNIVERSITY OF ECONOMICS nr Taksonomia 29 ISSN Klasyfikaca i analiza danych teoria i zastosowania e-issn Beata Bieszk-Stolorz Uniwersytet Szczeciński beatus@wneiz.pl FUNKCJA SKUMULOWANEJ CZĘSTOŚCI I MODELE HAZARDU W OCENIE KONKURUJĄCYCH FORM WYJŚCIA Z BEZROBOCIA CUMULATIVE INCIDENCE FUNCTION AND HAZARDS MODELS IN THE ASSESSMENT OF ROUTES FOR UNEMPLOYMENT EXIT DOI: /pn JEL Classification: C41, J64 Streszczenie: W analizie czasu trwania bezrobocia reestrowanego występuą dane cenzurowane dwoakiego rodzau. Jeżeli zdarzeniem kończącym obserwacę est podęcie pracy, to obserwacami cenzurowanymi są przypadki wyreestrowania z pozostałych przyczyn (np. przeście na rentę lub emeryturę, wyazd za granicę, niezgłoszenie się w urzędzie) lub obserwace, które nie zakończyły się zdarzeniem przed końcem okresu badania. Poęcie podęcie pracy obemue różne formy wyścia z bezrobocia: podęcie zatrudnienia lub działalności gospodarcze, skorzystanie z subsydiowanych form zatrudnienia: prac interwencynych lub robót publicznych. Wszystkie te formy stanowią różne rodzae zdarzeń konkuruących. Celem artykułu est wykorzystanie funkci skumulowane częstości do oceny prawdopodobieństwa wyścia z bezrobocia oraz modeli hazardu do oceny intensywności tego wyścia dla różnych rodzaów ryzyk konkuruących. Zastosowane metody pozwoliły na ocenę wpływu innych niż praca przyczyn wyreestrowania z urzędu pracy. Słowa kluczowe: funkca skumulowane częstości CIF, model hazardu, ryzyka konkuruące, bezrobocie. Summary: The survival analysis of registered unemployment uses censored data of two kinds. If the final event of the observation is a obseeker s employment, then we can accept for censored observations the cases of leaving the register for other reasons (retirement due to old-age pension or permanent disability, a failure to report to the labour office) or the observations which had not finished with an event before the end of the study. Moreover, the very act of taking up income-generating work can take various forms: taking up a ob, setting up a business or taking advantage of subsidised ob programmes offered by local governments, such as intervention or public works. All of these forms are considered to be some form of competing risk. The purpose of the article is to use the cumulative incidence function (CIF) to evaluate the probability to leave unemployment and to use the hazards models to assess the intensity of leaving unemployment in reference to various types of the competing risk. Keywords: cumulative incidence function (CIF), hazard model, competing risks, unemployment.
2 22 Beata Bieszk-Stolorz 1. Wstęp Analiza trwania, nazywana często analizą przeżycia, obemue zbiór metod badaących procesy, w których interesuący est czas T, aki upłynie do wystąpienia pewnego zdarzenia. Obserwaci podlegaą wszystkie ednostki należące do pewne kohorty (pacenci, urządzenia, bezrobotni, firmy). Obserwue się czas trwania zawiska (procesu), aki upływa od zdarzenia początkowego (początek leczenia, uruchomienie urządzenia, utrata pracy, założenie firmy) do zaścia zdarzenia końcowego (śmierć pacenta, awaria urządzenia, wyście z bezrobocia, likwidaca firmy). Ponieważ okres obserwaci est ograniczony, zdarza się, że ednostki należące do badane kohorty mogą nie doznać zdarzenia końcowego przed ego końcem. Takie obserwace uznae się za cenzurowane prawostronnie. W badaniach za obserwace takie uznae się również sytuace, w których badana ednostka znika z pola widzenia lub występue zdarzenie kończące obserwacę, które wyklucza zaście zdarzenia właściwego [Pepe 1991], czyli zdarzenie konkuruące. Gooley i in. [1999] definiue ryzyko konkuruące ako zdarzenie, którego wystąpienie wyklucza lub fundamentalnie zmienia prawdopodobieństwo wystąpienia innego zdarzenia. Należy przy tym założyć, że zdarzenia występuą niezależnie od siebie [Crowder 1994, 1996, 1997]. Badana ednostka est narażona na różne rodzae ryzyka w tym samym czasie, ale przypuszcza się, że ewentualne zdarzenie wynika z tylko ednego z tych czynników, które nazywa się przyczyną niepowodzenia [Aly i in. 1994]. Jeżeli badamy śmiertelność pacentów w wyniku wykryte choroby, obserwaci może podlegać czas upływaący od momentu podęcia leczenia do momentu śmierci. Śmierć może nastąpić z powodu nawrotu choroby lub w czasie remisi (spowodowane skutkami leczenia). W zastosowaniach inżynierskich ryzyko konkuruące związane est z wpływem elementów składowych na cały system. Tuta awaria któregokolwiek ze składników powodue awarię systemu. Obserwue się czas, w którym system zawodzi, i który składnik spowodował awarię. W literaturze obok zdarzeń konkuruących bezwarunkowych (unconditional competing risks), rozważa się również warunkowe modele ryzyk konkuruących (conditional competing risks models). W przypadku pierwszego rodzau zdarzeń zakłada się ich niezależność. W przypadku tych drugich prawdopodobieństwa prześcia między stanami zależą nie tylko od zmiennych obaśniaących, ale również od czasu i typu pobytu we wcześnieszym stanie [Landmesser 28b]. Celem artykułu est wykorzystanie wybranych metod oceny ryzyk konkuruących bezwarunkowych: funkci skumulowane częstości CIF (Cumulative Incidence Function) do oceny prawdopodobieństwa wyścia z bezrobocia oraz modeli hazardu do oceny intensywności wychodzenia z bezrobocia dla różnych rodzaów ryzyk konkuruących. W badaniu wykorzystano dane indywidualne osób zareestrowanych w Powiatowym Urzędzie Pracy (PUP) w Szczecinie.
3 Funkca skumulowane częstości i modele hazardu w ocenie konkuruących form wyścia Metodyka badania W badaniu wykorzystano wybrane metody analizy trwania. Obserwaci podlega czas trwania ednostki w danym stanie, który est zmienną losową T. Podstawą tego typu analizy est funkca trwania (funkca przeżycia) zdefiniowana następuąco: S ( t) P( t > T ) = F( t) = 1, (1) gdzie: T est czasem trwania zawiska, a F(T) dystrybuantą rozkładu zmienne losowe T. Drugą funkcą stosowaną w analizie trwania est funkca hazardu. Opisue ona intensywność zaścia zdarzenia w momencie t pod warunkiem przetrwania do czasu t i est zdefiniowana następuąco [Kleinbaum, Klein 25]: ( ) ht ( < + ) P t T t t T t = lim. t t Natomiast funkca skumulowanego hazardu est sumą hazardu do czasu t i dla czasu dyskretnego określona est wzorem: H ( t) = h( t ) : t t W przypadku występowania różnych zdarzeń konkuruących stosue się funkcę skumulowane częstości występowania (Cumulative Incidence Function) oznaczoną ako CIF k (t). Jest to prawdopodobieństwo zaścia zdarzenia z powodu k przed czasem t. Funkca ta est zdefiniowana następuąco [Klein, Moeschberger 23, s. 52]: CIF k t ( t) = P( t T = k) = S( u) hk ( u) du S( u) dh k. t (2) (3),d =, (4) gdzie: H k (t) dla k = 1, 2, 3,, K est funkcą hazardu skumulowanego, S(t) funkcą przeżycia, δ = dla obserwaci cenzurowanych oraz δ = 1,, K dla obserwaci kończących się zdarzeniem typu k (ednym z K konkuruących). Estymatorem funkci skumulowanego hazardu H k (t) dla przyczyny k est estymator Nelsona-Aalena: dk Hˆ k ( t) =, n (5) : t t gdzie: t są momentami zachodzenia zdarzeń, d k est liczbą zdarzeń z powodu zaistnienia przyczyny k w momencie t, n est liczbą osób narażonych na ryzyko w czasie t.
