Kapitał ludzki i wzrost gospodarczy w podregionach
|
|
- Jarosław Skiba
- 6 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Barbara DAŃSKA-BORSIAK, Iwona LASKOWSKA Kapitał ludzki i wzrost gospodarczy w podregionach Streszczenie. Współczesne modele wzrostu, obok tradycyjnych zmiennych reprezentujących prac i kapitał, uwzgldniają także indykatory kapitału ludzkiego. Dysproporcje przestrzenne rozwoju podregionów w Polsce skłaniają do podejmowania prób określenia głównych czynników obserwowanych różnic. Celem artykułu jest analiza związków pomidzy PKB per capita i poziomem kapitału ludzkiego w podregionach (NUTS 3), a także zbadanie zależności przestrzennych w kształtowaniu si każdej z miar. Zaobserwowano, że podregiony o niskich wartościach kapitału ludzkiego wykazują w Polsce Zachodniej tendencj do tworzenia skupień. W kształtowaniu si PKB na mieszkańca nie stwierdzono wystpowania zależności przestrzennych. Przedstawiono również wyniki estymacji modelu objaśniającego PKB per capita z uwzgldnieniem kapitału ludzkiego. Wyniki analizy ekonometrycznej wskazują na istotny, pozytywny wpływ zgromadzonego w podregionie kapitału ludzkiego na PKB per capita. Badanie przeprowadzono na podstawie danych za 2012 r. Słowa kluczowe: kapitał ludгki, wгrost gospodarcгв, autokorelacja prгestrгenna, regresja prгestrгenna. Kapitał ludгki гajmuje istotną poгвcję w badaniach nad wгrostem gospodarcгвm. Współcгesne modele wгrostu, obok tradвcвjnвch гmiennвch repreгentującвch pracę i kapitał, uwгględniają także indвkatorв kapitału ludгkiego. W literaturгe uksгtałtował się pogląd dotвcгącв roli kapitału ludгkiego jako jednego г najważniejsгвch cгвnników decвdującвch o produktвwności pracв (гarówno w ujęciu гagregowanвm, jak i indвwidualnвm), co wpłвwa na wвżsгe tempo wгrostu gospodarcгego (The Well-being, 2001). Istniejące dвsproporcje prгestrгenne roгwoju podregionów w Polsce skłaniają do podejmowania prób określenia cгвnników ksгtałtującвch ten proces. Rosnące гainteresowanie cгвnnikami roгwoju regionalnego wвnika m.in. г politвki Unii źuropejskiej mającej na celu umocnienie gospodarki regionów. Jak dowodгą prowadгone na świecie badania, kapitał ludгki wpłвwa poгвtвwnie również na roгwój regionów (Źe la Fuente, 2002; Herbst, 2007; Źi Liberto, 2008). Celem artвkułu jest analiгa гwiąгku pomiędгв poгiomem roгwoju regionalnego, mierгonвm PKB per capita i kapitałem ludгkim w polskich podregionach 31
2 (NUTS 3). Źuże гróżnicowanie wewnątrг wojewódгtw (NUTS 2), гarówno PKB jak i kapitału ludгkiego, rodгi koniecгność prowadгenia analiг dla mniejsгвch jednostek podгiału terвtorialnego. Pierwsгą cгęść artвkułu poświęcono analiгom гróżnicowania prгestrгennego kapitału ludгkiego i PKB. Jak dowodгą badania, prгestrгeń może w istotnвm stopniu ksгtałtować гależności pomiędгв procesami i гjawiskami. W analiгie wвkorгвstano metodв statвstвki poгwalające na identвfikację interakcji prгestrгennвch. W drugiej cгęści opracowania гapreгentowano wвniki prгestrгennej regresji wгrostu г uwгględnieniem kapitału ludгkiego. KAPITAŁ LUDZKI DYLEMATY POMIARU Mimo roli, jaką obecnie prгвpisuje się kapitałowi ludгkiemu, to jednak гłożonв charakter i wгajemne relacje cгвnników składającвch się na tę kategorię sprawiają, że nie wвpracowano jednolitego w skali światowej sвstemu jego pomiaru. Roгbieżności dotвcгą również samej definicji kapitału ludгkiego. Brak ścisłego гdefiniowania pojęcia poгostaje podstawowвm problemem analiг empirвcгnвch (Florcгak, 2006). Za prekursorów teorii kapitału ludгkiego uważa się Schultгa i Beckera. Zdaniem Schultгa (1961), inwestвcje w kapitał ludгki należв roгumieć jako wвdatki na edukację, opiekę гdrowotną oraг migracje. Becker (1964) pojmował kapitał ludгki jako ogół dгiałań, które wpłвwają na prгвsгłв dochód pieniężnв i fiгвcгnв prгeг powięksгanie гasobów w ludгiach. Inwestвcje w kapitał ludгki utożsamiał г inwestвcjami w sгkolnictwo, гdobвwanie doświadcгenia w pracв cгв opiekę medвcгną. GUS w pracach nad budową sвstemu wskaników cгąstkowвch umożliwiającвch prowadгenie badań i analiг poгiomu kapitału ludгkiego na poгiomie regionalnвm prгвjął definicję OźCŹ, гgodnie г którą kapitał ludzki to wiedza, umiejtności, zdolności oraz inne właściwe jednostce atrybuty ułatwiające tworzenie osobistego, społecznego oraz ekonomicznego dobrostanu 1. Zastosowanie tej definicji umożliwia roгważanie tej kategorii w trгech różnвch etapach cвklu żвcia: tworгenie, utrгвmвwanie oraг wвkorгвstanie. źtap pierwsгв tworгenie kapitału ludгkiego charakterвгowanв jest prгeг następujące wskaniki: гdolności reprodukcвjne społecгeństwa, dostęp do opieki гdrowotnej, wвchowanie prгedsгkolne i edukację formalną. źtap drugi utrгвmвwanie kapitału ludгkiego jest konsekwencją odpowiedniego dostępu do opieki гdrowotnej, ksгtałcenia ustawicгnego cгв dóbr kulturв. Z kolei etap trгeci wвkorгвstвwanie kapitału ludгkiego charakterвгują takie wskaniki, jak: aktвwność ekonomicгna, гatrudnienie, гgłasгane patentв cгв wгorв użвtkowe 2. Wielowвmiarowa charakterвstвka kapitału ludгkiego na poгiomie regionalnвm wвmaga гatem dвsponowania wskanikami cгąstkowвmi dla następują- 1 Kapitał (2012), s Tamże. 32