4 24 Beata Bieszk-Stolorz Często stosowanym estymatorem funkci przeżycia S(t) est estymator Kaplana- -Meiera: d Sˆ ( t) = 1, (6) : t t n gdzie: d oznacza liczbę zdarzeń w momencie t, a n est liczbą osób narażonych na ryzyko w czasie t. Korzystaąc ze wzorów (5) i (6), funkcę skumulowane częstości występowania z powodu zaistnienia przyczyny k można oszacować ako [Marubini, Valsecchi 1995]: ( t) = d ˆ k k S t 1 ). (7) : t t n CIF ˆ( CIF k est skumulowanym prawdopodobieństwem wystąpienia zdarzenia typu k przed lub w czasie t [Bryant, Dignam 24]. Pozwala ono określić wzorce zaścia zdarzenia z powodu k oraz ocenić, w akim stopniu każdy powód przyczynia się do całkowite porażki 1. K Ponieważ dk = d, to prawdziwa est zależność: k = 1 K k = 1 CIF ˆ k ( t) = 1 Sˆ ( t) Jeżeli nie ma zdarzeń konkuruących, to zachodzi równość: CIF ˆ ( t) 1 S ˆ( t). (8) =. (9) W przypadku, gdy występuą zdarzenia konkuruące stosue się również rozwiązanie polegaące na uznaniu pozostałych zdarzeń kończących proces obserwaci za obserwace cenzurowane. Taki sposób rozumowania prowadzi do przeszacowania wartości funkci CIF [Sherif Bintu 24]. W przypadku różnych rodzaów ryzyk konkuruących (k 1) funkce hazardu opisue wzór [Klein, Moeschberger 23, s. 5]: h k ( t) = lim t ( T < t + t,δ = k T t) P t t dla k = 1, 2, 3,, K. (1) 1 Innym sposobem oceny ryzyka konkuruącego est zastosowanie wielomianowego modelu logitowego (ako model hazardu z czasem dyskretnym) i wyznaczenie szansy względne zaścia zdarzeń konkuruących [Landmesser 28a; Bieszk-Stolorz, Markowicz 212].
5 Funkca skumulowane częstości i modele hazardu w ocenie konkuruących form wyścia Estymatorem funkci hazardu h k (t) dla przyczyny k w momencie t est: ( t ) d k h ˆ k = n, (11) gdzie d k i n maą takie same znaczenie ak we wzorze (5). W przypadku, gdy k = 1 (brak zdarzeń konkuruących), estymator funkci hazardu przymue postać: ( t ) d h ˆ = n, (12) gdzie d i n maą takie same znaczenie ak we wzorze (6). Modele dane wzorami (11) i (12) nazywa się również modelami hazardu empirycznego. 3. Dane wykorzystane w badaniu i rodzae grup zdarzeń kończących proces obserwaci W badaniu wykorzystano anonimowe dane indywidualne osób bezrobotnych zareestrowanych w 213 roku w Powiatowym Urzędzie Pracy w Szczecinie i obserwowanych do końca 214 roku. Wyznaczono czas od momentu zareestrowania do momentu wyreestrowania z urzędu z określonego powodu. Liczne przyczyny wyreestrowania pogrupowano (tab. 1). Ponieważ tylko kilka z nich związanych est z podęciem pracy, pierwotnie w badaniu przyęto bardzie szczegółowy podział na siedem podgrup przyczyn wyreestrowania: praca, praca (urząd), działalność gospodarcza, odmowa, renta/emerytura/zasiłek, wyazd za granicę i pozostałe. Następnie, opieraąc się na pierwszych analizach, przyczyny podzielono na trzy grupy: praca w ogólnym sensie, odmowa i pozostałe. Tabela 1. Grupy przyczyn wyreestrowania z urzędu pracy Nazwa grupy Praca w ogólnym sensie Nazwa podgrupy Przyczyna wyreestrowania praca praca (urząd) działalność gospodarcza podęcie pracy lub innego zatrudnienia podęcie robót publicznych, prac interwencynych, praca w ramach utworzonego dodatkowego miesca pracy z tytułu udzielone pożyczki lub dofinansowania wynagrodzenia za zatrudnienie bezrobotnego 5+ podęcie pozarolnicze działalności gospodarcze, przyznanie ednorazowo środków na podęcie działalności gospodarcze, rozpoczęcie działalności gospodarcze ze środków PFRON Odmowa odmowa odmówienie przyęcia propozyci zatrudnienia lub inne pracy zarobkowe, wykonywania prac interwencynych, robót publicznych, udziału w szkoleniu, stażu, przygotowaniu zawodowym w miescu
6 26 Beata Bieszk-Stolorz Tabela 2, cd. Pozostałe renta, zasiłek, emerytura wyazd za granicę pozostałe pracy; niestawienie się w PUP w wyznaczonym terminie, nieprzedstawienie zaświadczenia o niezdolności do pracy wskutek choroby, odmówienie lub przerwanie udziału w działaniach w ramach Programu Aktywizaca i Integraca, brak gotowości do podęcia pracy przez okres co namnie 1 dni, wniosek bezrobotnego o wykreślenie z ewidenci nabycie prawa do emerytury, świadczenia rehabilitacynego, renty, pobieranie zasiłku stałego, podleganie ubezpieczeniu emerytalno- -rentowemu z tytułu stałe pracy ako domownik w gospodarstwie rolnym, pobieranie świadczenia pielęgnacynego, dodatku do zasiłku rodzinnego z tytułu samotnego wychowywania dziecka, pobieranie zasiłku dla opiekuna, przyznanie prawa do pobierania świadczenia/ zasiłku przedemerytalnego wyazd za granicę na okres co namnie 3 dni brak gotowości zmiana miesca zameldowania lub pobytu poza obszar działania PUP, niezdolność do pracy wskutek choroby lub przebywania w zamkniętym ośrodku odwykowym, rozpoczęcie szkolenia organizowanego przez inny podmiot niż PUP, zgon, powołanie do zasadnicze służby woskowe, podęcie nauki w szkole w systemie dziennym Tabela 2. Rodzae grup zdarzeń kończących proces obserwaci i odpowiadaące im obserwace cenzurowane Zdarzenie kończące proces obserwaci Obserwaca cenzurowana 1 2 Powód wyreestrowania Liczba Powód cenzurowania Liczba I rodza Dowolny powód Zdarzenie nie nastąpiło do końca 214 roku Praca 7 87 Praca 7 87 Praca (urząd) 929 Działalność gospodarcza 897 Odmowa Renta, zasiłek, emerytura 685 Wyazd za granicę 445 Pozostałe 494 II rodza Zdarzenie nie nastąpiło do końca 214 roku lub inny niż podęcie pracy powód wyreestrowania III rodza Zdarzenie nie nastąpiło do końca 214 roku 1 856
7 Funkca skumulowane częstości i modele hazardu w ocenie konkuruących form wyścia Praca w ogólnym sensie Odmowa Pozostałe IV rodza Zdarzenie nie nastąpiło do końca 214 roku Zastosowanie w badaniu modeli ryzyk konkuruących wiąże się z różnym zdefiniowaniem obserwaci cenzurowanych. Mogą to być bowiem obserwace, które nie zakończyły się akimkolwiek zdarzeniem przed upływem okresu obserwaci (w przeprowadzonym badaniu est to koniec 214 roku), lub obserwace, które zakończyły się zdarzeniem różnym od analizowanego. W przeprowadzonym badaniu analizowano cztery rodzae grup zdarzeń kończących proces obserwaci. Wynikaą one z przyętego wcześnie podziału przyczyn wyreestrowania. Odpowiadały im różne powody cenzurowania prawostronnego (tab. 2). 4. Analiza prawdopodobieństwa i intensywności wychodzenia z bezrobocia W pierwszym etapie badania wyznaczono funkcę skumulowane częstości dla czterech rodzaów grup zdarzeń kończących proces obserwaci. Na rys. 1a i 1b przedstawiono wartości estymatorów Kaplana-Meiera (KM) i funkci skumulowane częstości występowania (CIF) dla odpowiednio I i II rodzau grup zdarzeń. Dla I rodzau zdarzeniem kończącym est wyreestrowanie z dowolnego powodu, a dla II rodzau wyreestrowanie z powodu podęcia pracy. Wartości estymatora Kaplana-Meiera (rys. 1a) informuą o prawdopodobieństwie pozostania w reestrze urzędu po czasie t. Przykładowo po 6 miesiącach od momentu zareestrowania było ono równe,4. Korzystaąc z estymatora CIF (wzór (9)), można wyznaczyć prawdopodobieństwo wyreestrowania z urzędu (dowolna przyczyna) przed upływem czasu t. Przykładowo dla I rodzau przed upływem 6 miesięcy było ono równe,6. W przypadku II rodzau (rys. 1b) prawdopodobieństwo podęcia pracy przez bezrobotnego w ciągu pierwszych 6 miesięcy od zareestrowania było równe,3. Wynika z tego, że na prawdopodobieństwo wyreestrowania z urzędu duży wpływ mogły mieć inne przyczyny niż podęcie pracy. Aby zbadać ten wpływ (ryzyko konkuruące), korzystaąc ze wzoru (7) wyznaczono funkce CIF k (k = 1, 2,, 7) dla siedmiu przyczyn wyreestrowania z urzędu pracy (zawartych w tab. 1). Na rys. 2a przedstawiono cztery wybrane estymatory CIF k dla III rodzau: odmowa i praca ako osiągaące wartości zdecydowanie większe niż pozostałe oraz dwie inne przyczyny związane z podęciem pracy: praca (urząd) oraz podęcie działalności gospodarcze. Prawdopodobieństwa zaistnienia pozostałych powodów wyreestrowania: renta, zasiłek i emerytura, wyazd za granicę oraz
8 28 Beata Bieszk-Stolorz Prawdopodobieństwo 1,9,8,7,6,5,4,3,2,1 a I rodza (dowolny powód) CIF KM Prawdopodobieństwo 1,9,8,7,6,5,4,3,2,1 b II rodza (praca) CIF KM Rys. 1. Estymatory Kaplana-Meiera i CIF dla I i II rodzau grup zdarzeń kończących proces obserwaci a b Prawdopodobieństwo,45,4,35,3,25,2,15,1,5, III rodza Praca Praca (urząd) Działalność gospodarcza Odmowa Prawdopodobieństwo,5,45,4,35,3,25,2,15,1,5, IV rodza Praca (ogółem) Odmowa Pozostałe Rys. 2. Wartości estymatorów CIF k dla III i IV rodzau grup zdarzeń kończących proces obserwaci pozostałe nie przekroczyły wartości,5 i miały wpływ marginalny na ryzyko całkowite. Analiza wartości tych funkci wskazue, że po 4 miesiącu od zareestrowania prawdopodobieństwo wyreestrowania bezrobotnego przez urząd z powodu ogólnie poęte odmowy było większe od prawdopodobieństwa podęcia pracy. Dla osoby bezrobotne ważne est podęcie ogólnie poęte pracy. Dlatego dalsza analiza polegała na wyznaczeniu funkci CIF k (k = 1, 2, 3) dla trzech powodów wyreestrowań
9 Funkca skumulowane częstości i modele hazardu w ocenie konkuruących form wyścia (IV rodza). Przy takie klasyfikaci prawdopodobieństwo wyreestrowań z powodu podęcia akiekolwiek pracy było wyższe od prawdopodobieństwa odmowy, począwszy od drugiego miesiąca od momentu zareestrowania. Pozostałe powody miały wpływ marginalny (rys. 2a). Na rys. 3 przedstawiono konsekwence przyęcia II rodzau zdarzeń kończących obserwacę. Wartości tak wyznaczonego estymatora CIF (podęcie pracy, II rodza) są dużo większe od wartości estymatora CIF k (podęcie pracy, III rodza). Jak uż wspomniano wcześnie, przyęcie II rodzau prowadzi do przeszacowania wartości ryzyka konkuruącego. W przypadku przedstawione analizy est ono bardzo duże i w 24 miesiącu, kończącym obserwacę, prawdopodobieństwo wyścia do pracy dla II rodzau zdarzeń (,68) est większe aż o 84% od prawdopodobieństwa wyścia do pracy dla III rodzau zdarzeń (,37). Prawdopdobieństwo,7,6,5,4,3,2,1 Praca (II rodza) Praca (III rodza) Rys. 3. Wartości estymatorów CIF i CIF k dla zdarzenia praca (w ścisłym sensie) dla II i III rodzau grup zdarzeń kończących proces obserwaci Drugi etap badania polegał na ocenie ryzyk konkuruących z wykorzystaniem funkci hazardu, czyli na oszacowaniu intensywności wychodzenia z bezrobocia. W przypadku braku zdarzeń konkuruących (I i II rodza) skorzystano z estymatora (12). W sytuaci wyróżnienia zdarzeń konkuruących (III i IV rodza) zastosowano estymator (11). Wartości obu estymatorów dla zdarzenia praca w przypadku II i III rodzau grup zdarzeń są takie same, dlatego dalsza analiza dotyczyła zdarzeń I, III i IV rodzau. Na rys. 4a przedstawiono wykres funkci hazardu dla I i III rodzau grup zdarzeń kończących obserwacę, a na rysunku 4b dla I i IV rodzau. Intensywność wyreestrowań z dowolnego powodu (I rodza) gwałtownie malała w 1 i 2 miesiącu oraz po 19 miesiącu od zareestrowania. Jest ona zaznaczona czarną ciągła linią na obu rysunkach 4a i 4b. Na rys. 4a przedstawiono estymatory hazardu dla czterech zdarzeń kończących proces obserwaci: odmowa, praca, praca (urząd) i działalność gospodarcza (III rodza). Wartość estymatorów dla trzech pozostałych zdarzeń była
10 3 Beata Bieszk-Stolorz a b Hazard,22,2,18,16,14,12,1,8,6,4,2, I i III rodza Praca Praca (urząd) Działalność gospodarcza Odmowa Dowolny powód (I rodza) Hazard,22,2,18,16,14,12,1,8,6,4,2 I i IV rodza Praca (ogółem) Odmowa Pozostałe Dowolny powód (I rodza) Rys. 4. Wartości funkci hazardu dla I, III i IV rodzau zdarzeń kończących proces obserwaci bliska. Nawiększy wpływ na wielkość intensywności wyreestrowań z dowolnego powodu miały wyreestrowania z powodu odmowy, szczególnie w pierwszym miesiącu od zareestrowania. Na drugim miescu była praca, a praca organizowana przez urząd oraz podęcie działalności gospodarcze miały znaczenie racze marginalne. Na rys. 4b przedstawiono funkce hazardu dla IV rodzau zdarzeń. Intensywność wyreestrowań z powodu podęcia pracy (ogółem) est nieco większa niż w przypadku III rodzau, ale nadal nie przewyższa wartości hazardu dla przypadku odmowa. W przypadku pozostałych przyczyn zauważalny est skok intensywności w 7 i 8 miesiącu. Wpływ na to miała dość duża wartość funkci hazardu dla wyreestrowań z powodu przyznania renty, zasiłku lub emerytury (odpowiednio:,23 i,16). 5. Zakończenie Zastosowane w badaniu metody analizy trwania: funkca skumulowane częstości oraz model hazardu empirycznego, pozwoliły na ocenę wpływu innych niż praca przyczyn wyreestrowania z urzędu pracy. Przeprowadzona analiza wskazała na to, że odmowa była bardzo silnym powodem wyreestrowania osób bezrobotnych. Może to świadczyć o tym, że chęć podęcia zatrudnienia nie była główną przyczyną zareestrowania się bezrobotnego w urzędzie. Prawdopodobieństwo i intensywność wyreestrowania z powodu odmowy były większe niż w przypadku podęcia pracy
11 Funkca skumulowane częstości i modele hazardu w ocenie konkuruących form wyścia w zawężonym sensie (III rodza). Subsydiowane formy pracy miały znaczenie marginalne, co wynika z ograniczonych środków, akimi dysponue urząd. Miały one ednak wpływ na zwiększenie prawdopodobieństwa i intensywności podęcia pracy w sensie ogólnym (IV rodza). Literatura Aly E.A.A., Kochar S., McKeague E., 1994, Some tests for comparing cumulative incidence functions and cause-specific hazard rates, Journal of the American Statistical Association, vol. 89 (427), s Bieszk-Stolorz B., Markowicz I., 212, Wykorzystanie wielomianowego modelu logitowego do oceny szansy podęcia pracy przez bezrobotnych, Prace Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego we Wrocławiu, nr 242, Taksonomia 19, s Bryant J., Dignam J.J., 24, Semiparametric models for cumulative incidence functions, Biometrics 6(1), s Crowder M., 1994, Identifiability crises in competing risks, International Statistical Review, vol. 62, no. 3, s Crowder M., 1996, On assessing independence of competing risks when failure times are discrete, Lifetime Data Analysis, 2(2), s Crowder M., 1997, A test for independence of competing risks with discrete failure Times, Lifetime Data Analysis, vol. 3 (3), s Gooley T.A., Leisenring W., Crowley J., Storer B.E., 1999, Estimation of failure probabilities in the presence of competing risks: new representations of old estimators, Statistics in Medicine, vol. 18 (6), s Klein J.P., Moeschberger M.L., 23, Survival Analysis: Techniques for Censored and Truncated Data. Second Edition, Springer-Verlag, New York. Kleinbaum D., Klein M., 25, Survival Analysis. A Self-Learning Text, Springer, New York. Landmesser J.M., 28a, Aktywność ekonomiczna ludności: klasyfikaca osób za pomocą wielomianowych modeli logitowych oraz e związek z modelami hazardu dla czasów trwania, Prace Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego we Wrocławiu, nr 7 (127), Taksonomia 15, s Landmesser J.M., 28b, Modele ryzyka konkurencynego dla czasu trwania czynności, Prace Naukowe Akademii Ekonomiczne w Katowicach, s Marubini E., Valsecchi M., 1995, Analysing Survival Data from Clinical Trials and Observational Studies, John Wiley & Sons, New York. Pepe M.S., 1991, Inference for Events with Dependent Risks in Multiple Endpoint Studies, Journal of the American Statistical Association, vol. 86 (415), s Sherif Bintu N., 28, A Comparison of Kaplan-Meier and Cumulative Incidence Estimate in the Presence or Absence of Competing Risks in Breast Cancer Data, Master s Thesis, University of Pittsburgh.