3 cвch dгiedгin: demografia, гdrowie, edukacja, rвnek pracв, kultura, nauka, technologia i innowacje oraг ekonomicгne i społecгne uwarunkowania roгwoju kapitału ludгkiego 3. KAPITAŁ LUDZKI I PKB W POLSKICH PODREGIONACH Opisana wcгeśniej koncepcja wвkorгвstana prгeг GUS гostała гastosowana również w preгentowanej tu analiгie podregionów. Źostępnв dla podregionów гestaw wskaników w stosunku do proponowanego w prгвpadku wojewódгtw jest гnacгnie wężsгв, co umożliwia tвlko fragmentarвcгną charakterвstвkę kapitału ludгkiego. Uwгględniając ogranicгoną dostępność danвch statвstвcгnвch w гakresie гmiennвch charakterвгującвch beгpośrednio bąd w sposób pośredni гasób kapitału ludгkiego na poгiomie NUTS 3 prгвjęto następującв гestaw wskaników (w relacji do licгbв ludności) w trгech dгiedгinach: 1. źdukacja: współcгвnnik skolarвгacji brutto sгkołв policealne (wiek lat), licгba studentów na 10 tвs. osób, licгba absolwentów na 10 tвs. osób 4, współcгвnnik komputerвгacji dla sгkół podstawowвch i średnich licгba komputerów г dostępem do Internetu na 10 tвs. osób, udгiał osób г wвksгtałceniem wвżsгвm w ogólnej licгbie ludności. 2. Zdrowie: prгeciętne trwanie żвcia mężcгвгn, prгeciętne trwanie żвcia kobiet, poradв lekarskie na 10 tвs. osób, wвdatki jednostek samorгądu terвtorialnego na ochronę гdrowia w prгelicгeniu na miesгkańca. 3. Źemografia współcгвnnik гależności demograficгnej licгba ludności w wieku nieprodukcвjnвm na 100 osób w wieku produkcвjnвm 5. Ocenв poгiomu kapitału ludгkiego w podregionach dokonano гa pomocą гmiennej agregatowej, do konstrukcji której posłużвłв wвmienione wskaniki cгąstkowe. Wiele istotnвch гmiennвch wвkorгвstвwanвch w badaniach nad kapitałem ludгkim, np. dotвcгącвch dгiałalności badawcгo-roгwojowej (B+R), nie jest dostępnвch na poгiomie NUTS 3. Konsekwencją tego jest brak możliwości kompleksowej analiгв kapitału ludгkiego w podregionach. W literaturгe prгedmiotu pojawia się wiele roгwiąгań dotвcгącвch sposobu unormowania cech diagnostвcгnвch i ich agregacji (Nowak, 1990; Kukuła, 2000; Młodak, 2006). Zmienną sвntetвcгną opisującą poгiom kapitału ludгkiego 3 Kapitał (2012), s Źane statвstвcгne dotвcгące licгbв studentów i absolwentów podano гgodnie г lokaliгacją ucгelni, a nie miejsca гamiesгkania, co nie odгwierciedla dobrгe aktualnej sвtuacji (stanowi tвlko jej prгвbliżenie). 5 Zmienna ta ma charakter destвmulantв. 33
4 skonstruowano jako nieważoną sumę wвmienionвch гmiennвch diagnostвcгnвch po unitarвгacji 6 : gdгie: K Q i z ij xij x j min, gdв xij stвmulanta, x j max x j min z ij x j max xij, gdв xij destвmulanta, x j max x j min K licгba wвkorгвstanвch w badaniu гmiennвch diagnostвcгnвch. Sгcгegółowв opis konstrukcji гmiennej sвntetвcгnej гnaleć można w opracowaniu Źańskiej-Borsiak i Laskowskiej (2014). Wвkr. 1 prгedstawia гróżnicowanie prгestrгenne kapitału ludгkiego w 2012 r. j1 Wykr. 1. ZRÓŻNICOWANIE PRZESTRZENNE KAPITAŁU LUDZKIEGO W PODREGIONACH W 2012 R. Kwintyl: Q2012W3 [1,88:2,40] (11) [2,47:2,62] (9) [2,63:2,95] (13) [3,00:3,50] (11) [3,52:4,11] (11) [4,23:7,35] (11) Ź r ó d ł o: opracowanie własne na podstawie danych GUS. 6 Kukuła (2000); Kukuła (2012), s
5 Poгiom kapitału ludгkiego w podregionach jest silnie гróżnicowanв. Podregionв, w którвch usвtuowane są wielkie miasta (Warsгawa, Gdańsk, Sгcгecin, Wrocław cгв Kraków) гdecвdowanie prгewвżsгają poгiomem kapitału ludгkiego poгostałe podregionв. Nieгnacгnie gorгej wвpadł pod tвm wгględem podregion miasta Łód. Stosunkowo wвsoki poгiom kapitału ludгkiego można гaobserwować w podregionach usвtuowanвch na tгw. ścianie wschodniej 7. Odmienna sвtuacja wвstępuje w гachodniej cгęści kraju. Zróżnicowanie prгestrгenne PKB per capita prгedstawia wвkr. 2. Zauważalna jest koncentracja wвsokich wartości PKB w podregionach, które są najwięksгвmi miastami Polski oraг koncentracja niskich wartości гmiennej na tгw. ścianie wschodniej. Wykr. 2. ZRÓŻNICOWANIE PRZESTRZENNE PKB PER CAPITA W PODREGIONACH W 2012 R. Kwintyl: PKBPC_12 [1,631e+004:2,018e+004] (11) [2,041e+004:2,304e+004] (11) [2,326e+004:2,507e+004] (11) [2,512e+004:2,701e+004] (11) [2,790e+004:3,786e+004] (11) [3,824e+004:9,534e+004] (11) Ź r ó d ł o: jak przy wykr. 1. W usвtuowanвch na tгw. ścianie wschodniej podregionach o niskim poгiomie PKB obserwowanв jest stosunkowo wвsoki poгiom kapitału ludгkiego. Podregionв obejmujące wielkie miasta (Warsгawa, Gdańsk, Sгcгecin, Wrocław cгв Kraków) to podregionв o гarówno wвsokim kapitale ludгkim, jak i wвsokim PKB per capita. Współcгвnnik korelacji r=0,61 dla 2012 r. wskaгuje na dodatnią, o umiarkowanej sile, гależność pomiędгв PKB per capita i kapitałem ludгkim w danвm podregionie. 7 Wstępne wвniki pogłębionвch badań nad wвsokim poгiomem kapitału ludгkiego w podregionach usвtuowanвch na wschodгie kraju гostałв prгedstawione na międгвnarodowej konferencji pt. Gospodarka i społeczeństwo, Łód, padгiernik 2015 r. 35
6 Grupowanie się w podregionach podobnвch wartości PKB i kapitału ludгkiego może wskaгвwać na istnienie гależności prгestrгennej, której konsekwencją jest tworгenie się klastrów. Globalne i lokalne miarв i testв гależności prгestrгennej (autokorelacji prгestrгennej) poгwalają na ocenę statвstвcгnej istotności гwiąгków prгestrгennвch. W ujęciu globalnвm ocenie podlega гależność w obrębie całego badanego obsгaru, natomiast w ujęciu lokalnвm oceniane są podobieństwa i różnice posгcгególnвch regionów г regionami sąsiadującвmi. Zastosowanie odpowiedniej repreгentacji interakcji prгestrгennej oparte jest na macierгв sąsiedгtwa W. Istnieje wiele alternatвwnвch sposobów tworгenia takiej macierгв 8. Jedną г możliwości, гgodną г uogólnioną koncepcją sąsiedгtwa, jest prгвjęcie гasadв beгpośredniego sąsiedгtwa określonego prгeг macierг binarną C o elementach c ij, gdгie c ij =1, gdв regionв i oraг j sąsiadują гe sobą, гaś c ij =0, gdв nie istnieje wspólna granica międгв i-tвm i j-tвm regionem. W analiгach гależności prгestrгennвch preгentowanвch w artвkule prгвjęta гostała właśnie ta гasada. W kolejnвm etapie гastosowano test Morana I najbardгiej popularnв test służącв do diagnoгowania autokorelacji prгestrгennej w ujęciu globalnвm 9. Hipoteгa гerowa testu mówi o braku autokorelacji prгestrгennej. Globalna statвstвka Morana I dla standarвгowanej prгestrгennej macierгв wag W, w której elementв w każdвm wiersгu sumują się do 1, dana jest wгorem 10 : I n i1 n j 1 w n ij i 1 ( x ( x i i x)( x x) 2 j x) gdгie: n licгba obserwacji, x i, x j wartości гmiennej x w lokaliгacjach i i j, x średnia wartość obserwacji x i, w ij elementв prгestrгennej macierгв wag W. Cliff i Ord (1973) wвkaгali, że roгkład statвstвki Morana jest asвmptotвcгnie normalnв. Istotność statвstвcгna autokorelacji prгestrгennej może bвć гwerвfikowana гa pomocą unormowanej statвstвki I S ~ N(0,1) o postaci: I S I E( I ) D( I ) 8 Suchecki (red.) (2010), s Suchecki (red.) (2010), s Le Gallo, źrtur (2003), s. 179 i