MISCELLANEA PŁEĆ JAKO DETERMINANTA WYSTĄPIENIA JEDNEJ Z KONKURUJĄCYCH FORM WYJŚCIA Z BEZROBOCIA
MISCELLANEA dr hab. Beata BIESZK-STOLORZ Wydział Nauk Ekonomicznych i Zarządzania, Uniwersytet Szczeciński e-mail: beatus@wneiz.pl DOI: 10.15290/ose.2017.02.86.08 PŁEĆ JAKO DETERMINANTA WYSTĄPIENIA JEDNEJ
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE MODELI CZASU TRWANIA DO OCENY STOPNIA DEPRECJACJI KAPITAŁU LUDZKIEGO
Studia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN 283-86 Nr 223 25 Uniwersytet Szczeciński Wydział Nauk Ekonomicznych i Zarządzania Instytut Ekonometrii i Statystyki beatus@wneiz.pl
Bardziej szczegółowoAnaliza długości okresu bezrobocia według przyczyny wyrejestrowania na przykładzie Powiatowego Urzędu Pracy w Szczecinie
Beata Bieszk-Stolorz * Iwona Markowicz ** Analiza długości okresu bezrobocia według przyczyny wyrejestrowania na przykładzie Powiatowego Urzędu Pracy w Szczecinie Wstęp Celem artykułu jest zbadanie wpływu
Bardziej szczegółowoOcena stopnia deprecjacji kapitału ludzkiego z wy korzystaniem nieliniowych modeli regresji
Ocena stopnia deprecjacji kapitału ludzkiego z wy korzystaniem nieliniowych modeli regresji «Evaluating human capital depreciation by means of non linear regression models» by Beata Bieszk Stolorz Source:
Bardziej szczegółowoDETERMINANTY INTENSYWNOŚCI PODEJMOWANIA ZATRUDNIENIA PRZEZ BEZROBOTNYCH W SZCZECINIE
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36, T. 1 Beata Bieszk-Stolorz * Uniwersytet Szczeciński DETERMINANTY INTENSYWNOŚCI PODEJMOWANIA ZATRUDNIENIA PRZEZ BEZROBOTNYCH W SZCZECINIE
Bardziej szczegółowoWYKORZYSTANIE MODELU LOGITOWEGO DO ANALIZY BEZROBOCIA WŚRÓD OSÓB NIEPEŁNOSPRAWNYCH W POLSCE W 2010 ROKU
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 31 Beata Bieszk-Stolorz Uniwersytet Szczeciński WYKORZYSTANIE MODELU LOGITOWEGO DO ANALIZY BEZROBOCIA WŚRÓD OSÓB NIEPEŁNOSPRAWNYCH W POLSCE W
Bardziej szczegółowoWpływ zasiłku na proces poszukiwania pracy
Wpływ na proces poszukiwania pracy «The influence of benefit on the job finding process» by Iwona Markowicz Beata Bieszk Stolorz Source: Research Papers of Wrocław University of Economics (Prace Naukowe
Bardziej szczegółowoPŁEĆ, WIEK I WYKSZTAŁCENIE OSÓB BEZROBOTNYCH JAKO DETERMINANTY CZASU POSZUKIWANIA PRACY
EKONOMETRIA ECONOMETRICS 2(40) 2013 ISSN 1507-3866 Beata Bieszk-Stolorz, Iwona Markowicz Uniwersytet Szczeciński PŁEĆ, WIEK I WYKSZTAŁCENIE OSÓB BEZROBOTNYCH JAKO DETERMINANTY CZASU POSZUKIWANIA PRACY
Bardziej szczegółowoWYKORZYSTANIE TESTU GRAYA DO OCENY WPŁYWU PŁCI NA FORMĘ WYJŚCIA Z BEZROBOCIA
Studia i Prace WNEiZ US nr 54/3 2018 DOI: 10.18276/sip.2018.54/3-05 Beata Biesz-Stolorz * Uniwersytet Szczecińsi WYKORZYSTANIE TESTU GRAYA DO OCENY WPŁYWU PŁCI NA FORMĘ WYJŚCIA Z BEZROBOCIA Streszczenie
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Zadanie. Niech łączna wartość szkód: Ma złożony rozkład Poissona. Momenty rozkładu wartości poedyncze szkody wynoszą:, [ ]. Wiemy także, że momenty nadwyżki wartości poedyncze szkody ponad udział własny
Bardziej szczegółowoJak długo żyją spółki na polskiej giełdzie? Zastosowanie statystycznej analizy przeżycia do modelowania upadłości przedsiębiorstw
Jak długo żyją spółki na polskiej giełdzie? Zastosowanie statystycznej analizy przeżycia do modelowania upadłości przedsiębiorstw dr Karolina Borowiec-Mihilewicz Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu Zastosowania
Bardziej szczegółowoWYDZIAŁ PODSTAWOWYCH PROBLEMÓW TECHNIKI KARTA PRZEDMIOTU
Zał. nr 4 do ZW WYDZIAŁ PODSTAWOWYCH PROBLEMÓW TECHNIKI KARTA PRZEDMIOTU Nazwa w języku polskim STATYSTYCZNA ANALIZA DANYCH Nazwa w języku angielskim STATISTICAL DATA ANALYSIS Kierunek studiów (jeśli dotyczy):
Bardziej szczegółowoAn a l i z a d e t e r m i n a n t c z a s u p o s z u k i wa n i a p r a c y
Studia Regionalne i Lokalne Nr 4(34)/2008 ISSN 1509 4995 Iwona Markowicz, Beata Stolorz* An a l i z a d e t e r m i n a n t c z a s u p o s z u k i wa n i a p r a c y na rynku lokalnym na przykładzie Szczecina
Bardziej szczegółowoAnaliza przeżycia. Czym zajmuje się analiza przeżycia? Jest to analiza czasu trwania, zaprojektowana do analizy tzw.
ANALIZA PRZEŻYCIA Analiza przeżycia Czym zajmuje się analiza przeżycia? Jest to analiza czasu trwania, zaprojektowana do analizy tzw. danych uciętych Obserwacja jest nazywana uciętą jeżeli zdarzenie jeszcze
Bardziej szczegółowoAnaliza przeżycia. Czym zajmuje się analiza przeżycia?
ANALIZA PRZEŻYCIA Analiza przeżycia Czym zajmuje się analiza przeżycia? http://www.analyticsvidhya.com/blog/2014/04/survival-analysis-model-you/ Analiza przeżycia Jest to inaczej analiza czasu trwania
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE TESTU GEHANA DO PORÓWNYWANIA FUNKCJI PRZEŻYCIA FIRM 1
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU AUK EKOOMICZYCH I ZARZĄDZAIA R 2 187 IWOA MARKOWICZ BEATA STOLORZ Uniwersytet Szczeciński ZASTOSOWAIE TESTU GEHAA DO PORÓWYWAIA FUKCJI PRZEŻYCIA FIRM 1 Wstęp Rozwój metod ilościowych
Bardziej szczegółowoBeata Bieszk-Stolorz * Uniwersytet Szczeciński
studia i prace wydziału nauk ekonomicznych i zarządzania nr 42, t. 1 DOI: 10.18276/sip.2015.42/1-07 Beata Bieszk-Stolorz * Uniwersytet Szczeciński ANALIZA WPŁYWU DOŚWIADCZENIA ZAWODOWEGO NA INTENSYWNOŚĆ
Bardziej szczegółowoPytania i odpowiedzi Łódź rewitalizuje, Łódź szkoli zostań opiekunką medyczną
Pytania i odpowiedzi Łódź rewitalizuje, Łódź szkoli zostań opiekunką medyczną 1. Czy uczestnicy projektu, czyli osoby zarejestrowane w PUP jako bezrobotne, muszą się wyrejestrować z urzędu kiedy rozpoczną
Bardziej szczegółowoStatystyczna analiza awarii pojazdów samochodowych. Failure analysis of cars
Wydawnictwo UR 2016 ISSN 2080-9069 ISSN 2450-9221 online Edukacja Technika Informatyka nr 1/15/2016 www.eti.rzeszow.pl DOI: 10.15584/eti.2016.1.1 ROMAN RUMIANOWSKI Statystyczna analiza awarii pojazdów
Bardziej szczegółowoWNIOSEK O USTALENIE STATUSU BEZROBOTNEGO / POSZUKUJĄCEGO PRACY* OŚWIADCZENIE OSOBY REJESTROWANEJ
WNIOSEK O USTALENIE STATUSU BEZROBOTNEGO / POSZUKUJĄCEGO PRACY* OŚWIADCZENIE OSOBY REJESTROWANEJ POUCZENIE: należy wpisać TAK NIE * niepotrzebne skreślić 1. Jestem osobą nie zatrudnioną i nie wykonuję
Bardziej szczegółowoINFORMACJA DLA OSÓB REJESTRUJĄCYCH SIĘ W MIEJSKIM URZĘDZIE PRACY W LUBLINIE
INFORMACJA DLA OSÓB REJESTRUJĄCYCH SIĘ W MIEJSKIM URZĘDZIE PRACY W LUBLINIE Obowiązki i uprawnienia osoby rejestrowanej w POWIATOWYM URZĘDZIE PRACY (PUP) jako bezrobotnej, osoby poszukującej zatrudnienia
Bardziej szczegółowoEFEKTYWNOŚĆ NAUCZANIA A PRZEJŚCIA MIĘDZY SZKOŁAMI
Wiktor Esmont Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu EFEKTYWNOŚĆ NAUCZANA A PRZEJŚCA MĘDZY SZKOŁAM Wprowadzenie Tróstopniowa struktura szkolnictwa w Polsce, obemuąca przedszkola, szkoły podstawowe, gimnaza
Bardziej szczegółowoAnaliza przeżycia Survival Analysis
Analiza przeżycia Survival Analysis 2013 Analiza przeżycia Doświadczenie dynamiczne - zwierzęta znikają lub pojawiają się w czasie doświadczenia Obserwowane zdarzenia: zachorowanie, wyzdrowienie, zejście,
Bardziej szczegółowoSZACOWANIE MEDIANY PRZY UŻYCIU DOKŁADNEJ METODY BOOTSTRAPOWEJ
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XV/3, 2014, str. 111 121 SZACOWANIE MEDIANY PRZY UŻYCIU DOKŁADNEJ METODY BOOTSTRAPOWEJ Joanna Kisielińska Wydział Nauk Ekonomicznych Szkoła Główna Gospodarstwa
Bardziej szczegółowoBADANIE WPŁYWU WYDOBYCIA NA SEJSMICZNOŚĆ W KOPALNIACH WĘGLA KAMIENNEGO
BADANIE WPŁYWU WYDOBYCIA NA SEJSMICZNOŚĆ W KOPALNIACH WĘGLA KAMIENNEGO Lis Anna Lis Marcin Kowalik Stanisław 2 Streszczenie. W pracy przedstawiono rozważania dotyczące określenia zależności pomiędzy wydobyciem
Bardziej szczegółowoPowiatowy Urząd Pracy w Skarżysku-Kamiennej
Powiatowy Urząd Pracy w Skarżysku-Kamiennej Zasięg działania Powiatowego Urzędu Pracy w Skarżysku-Kamiennej: miasto Skarżysko-Kamienna gmina Skarżysko Kościelne miasto i gmina Suchedniów gmina Łączna gmina
Bardziej szczegółowoAnaliza przeżycia. Wprowadzenie
Wprowadzenie Przedmiotem badania analizy przeżycia jest czas jaki upływa od początku obserwacji do wystąpienia określonego zdarzenia, które jednoznacznie kończy obserwację na danej jednostce. Analiza przeżycia
Bardziej szczegółowoINFORMACJA DLA OSÓB REJESTRUJĄCYCH SIĘ W POWIATOWYM URZĘDZIE PRACY
POWIATOWY URZĄD PRACY w S ł u p s k u INFORMACJA DLA OSÓB REJESTRUJĄCYCH SIĘ W POWIATOWYM URZĘDZIE PRACY Obowiązki i uprawnienia osoby rejestrowanej w POWIATOWYM URZĘDZIE PRACY (PUP) jako bezrobotnej lub
Bardziej szczegółowoZastosowanie modelu logitowego i modelu regresji Coxa w analizie zmian cen akcji spółek giełdowych w wyniku kryzysu finansowego
ZastosowaniemodelulogitowegoimodeluregresjiCoxawanaliziezmian cenakcjispółekgiełdowychwwynikukryzysufinansowego «TheapplicationofthelogitmodelandtheCoxregressionmodelintheanalysisof financialcrisisrelatedpricechangesoflistedcompanies
Bardziej szczegółowoZadanie 1. Zmienne losowe X 1, X 2 są niezależne i mają taki sam rozkład z atomami:
Zadanie 1. Zmienne losowe X 1, X 2 są niezależne i mają taki sam rozkład z atomami: Pr(X 1 = 0) = 6/10, Pr(X 1 = 1) = 1/10, i gęstością: f(x) = 3/10 na przedziale (0, 1). Wobec tego Pr(X 1 + X 2 5/3) wynosi:
Bardziej szczegółowoWYDZIAŁ PODSTAWOWYCH PROBLEMÓW TECHNIKI KARTA PRZEDMIOTU
WYDZIAŁ PODSTAWOWYCH PROBLEMÓW TECHNIKI KARTA PRZEDMIOTU Nazwa w języku polskim: STATYSTYKA W MODELACH NIEZAWODNOŚCI I ANALIZIE PRZEŻYCIA Nazwa w języku angielskim: STATISTICS IN RELIABILITY MODELS AND
Bardziej szczegółowoEKONOMETRIA ECONOMETRICS 2(40) 2013
EKONOMETRIA ECONOMETRICS 2(40) 2013 Wydawnictwo Uniwersytetu Ekonomicznego we Wrocławiu Wrocław 2013 Redaktor Wydawnictwa: Aleksandra Śliwka Redakcja techniczna i korekta: Barbara Łopusiewicz Łamanie:
Bardziej szczegółowoOCENA PRZYDATNOŚCI MODELU EKONOMETRYCZNEGO DO BADANIA ZMIAN DYNAMIKI GOSPODARKI WOJEWÓDZTWA ŚLĄSKIEGO
Studia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN 2083-8611 Nr 220 2015 Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach Wydział Zarządzania Katedra Ekonometrii ozef.biolik@ue.katowice.pl
Bardziej szczegółowoWYDZIAŁ MATEMATYKI KARTA PRZEDMIOTU
WYDZIAŁ MATEMATYKI KARTA PRZEDMIOTU Nazwa w języku polskim: ANALIZA DANYCH ANKIETOWYCH Nazwa w języku angielskim: Categorical Data Analysis Kierunek studiów (jeśli dotyczy): MATEMATYKA I STATYSTYKA Specjalność
Bardziej szczegółowoMIESIĘCZNA INFORMACJA O SYTUACJI NA LOKALNYM RYNKU PRACY W POWIECIE OŚWIĘCIMSKIM. według stanu na dzień 30.06.2012 roku
MIESIĘCZNA INFORMACJA O SYTUACJI NA LOKALNYM RYNKU PRACY W POWIECIE OŚWIĘCIMSKIM według stanu na dzień 30.06. roku OŚWIĘCIM, LIPIEC Według stanu na dzień 30 czerwca roku w powiecie oświęcimskim zarejestrowanych
Bardziej szczegółowoMaszyny wektorów podpierajacych w regresji rangowej
Maszyny wektorów podpierajacych w regresji rangowej Uniwersytet Mikołaja Kopernika Z = (X, Y ), Z = (X, Y ) - niezależne wektory losowe o tym samym rozkładzie X X R d, Y R Z = (X, Y ), Z = (X, Y ) - niezależne
Bardziej szczegółowobezradności w sprawach opiekuńczo-wychowawczych i prowadzenia gospodarstwa domowego, zwłaszcza w rodzinach niepełnych lub wielodzietnych,
Pomocy społecznej udziela się z powodu: ubóstwa, sieroctwa, bezdomności, bezrobocia, niepełnosprawności, długotrwałej lub ciężkiej choroby, przemocy w rodzinie, potrzeby ochrony macierzyństwa lub wielodzietności,
Bardziej szczegółowoTesty zgodności 9 113
Testy zgodności 9 3 9. TESTY ZGODNOŚCI 9. Różne sytuace praktyczne W praktyce badań statystycznych, ak uż poprzednio stwierdzono, cały proces analizy statystyczne dzielimy na dwa etapy: formułowanie hipotezy
Bardziej szczegółowoINFORMACJA O SYTUACJI NA RYNKU PRACY W REGIONIE TARNOWSKIM Według stanu na dzień 30 kwietnia 2002 r.