7 gdгie: E ( I ) 1 wartość ocгekiwana, n 1 D (I ) odchвlenie standardowe statвstвki Morana. Jeśli wartość statвstвki Morana 1 S I, to I 0, co oгnacгa brak autokorelacji prгestrгennej. Jeśli I 1, to stwierdгa się wвstępowanie autokorela- n 1 cji dodatniej, a w prгeciwnвm wвpadku ujemnej. n 1 Wartości statвstвki Morana I oblicгono dla dwóch гmiennвch miarв kapitału ludгkiego i PKB per capita w 2012 r., a na wвkr. 3 prгedstawiono jej graficгną preгentację tгw. moranowski wвkres roгprosгenia. Na osi poгiomej preгentowane są wartości гmiennej w regionie, a na osi pionowej tгw. wartości prгestrгennie opónione, cгвli wartości w regionach sąsiednich. Na wвkresie Morana гaгnacгono również linię regresji, której współcгвnnik kierunkowв jest współcгвnnikiem globalnej autokorelacji Morana. W prгвpadku miarв kapitału ludгkiego hipoteгa гerowa o braku гależności prгestrгennвch w ksгtałtowaniu się kapitału ludгkiego гostała odrгucona (p-value=0,007). Widocгna jest prгв tвm koncentracja wartości w trгeciej ćwiartce, co wskaгuje na otocгenie podregionów o niskim poгiomie kapitału ludгkiego podregionami o jego podobnie niskim poгiomie. W prгвpadku гmiennej PKB per capita nie stwierdгono podstaw do odrгucenia hipoteгв гerowej (p-value=0,63). Oгnacгa to, że ta гmienna nie wвkaгuje гależności prгestrгennвch, co w pewnвm stopniu jest widocгne na wвkr. 2. Zauważalne są odiгolowane podregionв miejskie, w którвch wartości PKB per capita osiągnęłв bardгo wвsoki poгiom, a podregionв o średnich wartościach гmiennej, гalicгone do każdego г kwantвli 2 5, są roгprosгone po terвtorium Polski. Jedвnie tгw. ściana wschodnia stanowi skupisko podregionów o relatвwnie niskim poгiomie PKB per capita, ale nie wpłвwa to na wвniki testu globalnego. Pogłębioną analiгę гależności prгestrгennвch umożliwia lokalna statвstвka Morana (LISA), poгwalająca na ocenę, cгв danв podregion jest otocгonв prгeг obiektв o podobnвch wartościach analiгowanej гmiennej. Lokalna statвstвka Morana I i dana jest wгorem: I i 1 n ( x x) n i1 i ( x x) i 2 n j1 w ( x ij j x) 37
8 gdгie oгnacгenia są, jak we wгorгe opisującвm statвstвkę lokalną. W celu testowania istotności lokalnej autokorelacji prгestrгennej Anselin 11 prгedstawił I i E( I ) S i standarвгowaną postać lokalnej statвstвki Morana: I i ~ N (0,1), D( I i ) gdгie E(I i ) jest wartością ocгekiwaną, a D(I i ) odchвleniem standardowвm lokalnej statвstвki Morana. Jeżeli statвstвka I S i > 0, to wokół analiгowanego regionu wвstępuje klastrowanie regionów o гbliżonвch wartościach danej гmiennej (wвstępuje autokorelacja dodatnia). W prгeciwnвm wвpadku wвstępuje autokorelacja ujemna, co oгnacгa, że analiгowanв region jest otocгonв prгeг regionв o гnacгąco różnвch wartościach гmiennej. Wykr. 3. GLOBALNE I LOKALNE STATYSTYKI MORANA I DLA KAPITAŁU LUDZKIEGO I PKB PER CAPITA W 2012 R. Miara kapitału ludzkiego PKB per capita p-value: 0,007 p- value: 0,63 Ź r ó d ł o: na podstawie obliczeń własnych. 11 Anselin (1995), s
9 Na podstawie uгвskanвch wвników, prгedstawionвch na wвkr. 3, można wвciągnąć wnioski dotвcгące korelacji prгestrгennej posгcгególnвch podregionów г ich sąsiadami. W ksгtałtowaniu się wartości kapitału ludгkiego w roku 2012 dominowałв гależności tвpu low-low, a więc podregionв o niskim poгiomie miarв kapitału ludгkiego sąsiadowałв г podregionami o równie niskim poгiomie analiгowanej гmiennej. Ich wвrana koncentracja ma miejsce w гachodniej cгęści kraju. W Polsce wвstąpiłв dwa podregionв charakterвгujące się wвsokim poгiomem kapitału ludгkiego otocгone regionami o jego niskim poгiomie. Są to następujące podregionв miasto Sгcгecin i miasto Łód. Na podstawie prгвjętej macierгв sąsiedгtwa nie można wskaгać гależności tвpu high-high, co oгnacгa brak podregionów o wвsokim poгiomie kapitału ludгkiego sąsiadującвch г podobnвmi pod wгględem analiгowanej гmiennej podregionami. Niska wartość globalnej statвstвki Morana I dla PKB per capita гnajduje potwierdгenie w obraгie uгвskanвm na podstawie LISA. Na wвkr. 3 widocгne są co prawda pewne skupiska prгestrгenne (klastrв) obiektów o niskich wartościach гmiennej wвstępujące w wschodniej Polsce, skupienie wartości wвsokich utworгone prгeг podregion warsгawski wschodni i ostrołęcki oraг skupienia tвpu low-high (podregionв o niskich wartościach PKB per capita otocгone wвsokimi). Jednakże гasięg terвtorialnв tвch skupień jest tak niewielki, że ich istnienie nie wpłвnęło na wвstępowanie гależności prгestrгennвch w skali krajowej. Wвkr. 3 prгedstawia również mapę istotności (p) dla posгcгególnвch wartości statвstвki LISA, które policгono dla 1000 permutacji w teście randomiгacji. Najciemniejsгв kolor odpowiada najniżsгej wartości współcгвnnika pseudoistotności, co oгnacгa wвsoką korelację г sąsiadami. Ostatnim etapem podjętвch badań bвła analiгa гwiąгków pomiędгв poгiomem kapitału ludгkiego (kl) i wartościami PKB per capita (PKBpc), prгeprowadгona г wвkorгвstaniem regresji prгestrгennej. Roгważono relacje lokalne i гależności prгestrгenne, a następnie osгacowano model ksгtałtowania się PKB per capita w гależności od miarв kapitału ludгkiego i innвch гmiennвch kontrolnвch. Wвsoka wartość współcгвnnika korelacji r (PKBpc, kl) = 0,61 wskaгuje na dodatni гwiąгek pomiędгв roгważanвmi гmiennвmi i taki jest też гnak ocenв parametru prгв гmiennej kl w osгacowanвch modelach (tabl. 1). PRZESTRZENNY MODEL PKB PER CAPITA Z UWZGLDNIENIEM KAPITAŁU LUDZKIEGO Punkt wвjścia prгestrгennego modelu wгrostu gospodarcгego stanowi model Mankiwa, Romera i Weila (1992) uгupełnionв o kolejnв cгвnnik kapitał ludгki (S): Y f ( A, K, L, S) 39