INFORMACJA O SYTUACJI NA RYNKU PRACY W REGIONIE TARNOWSKIM Według stanu na dzień 30 kwietnia 2002 r. I. POZIOM BEZROBOCIA Według stanu na dzień 30 kwietnia 2002 r. w PUP w Tarnowie zarejestrowanych było
Bardziej szczegółowoMIESIĘCZNA INFORMACJA O SYTUACJI NA LOKALNYM RYNKU PRACY W POWIECIE OŚWIĘCIMSKIM. według stanu na dzień 29.02.2012 roku
MIESIĘCZNA INFORMACJA O SYTUACJI NA LOKALNYM RYNKU PRACY W POWIECIE OŚWIĘCIMSKIM według stanu na dzień 29.02.2012 roku OŚWIĘCIM, MARZEC 2012 Według stanu na dzień 29 lutego 2012 roku w powiecie oświęcimskim
Bardziej szczegółowoPOWIATOWY URZĄD PRACY W BIŁGORAJU INFORMACJA O STANIE I STRUKTURZE BEZROBOCIA W POWIECIE BIŁGORAJSKIM. według stanu na koniec grudnia 2011 r.
POWIATOWY URZĄD PRACY W BIŁGORAJU INFORMACJA O STANIE I STRUKTURZE BEZROBOCIA W POWIECIE BIŁGORAJSKIM według stanu na koniec grudnia 2011 r. Biłgoraj, styczeń 2012r. 2. I. POZIOM BEZROBOCIA W POWIECIE
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych 1.10.2012 r.
Zadanie. W pewnej populacji każde ryzyko charakteryzuje się trzema parametrami q, b oraz v, o następującym znaczeniu: parametr q to prawdopodobieństwo, że do szkody dojdzie (może zajść co najwyżej jedna
Bardziej szczegółowoNumeryczne modelowanie ustalonego pola temperatury
Zakład Aerodynamiki i ermodynamik Instytut echniki Lotnicze, Wydział Mechatroniki Woskowa Akademia echniczna Numeryczne modelowanie ustalonego pola temperatury Piotr Koniorczyk Mateusz Zieliński Warszawa
Bardziej szczegółowoosoby niepełnosprawne, którym stan zdrowia pozwala na podjęcie pracy w co najmniej połowie wymiaru czasu pracy,
osoby, które nabyły prawo do pobierania renty rodzinnej w wysokości przekraczającej połowę minimalnego wynagrodzenia, osoby, które nabyły prawo do emerytury lub renty z powodu niezdolności do pracy, mają
Bardziej szczegółowoOŚWIADCZENIE. Ja, (IMIĘ I NAZWISKO, ADRES ZAMIESZKANIA ORAZ PESEL) Lp. Fakty TAK NIE
POWIATOWY URZĄD PRACY W OPOLU OŚWIADCZENIE Ja, (IMIĘ I NAZWISKO, ADRES ZAMIESZKANIA ORAZ PESEL) Lp. Fakty TAK NIE 1 Posiadam meldunek (stały lub czasowy) na terenie działania tutejszego urzędu. 2 Jestem
Bardziej szczegółowoZróżnicowanie poziomu ubóstwa w Polsce z uwzględnieniem płci
Zróżnicowanie poziomu ubóstwa w Polsce z uwzględnieniem płci Łukasz Wawrowski Katedra Statystyki Uniwersytet Ekonomiczny w Poznaniu Zróżnicowanie poziomu ubóstwa w Polsce z uwzględnieniem płci 2 / 23 Plan
Bardziej szczegółowoCzęść I. Dane osoby wypełniającej oświadczenie: Imię i nazwisko. Obywatelstwo... Nr PESEL. Adres zamieszkania... Nr telefonu ..
OŚWIADCZENIE DOTYCZĄCE USTALENIA PAŃSTWA WŁAŚCIWEGO DO WYPŁATY ŚWIADCZEŃ RODZINNYCH W TYM ŚWIADCZENIA WYCHOWAWCZEGO (w przypadku przemieszczania się członków rodziny w granicach państw Unii Europejskiej,
Bardziej szczegółowoINFORMACJA O STANIE I STRUKTURZE BEZROBOCIA W WOJEWÓDZTWIE PODKARPACKIM W LUTYM 2012 ROKU
INFORMACJA O STANIE I STRUKTURZE BEZROBOCIA W WOJEWÓDZTWIE PODKARPACKIM W LUTYM 2012 ROKU Liczba bezrobotnych Według stanu na koniec lutego 2012 roku na terenie województwa podkarpackiego zarejestrowanych
Bardziej szczegółowoI. STATUS BEZROBOTNEGO.
POWIATOWY URZĄD PRACY W RADZYNIU PODLASKIM Prawa i obowiązki osoby zarejestrowanej w Powiatowym Urzędzie Pracy w Radzyniu Podlaskim wynikające z Ustawy z dnia 20 kwietnia 2004 r. o promocji zatrudnienia
Bardziej szczegółowoUrząd Pracy m. st. Warszawy Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc lipiec 2013r.
Dział 1. STRUKTURA I BILANS BEZROBOTNYCH 1.1. Struktura bezrobotnych Urząd Pracy m. st. Warszawy Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc lipiec 213r. Bezrobotni zarejestrowani Bezrobotni, którzy podjęli
Bardziej szczegółowoWybrane kategorie bezrobotnych (z ogółem)
z wiersza 09 osoby MINISTERSTWO Gospodarki i Pracy ul. Nowogrodzka1/3/5, 00-513 Warszawa Wojewódzki Urząd Pracy w Katowicach MPiPS - 01 Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc czerwiec 2010 roku Numer identyfikacyjny
Bardziej szczegółowoINFORMACJA O SYTUACJI NA RYNKU PRACY W REGIONIE TARNOWSKIM Według stanu na dzień 30 listopada 2002 r.
INFORMACJA O SYTUACJI NA RYNKU PRACY W REGIONIE TARNOWSKIM Według stanu na dzień 30 listopada 2002 r. I. POZIOM BEZROBOCIA Według stanu na dzień 30 listopada 2002 r. w PUP w Tarnowie zarejestrowanych było
Bardziej szczegółowoUrząd Pracy m. st. Warszawy Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc marzec 2013r.
Dział 1. STRUKTURA I BILANS BEZROBOTNYCH 1.1. Struktura bezrobotnych Urząd Pracy m. st. Warszawy Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc marzec 213r. Bezrobotni zarejestrowani Bezrobotni, którzy podjęli
Bardziej szczegółowoTychy, plan miasta: Skala 1: (Polish Edition)
Tychy, plan miasta: Skala 1:20 000 (Polish Edition) Poland) Przedsiebiorstwo Geodezyjno-Kartograficzne (Katowice Click here if your download doesn"t start automatically Tychy, plan miasta: Skala 1:20 000
Bardziej szczegółowoUrząd Pracy m. st. Warszawy Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc kwiecień 2012r.
Dział 1. STRUKTURA I BILANS BEZROBOTNYCH 1.1. Struktura bezrobotnych Urząd Pracy m. st. Warszawy Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc kwiecień 212r. Bezrobotni zarejestrowani Bezrobotni, którzy podjęli
Bardziej szczegółowo... Chełm, dnia... (imię i nazwisko) Oświadczenie
... Chełm, dnia... (imię i nazwisko)... (adres zamieszkania) Oświadczenie Uprzedzony(a) o odpowiedzialności karnej za fałszywe zeznania i zapoznany(a) z treścią art. 233 KK, który brzmi kto składając zeznanie
Bardziej szczegółowoMODELE ANALIZY TRWANIA W OCENIE SEKTORÓW SPÓŁEK GIEŁDOWYCH
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVII/3, 2016, s. 7 17 MODELE ANALIZY TRWANIA W OCENIE SEKTORÓW SPÓŁEK GIEŁDOWYCH Beata Bieszk-Stolorz, Iwona Markowicz Instytut Ekonometrii i Statystyki,
Bardziej szczegółowo4. Ubezpieczenie Życiowe
4. Ubezpieczenie Życiowe Składka ubezpieczeniowa musi brać pod uwagę następujące czynniki: 1. Kwotę wypłaconą przy śmierci ubezpieczonego oraz jej wartość aktualną. 2. Rozkład czasu do śmierci ubezpieczonego
Bardziej szczegółowoMPiPS - 01 Sprawozdanie o rynku pracy. za miesiąc czerwiec 2013 roku
Powiatowy Urząd Pracy w Zgierzu Powiat zgierski Numer identyfikacyjny REGON MINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ ul. Nowogrodzka //, - Warszawa MPiPS - Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc czerwiec
Bardziej szczegółowoMPiPS - 01 Sprawozdanie o rynku pracy. za miesiąc listopad 2010 roku
MINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ ul. Nowogrodzka //, - Warszawa Powiatowy Urząd Pracy w Suchej Beskidz. Powiat suski Numer identyfikacyjny REGON MPiPS - Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc listopad
Bardziej szczegółowoBezrobotni Bezrobotni którzy Bezrobotni zarejestrowani. Wybrane kategorie bezrobotnych (z ogółem)
Powiatowy Urząd Pracy w Zawierciu PUP Wysłać do 5. dnia roboczego każdego miesiąca z danymi za poprzedni miesiąc do wojewódzkiego urzędu pracy Dział 1. STRUKTURA I BILANS BEZROBOTNYCH 1.1. Struktura bezrobotnych
Bardziej szczegółowoMIESIĘCZNA INFORMACJA O SYTUACJI NA LOKALNYM RYNKU PRACY W POWIECIE OŚWIĘCIMSKIM. według stanu na dzień 31.01.2012 roku
MIESIĘCZNA INFORMACJA O SYTUACJI NA LOKALNYM RYNKU PRACY W POWIECIE OŚWIĘCIMSKIM według stanu na dzień 31.01.2012 roku OŚWIĘCIM, LUTY 2012 Według stanu na dzień 31 stycznia 2012 roku w powiecie oświęcimskim
Bardziej szczegółowoMPiPS - 01 Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc listopad 2011 roku
MINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ ul. Nowogrodzka1/3/5, 00-513 Warszawa Wojewódzki Urząd Pracy w Katowicach Numer identyfikacyjny - REGON MPiPS - 01 Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc listopad
Bardziej szczegółowoBeata Bieszk-Stolorz* Iwona Markowicz** Uniwersytet Szczeciński
Studia i Prace WNEiZ US nr 45/1 2016 DOI: 10.18276/sip.2016.45/1-03 Beata Bieszk-Stolorz* Iwona Markowicz** Uniwersytet Szczeciński Tablice trwania nieparametryczny model czasu trwania w bezrobociu w Szczecinie
Bardziej szczegółowoTTIC 31210: Advanced Natural Language Processing. Kevin Gimpel Spring Lecture 9: Inference in Structured Prediction
TTIC 31210: Advanced Natural Language Processing Kevin Gimpel Spring 2019 Lecture 9: Inference in Structured Prediction 1 intro (1 lecture) Roadmap deep learning for NLP (5 lectures) structured prediction
Bardziej szczegółowoUBÓSTWO GOSPODARSTW DOMOWYCH OSÓB STARSZYCH W UJĘCIU STATYCZNYM I DYNAMICZNYM
Studia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN 2083-8611 Nr 270 2016 Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach Wydział Ekonomii Katedra Metod Statystyczno-Matematycznych w
Bardziej szczegółowoBURMISTRZ MIASTA I GMINY DEBRZNO Wniosek o przyznanie stypendium szkolnego o charakterze socjalnym dla ucznia zamieszkałego na terenie Gminy Debrzno
Załącznik do Zarządzenia Nr 216.508.2012 Burmistrz Miasta i Gminy Debrzno z dn. 26 listopada 2012 r. BURMISTRZ MIASTA I GMINY DEBRZNO Wniosek o przyznanie stypendium szkolnego o charakterze socjalnym dla
Bardziej szczegółowoMINISTERSTWO GOSPODARKI, PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ PL. Trzech Krzyży 3/5, 00-507 Warszawa. MPiPS 01. Sprawozdanie o rynku pracy za m-c maj 2004r.
Powiatowy Urząd Pracy MINISTERSTWO GOSPODARKI, PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ PL. Trzech Krzyży 3/5, 00-507 Warszawa w Czarnkowie Numer identyfikacyjny REGON 5 7 0 8 6 7 6 4 8 MPiPS 01 Sprawozdanie o rynku
Bardziej szczegółowoKto może zarejestrować się w powiatowym urzędzie pracy jako osoba bezrobotna?
Status bezrobotnego 2014-12-06 12:19 Kto może zarejestrować się w powiatowym urzędzie pracy jako osoba bezrobotna? Status bezrobotnego nabywa osoba która: 1. Nie jest zatrudniona tzn. nie wykonuje pracy
Bardziej szczegółowoINFORMACJA DLA OSÓB ZAREJESTROWANYCH W POWIATOWYM URZĘDZIE PRACY
POWIATOWY URZĄD PRACY W OPOLU INFORMACJA DLA OSÓB ZAREJESTROWANYCH W POWIATOWYM URZĘDZIE PRACY Obowiązki i uprawnienia osoby rejestrowanej w Powiatowym Urzędzie Pracy (PUP) jako bezrobotnej lub innej osoby
Bardziej szczegółowoAnaliza sytuacji na rynku pracy w powiecie chrzanowskim na koniec października 2012r.
1. POZIOM BEZROBOCIA Według stanu na dzień 31.10.2012 roku w Powiatowym Urzędzie Pracy w Chrzanowie zarejestrowanych było 6 206 osób bezrobotnych. Liczba bezrobotnych była większa niż w październiku 2011
Bardziej szczegółowoPowiatowy Urząd Pracy w Słubicach
ul. Piłsudskiego 19 69-100 Słubice Tel.: 95 758 36 08 Fax.: 95 758 36 09 sekretariat@pupslubice.pl www.pupslubice.pl REGULAMIN DOFINANSOWANIA Z FUNDUSZU PRACY KOSZTÓW STUDIÓW PODYPLOMOWYCH DLA OSÓB UPRAWNIONYCH
Bardziej szczegółowoINFORMACJA O PRAWACH I OBOWIĄZKACH OSÓB ZAREJESTROWANYCH W POWIATOWYM URZĘDZIE PRACY W ZŁOTOWIE
INFORMACJA O PRAWACH I OBOWIĄZKACH OSÓB ZAREJESTROWANYCH W POWIATOWYM URZĘDZIE PRACY W ZŁOTOWIE EŚ-14/4/2014 Prawa i obowiązki osoby zarejestrowanej w POWIATOWYM URZĘDZIE PRACY jako bezrobotnej lub innej
Bardziej szczegółowoMŁODZI NA RYNKU PRACY W SZCZECINIE TABLICE TRWANIA W BEZROBOCIU
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVII/3, 2016, s. 108 119 MŁODZI NA RYNKU PRACY W SZCZECINIE TABLICE TRWANIA W BEZROBOCIU Iwona Markowicz, Beata Bieszk-Stolorz Instytut Ekonometrii i Statystyki
Bardziej szczegółowoMINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ, ul. Nowogrodzka 1/3/5, Warszawa
MINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ, ul. Nowogrodzka 1/3/5, 00-513 Warszawa Powiatowy Urząd Pracy w Międzychodzie Numer identyfikacyjny REGON 2 1 0 0 3 8 9 6 8 MPiPS 01 Sprawozdanie o rynku za miesiąc
Bardziej szczegółowo... (imię i nazwisko bezrobotnego)... (adres zamieszkania)... ( numer PESEL)
... (imię i nazwisko bezrobotnego)... (adres zamieszkania)... ( numer PESEL)... dnia... Powiatowy Urzędu Pracy w Lwówku Śląskim ul. Budowlanych 1 59 600 Lwówek Śląski WNIOSEK O PRZYZNANIE STYPENDIUM Z
Bardziej szczegółowoRynek pracy na terenie powiatu leskiego. Marzena Majewska-Karnasiewicz doradca zawodowy z PUP Lesko
Rynek pracy na terenie powiatu leskiego Marzena Majewska-Karnasiewicz doradca zawodowy z PUP Lesko Na sytuację na rynku pracy w województwie podkarpackim mają wpływ : - zmiany w strukturze ludności i procesy
Bardziej szczegółowoDział 1. STRUKTURA I BILANS BEZROBOTNYCH 1.1. Struktura bezrobotnych
Urząd Pracy m. st. Warszawy Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc październik 21r. Dział 1. STRUKTURA I BILANS BEZROBOTNYCH 1.1. Struktura bezrobotnych Bezrobotni zarejestrowani Bezrobotni, którzy podjęli
Bardziej szczegółowoMINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ, ul. Nowogrodzka 1/3/5, Warszawa
Powiatowy Urząd Pracy Lidzbark Warmiński Numer identyfikacyjny REGON 17782976 MINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ, ul. Nowogrodzka 1/3/5, -513 Warszawa MPiPS 1 Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc
Bardziej szczegółowoW2 Podstawy rachunku prawdopodobieństwa (przypomnienie)
W2 Podstawy rachunku prawdopodobieństwa (przypomnienie) Henryk Maciejewski Jacek Jarnicki Marek Woda www.zsk.iiar.pwr.edu.pl Rachunek prawdopodobieństwa - przypomnienie 1. Zdarzenia 2. Prawdopodobieństwo
Bardziej szczegółowoINFORMACJA O SYTUACJI NA RYNKU PRACY W REGIONIE TARNOWSKIM Według stanu na 31 stycznia 2014 r.