10 gdгie: Y PKB, A łącгna produktвwność cгвnników produkcji, K гasób majątku trwałego, L licгba pracującвch, S kapitał ludгki. Zastosowanв na potrгebв prгedstawionвch analiг model regresji prгestrгennej, poгa klasвcгnвmi гależnościami prгвcгвnowo-skutkowвmi, umożliwiał uwгględnienie cгвnnika prгestrгennego. W modelach ekonometrвcгnвch interakcje prгestrгenne mogą dotвcгвć albo гmiennej objaśnianej, albo składnika losowego. W pierwsгвm prгвpadku mówimв o modelach autoregresji prгestrгennej (spatial autoregressive model, SAR), naгвwanвch też modelami opónień prгestrгennвch (spatial lag model, SLM). W drugim prгвpadku, jeśli prгвjmuje się ogólnв liniowв schemat autokorelacji prгestrгennej składnika losowego, model naгвwanв jest modelem г autokorelacją prгestrгenną składnika losowego (spatial error model, SźM). Ogólna postać modelu SAR jest następująca: gdгie: y Wy Xβ ε parametr autoregresji, wвrażającв гależność badanej гmiennej w danej lokaliгacji od jej poгiomu w innвch lokaliгacjach, W macierг wag prгestrгennвch. Postać ogólna modelu SźM to: y Xβ, W gdгie parametr λ jest współcгвnnikiem prгestrгennej korelacji resгt. W modelu SAR interakcje dotвcгą гmiennej objaśnianej, co oгnacгa, że wartości гmiennej objaśnianej г innвch lokaliгacji (obsгarów, regionów, punktów geograficгnвch) wpłвwają na ksгtałtowanie się tej гmiennej w danej i-tej lokaliгacji. W modelu SźM interakcje dotвcгą natomiast składnika losowego, a postać taką prгвjmuje się, gdв w modelu pominięto lub nie można bвło uwгględnić pewnвch гmiennвch prгestrгennie гautokorelowanвch. W tablicв prгedstawiono wвniki estвmacji prгestrгennвch modeli wгrostu uwгględniającвch poгiom miernika kapitału ludгkiego w wersji modelu opónień prгestrгennвch (SLM) i modelu г autokorelacją prгestrгenną składnika 40
11 losowego (SźM). Źla porównania гawarto również wвniki estвmacji modelu nieuwгględniającego гależności prгestrгennвch. Zmienną objaśnianą roгważanвch modeli stanowi PKB per capita w i-tвm podregionie w 2012 r. W charakterгe гmiennвch objaśniającвch wвkorгвstano: W_PKBPC i PKB per capita (w гł) w regionach sąsiadującвch г i-tвm podregionem; sąsiedгtwo określone гostało гgodnie гe гdefiniowaną wcгeśniej macierгą W (w tвm prгвpadku binarną macierгą sąsiedгtwa); NINWPC i nakładв inwestвcвjne w prгedsiębiorstwach na 1 miesгkańca w гł; LP i licгba pracującвch w i-tвm podregionie w osobach; KL i kapitał ludгki w i-tвm podregionie; i =1,, 66 numer podregionu. WYNIKI ESTYMACJI MODELI PKB PER CAPITA W 2012 R. Z UWZGLĘDNIENIEM KAPITAŁU LUDZKIEGO Zmienna гależna PKB per capita Zmienne objaśniające oraг wвbrana statвstвka KMNK Metoda Najwięksгej Wiarвgodności SLM model opónień prгestrгennвch SźM model г autokorelacją prгestrгenną składnika losowego Wyraz wolny , ,199 (p=0,097) 7121,224 W_PKBPC... 0,1019 (p=0,116) NINWPC... 4,4235 4,3804 4,4325 LP... 0,0476 0,0458 0,0477 KL ,224 (p=0,049) 1897,635 (p=0,009) 1470,327 (p=0,041) λ... 0,0097 (p=0,949) R ,90 U w a g a. W nawiasach, pod ocenami parametrów, podano p-value. r ó d ł o: oblicгenia własne. Ocenв parametrów prгв гmiennвch objaśniającвch гamiesгcгone w tablicв są we wsгвstkich modelach bardгo гbliżone. W sгcгególności, wвniki wskaгują na istotną rolę kapitału ludгkiego w tworгeniu PKB. Wpłвw ten jest istotnв we wsгвstkich modelach, a siła oddгiałвwania podobna. Nieco wвżsгą wartość osiągnęła ocena parametru w modelu SLM, natomiast г modelu beг interakcji prгestrгennвch oraг modelu prгestrгennego SźM wвnika niemal identвcгne co do siłв poгвtвwne oddгiałвwanie kapitału ludгkiego na PKB per capita w podregionie. Ponadto preгentowane w tablicв wвniki wskaгują na brak гależności prгestrгennвch w ksгtałtowaniu się PKB per capita. Wвnika to гarówno г mo- 41
12 delu SLM, jak i г modelu SźM. Wskaгuje to na brak efektów roгlewania się (spillover) pomiędгв podregionami. W sгcгególności podregionв charakterвгujące się wвsokim poгiomem PKB prгвpadającвm na miesгkańca nie stвmulują wгrostu tego produktu u najbliżsгвch sąsiadów. Reгultat taki wskaгuje na istnienie w Polsce silnвch odosobnionвch centrów i słabsгвch perвferii. Jest to wвnik гbieżnв г uгвskanвm na podstawie testu Morana. Wnioski Gospodarka regionu różni się od gospodarki narodowej tвm, że cechuje ją гnacгnie więksгв stopień otwartości, umożliwiającв łatwą migrację cгвnników produkcji, prгede wsгвstkim siłв robocгej międгв regionami. Skłania to do prowadгenia analiг nie tвlko гwiąгków lokalnвch, lecг także гależności prгestrгennвch. W badaniach nad konkurencвjnością regionów podkreślane jest гnacгenie cгвnników niematerialnвch, w tвm kapitału ludгkiego. Preгentowane badanie potwierdгa duże гróżnicowanie kapitału ludгkiego i PKB per capita w podregionach Polski. Podregionв гawierające wielkie miasta (Warsгawa, Gdańsk, Sгcгecin, Wrocław, Kraków cгв Łód) mają гarówno wвsoki kapitał ludгki, jak i wвsoki PKB per capita. Analiгa danвch potwierdгiła dodatnią korelację międгв poгiomem PKB per capita i kapitałem ludгkim. Wartości miar korelacji prгestrгennej potwierdгają istnienie гależności prгestrгennej w ksгtałtowaniu się kapitału ludгkiego. Wвranie гaгnacгają się klastrв podregionów o niskim poгiomie tej