1 INFORMACJA O SYTUACJI NA RYNKU PRACY W REGIONIE TARNOWSKIM Według stanu na 31 stycznia 2014 r. I. POZIOM BEZROBOCIA Według stanu na 31 stycznia 2014 r. w PUP w Tarnowie zarejestrowanych było 18057 osób
Bardziej szczegółowoJAK DŁUGO ŻYJĄ SPÓŁKI NA POLSKIEJ GIEŁDZIE? ZASTOSOWANIE STATYSTYCZNEJ ANALIZY PRZEŻYCIA DO MODELOWANIA UPADŁOŚCI PRZEDSIĘBIORSTW
JAK DŁUGO ŻYJĄ SPÓŁKI NA POLSKIEJ GIEŁDZIE? ZASTOSOWANIE STATYSTYCZNEJ ANALIZY PRZEŻYCIA DO MODELOWANIA UPADŁOŚCI PRZEDSIĘBIORSTW Karolina Borowiec-Mihilewicz, Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu Wprowadzenie
Bardziej szczegółowoRozkład prędkości statków na torze wodnym Szczecin - Świnoujście
KASYK Lech 1 Rozkład prędkości statków na torze wodnym Szczecin - Świnoujście Tor wodny, strumień ruchu, Zmienna losowa, Rozkłady dwunormalne Streszczenie W niniejszym artykule przeanalizowano prędkości
Bardziej szczegółowoWnioskodawca: Miejsce zamieszkania. Adres stałego zameldowania. Informacja o szkole
Załącznik do Uchwały Nr II/13/05 Rady Gminy Osielsko z dnia 30 marca 2005r. Wniosek do Wójta Gminy Osielsko o przyznanie świadczenia pomocy materialnej o charakterze socjalnym stypendium szkolnego * *
Bardziej szczegółowoMaksymalna wysokość dochodu uprawniająca do świadczeń z pomocy społecznej (tzw. "kryterium dochodowe")
Maksymalna wysokość dochodu uprawniająca do świadczeń z pomocy społecznej (tzw. "kryterium dochodowe") na osobę samotnie gospodarującą - 477 zł, na osobę w rodzinie - 351 zł, Zasiłek stały Maksymalna wysokość
Bardziej szczegółowoGmina: Miejscowość: Powiat: 9999
Dział 1. STRUKTURA I BILANS BEZROBOTNYCH 1.1. Struktura bezrobotnych Bezrobotni Bezrobotni którzy Bezrobotni zarejestrowani Wyszczególnienie zarejestrowani podjęli pracę ogółem w tym z prawem do zasiłku
Bardziej szczegółowoMINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ, ul. Nowogrodzka 1/3/5, Warszawa
z wiersza 9 Powiatowy Urząd Pracy Mława Numer identyfikacyjny REGON 1343372 MINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ, ul. Nowogrodzka 1/3/5, -513 Warszawa MPiPS 1 Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc
Bardziej szczegółowoDo Wójta Gminy w Jakubowie. (imię i nazwisko wnioskodawcy, dokładny adres, tel. kontaktowy, nazwa szkoły, gdy wnioskodawcą jest dyrektor)
Załącznik nr l do Zarządzenia Nr... Wójta Gminy Jakubów z dnia l września 2005 roku. Do Wójta Gminy w Jakubowie Wniosek o przyznanie stypendium szkolnego: Wnioskodawca (imię i nazwisko wnioskodawcy, dokładny
Bardziej szczegółowoMINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ ul. Nowogrodzka 1 / 3 / 5, Warszawa Powiatowy Urząd Pracy Opole
MINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ ul. Nowogrodzka 1 / 3 / 5, -513 Warszawa Powiatowy Urząd Pracy Opole MPiPS 1 Sprawozdanie o rynku pracy Przekazać/wysłać do 5 dnia roboczego każdego miesiąca z
Bardziej szczegółowoMINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ. MPiPS - 01 Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc listopad 2010
MINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ ul. Nowogrodzka /3/5, -53 Warszawa Powiatowy Urząd Pracy w Gdańsku (powiat ziemski) Numer identyfikacyjny - REGON 992774 MPiPS - Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc
Bardziej szczegółowoWNIOSEK O PRZYZNANIE STYPENDIUM Z TYTUŁU PODJĘCIA DALSZEJ NAUKI
IMIĘ I NAZWISKO Krosno Odrz. PESEL Adres zamieszkania telefon. data rejestracji w PUP. nazwa uprzednio ukończonej szkoły/uczelni.. data ukończenia nauki WNIOSEK O PRZYZNANIE STYPENDIUM Z TYTUŁU PODJĘCIA
Bardziej szczegółowoMINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ, ul. Nowogrodzka 1/3/5, Warszawa
z wiersza 9 Powiatowy Urząd Pracy Mława Numer identyfikacyjny REGON 1343372 MINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ, ul. Nowogrodzka 1/3/5, -513 Warszawa MPiPS 1 Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc
Bardziej szczegółowoMINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ, ul. Nowogrodzka 1/3/5, Warszawa
Powiatowy Urząd Pracy w Dębicy Numer identyfikacyjny REGON 69694324 MINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ, ul. Nowogrodzka 1/3/5, -513 Warszawa MPiPS 1 Sprawozdanie o rynku pracy za miesiąc marzec 212
Bardziej szczegółowozarejestrowani Wybrane kategorie bezrobotnych (z ogółem)
MINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ, ul. Nowogrodzka 1//5, -51 Warszawa Powiatowy Urząd Pracy GRAJEWO Numer identyfikacyjny REGON 457998 MPiPS 1 Sprawozdanie o rynku pracy 1.9.211-.9.211 Wysłać do
Bardziej szczegółowozarejestrowani Wybrane kategorie bezrobotnych (z ogółem)
MINISTERSTWO PRACY I POLITYKI SPOŁECZNEJ, ul. Nowogrodzka /3/5, -53 Warszawa Powiatowy Urząd Pracy GRAJEWO Numer identyfikacyjny REGON 4579968 MPiPS Sprawozdanie o rynku pracy..2-3..2 Wysłać do 5. dnia
Bardziej szczegółowoMachine Learning for Data Science (CS4786) Lecture11. Random Projections & Canonical Correlation Analysis
Machine Learning for Data Science (CS4786) Lecture11 5 Random Projections & Canonical Correlation Analysis The Tall, THE FAT AND THE UGLY n X d The Tall, THE FAT AND THE UGLY d X > n X d n = n d d The
Bardziej szczegółowoPRZYKŁAD ZASTOSOWANIA DOKŁADNEGO NIEPARAMETRYCZNEGO PRZEDZIAŁU UFNOŚCI DLA VaR. Wojciech Zieliński
PRZYKŁAD ZASTOSOWANIA DOKŁADNEGO NIEPARAMETRYCZNEGO PRZEDZIAŁU UFNOŚCI DLA VaR Wojciech Zieliński Katedra Ekonometrii i Statystyki SGGW Nowoursynowska 159, PL-02-767 Warszawa wojtek.zielinski@statystyka.info
Bardziej szczegółowoWielkość a wartość przedsiębiorstwa studium na podstawie raportów wybranych spółek
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO nr 854 Finanse, Rynki Finansowe, Ubezpieczenia nr 73 (2015) s. 469 475 Wielkość a wartość przedsiębiorstwa studium na podstawie raportów wybranych spółek Sławomir
Bardziej szczegółowoLXVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 29 września 2014 r.
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy LXVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 29 września 2014 r. Część II Matematyka ubezpieczeń życiowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut Warszawa,
Bardziej szczegółowo