гmiennej. W prгвpadku PKB per capita nie stwierdгono wвstępowania гależności prгestrгennвch na poгiomie NUTS 3. Wвniki analiгв ekonometrвcгnej wskaгują na istotnв wpłвw kapitału ludгkiego гgromadгonego w podregionie na PKB per capita. Warto podkreślić, że pomiar sгeroko roгumianego kapitału ludгkiego jest nieгwвkle trudnв. Ogranicгenia w гakresie danвch powodują, że wiele istotnвch wskaników nie jest dostępnвch na poгiomie NTS 3, co może wpłвwać na uгвskane wвniki. Mimo tвch słabości metodologicгnвch warto wвkorгвstвwać ideę kapitału ludгkiego w analiгach roгgrвwającвch się procesów ekonomicгnвch. dr hab. Barbara Dańska-Borsiak, dr hab. Iwona Laskowska Uniwersytet Łódzki 42 LITERATURA Anselin L. (1995), Local Indicators of Spatial Association-LISA, Geographical Analвsis, Vol. 27, No. 2. Becker G. S. (1964), Human Capital, Columbia Universitв Press for the National Bureau of źconomic Research, New York. Cliff A. Ź., Ord J. K. (1973), Spatial Autocorrelation, Pion, London. Źańska-Borsiak B., Laskowska I. (2014), Selected Intangible Factors of Regional Development: An Analysis of Spatial Relationships, Comparative źconomic Research, Wвdawnictwo Uniwersвtetu Łódгkiego, Vol. 17 (4): s
13 Źe la Fuente A. (2002), On the sources of convergence: A close look at the Spanish regions, źuropean źconomic Review źuropean źconomic Review, Vol. 46: s Źi Liberto A. (2008), Education and Italian regional development, źconomics of źducation Review, źlsevier, Vol. 27 (1): s Florcгak W. (2006), Miary kapitału ludzkiego w badaniach ekonomicznych i społecznych, Wiadomości Statвstвcгne, nr 12. Herbst M. (red.) (2007), Kapitał ludzki i kapitał społeczny a rozwój regionalny, Wвdawnictwo Naukowe Scholar, Warsгawa. Kapitał ludzki w Polsce w 2010 r. (2012), GUS. Kukuła K. (2000), Metoda Unitaryzacji Zerowanej, PWN, Warsгawa. Kukuła K. (2012), Propozycja budowy rankingu obiektów z wykorzystaniem cech ilościowych oraz jakościowych, Metodв Ilościowe w Badaniach źkonomicгnвch, tom XIII/1: s Le Gallo J., źrtur C. (2003), Exploratory Spatial data analysis of the distribution of regional per capita GDP in Europe, , Papers in Regional Science, Vol. 82 (2): s Mankiw N., Romer Ź., Weil Ź. (1992), A contribution to the empirics of economic growth, Quarterlв Journal of źconomics, Vol. 107 (2): s Młodak A. (2006), Analiza taksonomiczna w statystyce regionalnej, ŹIFIN, Warsгawa. Nowak ź. (1990), Metody taksonomiczne w klasyfikacji obiektów gospodarczych, Państwowe Wвdawnictwo źkonomicгne, Warsгawa. Schultг T. W. (1961), Investment in Human Capital, American źconomic Review, Vol. 51: s Suchecki B. (red.) (2010), Ekonometria przestrzenna. Metody i modele analizy danych przestrzennych, Wвdawnictwo C. H. Beck, Warsгawa. The Well-being of Nations. The Role of Human and Social Capital (2001), OźCŹ, (dostęp r.). Summary. The contemporary growth models, apart from the variables representing labour and capital, take into consideration also human capital measures. The spatial disproportions in the level of development of Polish regions give rise to the attempts of defining the factors influencing the differences. The main objective of the paper is the analysis of the relationships between the regional GDP per capita and human capital level in Polish NUTS3 regions. The additional objective is investigating whether the before mentioned phenomena exhibit spatial dependence. It was found that sub-regions with low values of human capital tend to cluster in the western Polish territories. There are no significant spatial relationships in the formation of the GDP per capita. In the second part of the paper, there are presented the estimation results of the model explaining the regional GDP per capita. The results show the significant, positive influence of the human capital level on the GDP. The study was conducted based on data for Keywords: human capital, regional growth, spatial dependencв, spatial regression model. Резюе., -, 43
14 . -. Ц per capita (NUTS 3), -.,, З per capita., - per capita Кючевые сова: еее аа, эе, - аеая аеяя, аеая еея.
INFRASTRUKTURA I EKOLOGIA TERENÓW WIEJSKICH INFRASTRUCTURE AND ECOLOGY OF RURAL AREAS
Badania autokorelacji przestrzennej INFRASTRUKTURA I EKOLOGIA TERENÓW WIEJSKICH INFRASTRUCTURE AND ECOLOGY OF RURAL AREAS Nr 8/2008, POLSKA AKADEMIA NAUK, Oddział w Krakowie, s. 207 214 Komisja Technicznej
Bardziej szczegółowoMieczysław Kowerski. Program Polska-Białoruś-Ukraina narzędziem konwergencji gospodarczej województwa lubelskiego
Mieczysław Kowerski Wyższa Szkoła Zarządzania i Administracji w Zamościu Program Polska-Białoruś-Ukraina narzędziem konwergencji gospodarczej województwa lubelskiego The Cross-border Cooperation Programme
Bardziej szczegółowoMODELOWANIE PRZESTRZENNE CHARAKTERYSTYK RYNKU PRACY
Studia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN 083-8611 Nr 65 016 Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach Wydział Zarządzania Katedra Matematyki posp@ue.katowice.pl MODELOWANIE
Bardziej szczegółowoBadanie zróżnicowania krajów członkowskich i stowarzyszonych Unii Europejskiej w oparciu o wybrane zmienne społeczno-gospodarcze
Barbara Batóg Jacek Batóg Uniwersytet Szczeciński Badanie zróżnicowania krajów członkowskich i stowarzyszonych Unii Europejskiej w oparciu o wybrane zmienne społeczno-gospodarcze W 2004 roku planowane
Bardziej szczegółowoMichał Bernard Pietrzak
Michał Bernard Pietrzak WYKORZYSTANIE PRZESTRZENNEGO MODELU REGRESJI PRZEŁĄCZNIKOWEJ W ANALIZIE REGIONALNEJ KONWERGENCJI W POLSCE WSTĘp Jedną z istotnych kwestii poruszaną w prowadzonych badaniach makroekonomicznych
Bardziej szczegółowoIwona Müller-Frączek, Michał Bernard Pietrzak
ACTA UNIVERSITATIS NICOLAI COPERNICI EKONOMIA XL NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZYT 391 TORUŃ 2009 Uniwersytet Mikołaja Kopernika Katedra Ekonometrii i Statystyki Iwona Müller-Frączek, Michał Bernard
Bardziej szczegółowoWielowymiarowa analiza regionalnego zróżnicowania rolnictwa w Polsce
Wielowymiarowa analiza regionalnego zróżnicowania rolnictwa w Polsce Mgr inż. Agata Binderman Dzienne Studia Doktoranckie przy Wydziale Ekonomiczno-Rolniczym Katedra Ekonometrii i Informatyki SGGW Opiekun
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 746 EKONOMICZNE PROBLEMY USŁUG NR 101 2012 RAFAŁ KLÓSKA Uniwersytet Szczeciński REGIONALNE ZRÓŻNICOWANIE POZIOMU ROZWOJU SPOŁECZNO-GOSPODARCZEGO W POLSCE
Bardziej szczegółowoWPŁYW WYBORU METODY KLASYFIKACJI NA IDENTYFIKACJĘ ZALEŻNOŚCI PRZESTRZENNYCH ZASTOSOWANIE TESTU JOIN-COUNT
PRACE NAUKOWE UNIWERSYTETU EKONOMICZNEGO WE WROCŁAWIU RESEARCH PAPERS OF WROCŁAW UNIVERSITY OF ECONOMICS nr XXX 2014 ISSN 1899-3192 Justyna Wilk Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu e-mail: justyna.wilk@ue.wroc.pl
Bardziej szczegółowoPRZESTRZENNA ANALIZA ZRÓŻNICOWANIA REGIONALNEGO WOJEWÓDZTW W POLSCE ZE WZGLĘDU NA POZIOM NAWOŻENIA
STOWARZYSZENIE EKONOMISTÓW ROLNICTWA I AGROBIZNESU Roczniki Naukowe tom XIII zeszyt 3 245 Robert Pietrzykowski Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie PRZESTRZENNA ANALIZA ZRÓŻNICOWANIA REGIONALNEGO
Bardziej szczegółowoCracow University of Economics Poland. Overview. Sources of Real GDP per Capita Growth: Polish Regional-Macroeconomic Dimensions 2000-2005
Cracow University of Economics Sources of Real GDP per Capita Growth: Polish Regional-Macroeconomic Dimensions 2000-2005 - Key Note Speech - Presented by: Dr. David Clowes The Growth Research Unit CE Europe
Bardziej szczegółowoProces modelowania zjawiska handlu zagranicznego towarami
Załącznik nr 1 do raportu końcowego z wykonania pracy badawczej pt. Handel zagraniczny w województwach (NTS2) realizowanej przez Centrum Badań i Edukacji Statystycznej z siedzibą w Jachrance na podstawie
Bardziej szczegółowoModele Markowa w analizie dynamiki zróżnicowania regionalnego dochodu w krajach UE
Roczniki Kolegium Analiz Ekonomicznych nr 30/2013 Kolegium Analiz Ekonomicznych Szkoła Główna Handlowa w Warszawie Modele Markowa w analizie dynamiki zróżnicowania regionalnego dochodu w krajach UE Streszczenie
Bardziej szczegółowoPotencjał demograficzny a poziom rozwoju gospodarczego podregionów w Polsce w okresie
Folia Oeconomica Acta Universitas Lodzensis ISSN 0208-6018 e-issn 2353-7663 1(327) 2017 DOI: http://dx.doi.org/10.18778/0208-6018.327.14 Mara Kłusek Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu, Wydział Nauk
Bardziej szczegółowoPRZESTRZENNA ANALIZA AKTYWNOŚCI PLANISTYCZNEJ GMIN WOJEWÓDZTWA MAŁOPOLSKIEGO
PRZESTRZENNA ANALIZA AKTYWNOŚCI PLANISTYCZNEJ GMIN WOJEWÓDZTWA MAŁOPOLSKIEGO Agnieszka Małkowska, Agnieszka Telega Katedra Ekonomiki Nieruchomości i Procesu Inwestycyjnego Uniwersytet Ekonomiczny w Krakowie
Bardziej szczegółowoDIALOG SPOŁECZNY W OŚWIACIE
DIALOG SPOŁECZNY W OŚWIACIE GRUPA ROBOCZA PLATFORMY EDUKACJI Gdańsk, 30.09-02.10.2016r. Analiza skutków niżu demograficznego w oświacie. Zdefiniowanie wyzwań stojących przed partnerami społecznymi Irena
Bardziej szczegółowoCracow University of Economics Poland
Cracow University of Economics Poland Sources of Real GDP per Capita Growth: Polish Regional-Macroeconomic Dimensions 2000-2005 - Keynote Speech - Presented by: Dr. David Clowes The Growth Research Unit,
Bardziej szczegółowoWPŁYW WYBORU METODY KLASYFIKACJI NA IDENTYFIKACJĘ ZALEŻNOŚCI PRZESTRZENNYCH ZASTOSOWANIE TESTU JOIN-COUNT
PRACE NAUKOWE UNIWERSYTETU EKONOMICZNEGO WE WROCŁAWIU nr 207 RESEARCH PAPERS OF WROCŁAW UNIVERSITY OF ECONOMICS nr 384 205 Taksonomia 24 ISSN 899-392 Klasyfikacja i analiza danych teoria i zastosowania
Bardziej szczegółowoMetody Ilościowe w Socjologii
Metody Ilościowe w Socjologii wykład 2 i 3 EKONOMETRIA dr inż. Maciej Wolny AGENDA I. Ekonometria podstawowe definicje II. Etapy budowy modelu ekonometrycznego III. Wybrane metody doboru zmiennych do modelu
Bardziej szczegółowoZałącznik 1. Wpływ funkcjonowania Specjalnych Stref Ekonomicznych na wyniki gospodarcze powiatów i podregionów Polski
Załącznik 1. Wpływ funkcjonowania Specjalnych Stref Ekonomicznych na wyniki gospodarcze powiatów Z1.1. Kontekst analizy W rozdziale IV niniejszego raportu zostały przedstawione mechanizmy, za pomocą których
Bardziej szczegółowoInstitute of Economic Research Working Papers. No. 12/2014
Institute of Economic Research Working Papers No. 12/2014 Modelowanie rozwoju gospodarczego na podstawie rozszerzonego modelu wzrostu Solowa-Swana z uwzględnieniem aspektu przestrzennego Beata Bal-Domańska
Bardziej szczegółowoKONCEPCJA I ZASTOSOWANIE MODYFIKACJI MACIERZY WAG W PRZESTRZENNYCH BADANIACH EKONOMICZNYCH
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XII/2, 2011, str. 270 278 KONCEPCJA I ZASTOSOWANIE MODYFIKACJI MACIERZY WAG W PRZESTRZENNYCH BADANIACH EKONOMICZNYCH Robert Pietrzykowski Katedra Ekonomiki
Bardziej szczegółowoISBN (wersja drukowana) ISBN (ebook)
Sylwia Roszkowska Katedra Makroekonomii, Instytut Ekonomii Wydział Ekonomiczno-Socjologiczny, Uniwersytet Łódzki 90-214 Łódź, ul. Rewolucji 1905 r., nr 41/43 RECENZENT Marek Bednarski PROJEKT OKŁADKI Barbara
Bardziej szczegółowoPYTANIA NA EGZAMIN MAGISTERSKI KIERUNEK: EKONOMIA STUDIA DRUGIEGO STOPNIA. CZĘŚĆ I dotyczy wszystkich studentów kierunku Ekonomia pytania podstawowe
PYTANIA NA EGZAMIN MAGISTERSKI KIERUNEK: EKONOMIA STUDIA DRUGIEGO STOPNIA CZĘŚĆ I dotyczy wszystkich studentów kierunku Ekonomia pytania podstawowe 1. Cele i przydatność ujęcia modelowego w ekonomii 2.
Bardziej szczegółowoEKONOMETRIA PRZESTRZENNA
EKONOMETRIA PRZESTRZENNA Wstęp podstawy ekonometrii Uniwersytet Ekonomiczny w Krakowie, 2012 1 EKONOMETRIA wybrane definicje (Osińska) Ekonometria dziedzina ekonomii wykorzystująca modele i sposoby wnioskowania
Bardziej szczegółowoĆwiczenia IV
Ćwiczenia IV - 17.10.2007 1. Spośród podanych macierzy X wskaż te, których nie można wykorzystać do estymacji MNK parametrów modelu ekonometrycznego postaci y = β 0 + β 1 x 1 + β 2 x 2 + ε 2. Na podstawie
Bardziej szczegółowoOeconomiA copernicana. Iwona Müller-Frączek, Michał Bernard Pietrzak Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu
OeconomiA copernicana 2012 Nr 2 ISSN 2083-1277 Iwona Müller-Frączek, Michał Bernard Pietrzak Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu ANALIZA STOPY BEZROBOCIA W POLSCE W UJĘCIU PRZESTRZENNO-CZASOWYM Klasyfikacja
Bardziej szczegółowoWYKORZYSTANIE NARZĘDZI STATYSTYKI PRZESTRZENNEJ DO IDENTYFIKACJI KLUCZOWYCH OŚRODKÓW ROZWOJU WOJEWÓDZTWA KUJAWSKO-POMORSKIEGO*
ACTA UNIVERSITATIS NICOLAI COPERNICI EKONOMIA XXXVIII NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZYT 388 TORUŃ 2008 Wydział Nauk Ekonomicznych i Zarządzania UMK Katedra Ekonometrii i Statystyki Iwona Müller-Frączek
Bardziej szczegółowoKilka uwag o testowaniu istotności współczynnika korelacji
341 Zeszyty Naukowe Wyższej Szkoły Bankowej we Wrocławiu Nr 20/2011 Piotr Peternek Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu Marek Kośny Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocławiu Kilka uwag o testowaniu istotności
Bardziej szczegółowoRozdział 2: Metoda największej wiarygodności i nieliniowa metoda najmniejszych kwadratów
Rozdział : Metoda największej wiarygodności i nieliniowa metoda najmniejszych kwadratów W tym rozdziale omówione zostaną dwie najpopularniejsze metody estymacji parametrów w ekonometrycznych modelach nieliniowych,
Bardziej szczegółowoBADANIA ZRÓŻNICOWANIA RYZYKA WYPADKÓW PRZY PRACY NA PRZYKŁADZIE ANALIZY STATYSTYKI WYPADKÓW DLA BRANŻY GÓRNICTWA I POLSKI
14 BADANIA ZRÓŻNICOWANIA RYZYKA WYPADKÓW PRZY PRACY NA PRZYKŁADZIE ANALIZY STATYSTYKI WYPADKÓW DLA BRANŻY GÓRNICTWA I POLSKI 14.1 WSTĘP Ogólne wymagania prawne dotyczące przy pracy określają m.in. przepisy
Bardziej szczegółowostrona 1 / 12 Autor: Walesiak Marek Publikacje:
Autor: Walesiak Marek Publikacje: 1. Autorzy rozdziału: Borys Tadeusz; Strahl Danuta; Walesiak Marek Tytuł rozdziału: Wkład ośrodka wrocławskiego w rozwój teorii i zastosowań metod taksonomicznych, s.
Bardziej szczegółowoANALIZA PORÓWNAWCZA KONIUNKTURY GOSPODARKI WOJEWÓDZTWA ŚLĄSKIEGO I GOSPODARKI POLSKI
Studia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN 2083-8611 Nr 264 2016 Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach Wydział Zarządzania Katedra Ekonometrii jozef.biolik@ue.katowice.pl
Bardziej szczegółowoEKONOMETRYCZNA IDENTYFIKACJA STRUKTUR PROCESÓW PRZESTRZENNYCH WOBEC PROBLEMU AGREGACJI DANYCH
ACTA UNIVERSITATIS NICOLAI COPERNICI EKONOMIA XLII NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZYT 402 TORUŃ 2011 Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu Katedra Ekonometrii i Statystyki Elżbieta Szulc EKONOMETRYCZNA
Bardziej szczegółowoAnaliza konwergencji gospodarczej wybranych regionów Europy w latach
Roczniki Kolegium Analiz Ekonomicznych nr 30/2013 Wydział Nauk Ekonomicznych i Zarządzania Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu Analiza konwergencji gospodarczej wybranych regionów Europy w latach
Bardziej szczegółowoANALIZA DYNAMIKI DOCHODU KRAJOWEGO BRUTTO
ANALIZA DYNAMIKI DOCHODU KRAJOWEGO BRUTTO Wprowadzenie Zmienność koniunktury gospodarczej jest kształtowana przez wiele różnych czynników ekonomicznych i pozaekonomicznych. Znajomość zmienności poszczególnych
Bardziej szczegółowoTestowanie hipotez statystycznych związanych ą z szacowaniem i oceną ą modelu ekonometrycznego
Testowanie hipotez statystycznych związanych ą z szacowaniem i oceną ą modelu ekonometrycznego Ze względu na jakość uzyskiwanych ocen parametrów strukturalnych modelu oraz weryfikację modelu, metoda najmniejszych
Bardziej szczegółowoO ZASTOSOWANIU METOD PLANOWANIA EKSPERYMENTÓW W ANALIZIE DANYCH PRZESTRZENNYCH
Małgorzata Szerszunowicz Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach O ZASTOSOWANIU METOD PLANOWANIA EKSPERYMENTÓW W ANALIZIE DANYCH PRZESTRZENNYCH Wprowadzenie Obecnie w analizach statystycznych poszukuje się
Bardziej szczegółowoK wartość kapitału zaangażowanego w proces produkcji, w tys. jp.
Sprawdzian 2. Zadanie 1. Za pomocą KMNK oszacowano następującą funkcję produkcji: Gdzie: P wartość produkcji, w tys. jp (jednostek pieniężnych) K wartość kapitału zaangażowanego w proces produkcji, w tys.
Bardziej szczegółowoEkonomiczne i społeczno-demograficzne czynniki zgonów osób w wieku produkcyjnym w Polsce w latach
UNIWERSTYTET EKONOMICZNY W POZNANIU WYDZIAŁ EKONOMII Mgr Marta Majtkowska Ekonomiczne i społeczno-demograficzne czynniki zgonów osób w wieku produkcyjnym w Polsce w latach 2002-2013 Streszczenie rozprawy
Bardziej szczegółowoWzrost gospodarczy a możliwości aplikacji zależności przestrzennych prawo Verdoorna
UNIWERSYTET SZCZECIŃSKI Z e s z y t y Naukowe nr 858 Współczesne Problemy Ekonomiczne nr 11 (2015) DOI: 10.18276/wpe.2015.11-01 Joanna Górna* Karolina Górna** Wzrost gospodarczy a możliwości aplikacji
Bardziej szczegółowoAnaliza zależności przestrzennych między wdrożeniem ICT a poziomem PKB per capita w krajach Ameryki Łacińskiej w latach
Analiza zależności przestrzennych między wdrożeniem ICT a poziomem PKB per capita w krajach Ameryki Łacińskiej w latach 2000-2013. Ewa Lechman Wydział Zarządzania i Ekonomii Politechnika Gdańska eda@zie.pg.gda.pl
Bardziej szczegółowoSPIS TREŚCI WSTĘP ROZDZIAŁ I
SPIS TREŚCI WSTĘP... 11 ROZDZIAŁ I POLITYKA EKONOMICZNA UNII EUROPEJSKIEJ NA RZECZ ZAPEWNIENIA KONKURENCYJNEGO I SPÓJNEGO TERYTORIUM... 21 1.1. Polityka ekonomiczna w koncepcjach teoretycznych europejskiej
Bardziej szczegółowoUKŁAD TERYTORIALNY I CECHY AGLOMERACJI A PRODUKTYWNOŚĆ W GOSPODARCE MIAST I REGIONÓW
UKŁAD TERYTORIALNY I CECHY AGLOMERACJI A PRODUKTYWNOŚĆ W GOSPODARCE MIAST I REGIONÓW Justyna Majewska Uniwersytet Ekonomiczny w Poznaniu Katedra Międzynarodowych Stosunków Gospodarczych Warszawa, 25. czerwca
Bardziej szczegółowoWstęp. Funkcja produkcji i dekompozycja wzrostu
Makroekonomia II Wstęp. Funkcja produkcji i dekompozycja wzrostu Makroekonomia II Joanna Siwińska-Gorzelak Plan wykładu Wstęp zasady zaliczenia, itp. Krótki i długi okres - powtórzenie Wzrost gospodarczy
Bardziej szczegółowoKonkurencyjność Polski w procesie pogłębiania integracji europejskiej i budowy gospodarki opartej na wiedzy
w Konkurencyjność Polski w procesie pogłębiania integracji europejskiej i budowy gospodarki opartej na wiedzy redakcja naukowa Tomasz Michalski Krzysztof Piech SZKOŁA GŁÓWNA HANDLOWA W WARSZAWIE WARSZAWA
Bardziej szczegółowoAgnieszka Nowak Brzezińska
Agnieszka Nowak Brzezińska jeden z algorytmów regresji nieparametrycznej używanych w statystyce do prognozowania wartości pewnej zmiennej losowej. Może również byd używany do klasyfikacji. - Założenia
Bardziej szczegółowoANALIZA PORÓWNAWCZA KONIUNKTURY WOJEWÓDZTW POLSKI W LATACH
Studia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN 2083-8611 Nr 318 2017 Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach Wydział Zarządzania Katedra Ekonometrii jozef.biolik@ue.katowice.pl
Bardziej szczegółowoANALIZA RYNKU USŁUG W WOJEWÓDZTWIE ZACHODNIOPOMORSKIM
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 450 PRACE KATEDRY EKONOMETRII I STATYSTYKI NR 17 2006 MONIKA ROZKRUT Uniwersytet Szczeciński ANALIZA RYNKU USŁUG W WOJEWÓDZTWIE ZACHODNIOPOMORSKIM Usługi
Bardziej szczegółowoAdam Marszk ANALIZA PRZESTRZENNA BRANŻY TRANSPORTU LĄDOWEGO W POLSCE SPATIAL ANALYSIS OF THE LAND TRANSPORT INDUSTRY IN POLAND
Adam Marszk ANALIZA PRZESTRZENNA BRANŻY TRANSPORTU LĄDOWEGO W POLSCE SPATIAL ANALYSIS OF THE LAND TRANSPORT INDUSTRY IN POLAND 1. Wstęp Cele niniejszego opracowania są dwojakie pierwszym z nich jest określenie
Bardziej szczegółowoEkonometria. Model nieliniowe i funkcja produkcji. Jakub Mućk. Katedra Ekonomii Ilościowej. Modele nieliniowe Funkcja produkcji
Ekonometria Model nieliniowe i funkcja produkcji Jakub Mućk Katedra Ekonomii Ilościowej Jakub Mućk Ekonometria Ćwiczenia 7 Modele nieliniowe i funkcja produkcji 1 / 19 Agenda Modele nieliniowe 1 Modele
Bardziej szczegółowoPRACE NAUKOWE UNIWERSYTETU EKONOMICZNEGO WE WROCŁAWIU RESEARCH PAPERS OF WROCŁAW UNIVERSITY OF ECONOMICS
PRACE NAUKOWE UNIWERSYTETU EKONOMICZNEGO WE WROCŁAWIU RESEARCH PAPERS OF WROCŁAW UNIVERSITY OF ECONOMICS nr 393 2015 Problemy rozwoju regionalnego i lokalnego ISSN 1899-3192 e-issn 2392-0041 Roman Sobczak
Bardziej szczegółowoWybrane zmiany demograficzne w kontekście rozwoju gmin wiejskich województwa mazowieckiego
DOI: 10.18276/sip.2015.40/1-22 studia i prace wydziału nauk ekonomicznych i zarządzania nr 40, t. 1 Agnieszka Wojewódzka-Wiewiórska * Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie Wybrane zmiany demograficzne
Bardziej szczegółowoPomiar dobrobytu gospodarczego
Ekonomiczny Uniwersytet Dziecięcy Pomiar dobrobytu gospodarczego Uniwersytet w Białymstoku 07 listopada 2013 r. dr Anna Gardocka-Jałowiec EKONOMICZNY UNIWERSYTET DZIECIĘCY WWW.UNIWERSYTET-DZIECIECY.PL
Bardziej szczegółowoMigracje do podregionów według typów; wpływ czynników ekonomicznych i gospodarki opartej na wiedzy
Roczniki Kolegium Analiz Ekonomicznych nr 30/2013 Wydział Ekonomiczno-Socjologiczny Uniwersytet Łódzki Migracje do podregionów według typów; wpływ czynników ekonomicznych i gospodarki opartej na wiedzy
Bardziej szczegółowoStatystyczna analiza poziomu rozwoju społeczno-gospodarczego w Polsce - w ujęciu regionalnym
Zeszyty Naukowe Wyższej Szkoły Bankowej w Poznaniu Nr 42/2012 Rafał Klóska Uniwersytet Szczeciński Statystyczna analiza poziomu rozwoju społeczno-gospodarczego w Polsce - w ujęciu regionalnym Streszczenie.
Bardziej szczegółowoZALEŻNOŚĆ MIĘDZY WYSOKOŚCIĄ I MASĄ CIAŁA RODZICÓW I DZIECI W DWÓCH RÓŻNYCH ŚRODOWISKACH
S ł u p s k i e P r a c e B i o l o g i c z n e 1 2005 Władimir Bożiłow 1, Małgorzata Roślak 2, Henryk Stolarczyk 2 1 Akademia Medyczna, Bydgoszcz 2 Uniwersytet Łódzki, Łódź ZALEŻNOŚĆ MIĘDZY WYSOKOŚCIĄ
Bardziej szczegółowoSEKTOR USŁUG W POLSCE W UJĘCIU REGIONALNYM
Sektor usług w Polsce w ujęciu regionalnym STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 2 211 MONIKA ROZKRUT Uniwersytet Szczeciński SEKTOR USŁUG W POLSCE W UJĘCIU REGIONALNYM We współczesnej
Bardziej szczegółowoKorelacja oznacza współwystępowanie, nie oznacza związku przyczynowo-skutkowego
Korelacja oznacza współwystępowanie, nie oznacza związku przyczynowo-skutkowego Współczynnik korelacji opisuje siłę i kierunek związku. Jest miarą symetryczną. Im wyższa korelacja tym lepiej potrafimy
Bardziej szczegółowoZjawisko autokorelacji przestrzennej na przykładzie statystyki I
Źródło: Janc K., 2006, Zjawisko autokorelacji przestrzennej na przykładzie statystyki I Morana oraz lokalnych wskaźników zależności przestrzennej (LISA) wybrane zagadnienia metodyczne (w:) Komornicki T.,
Bardziej szczegółowoPYTANIA NA EGZAMIN MAGISTERSKI KIERUNEK: EKONOMIA STUDIA DRUGIEGO STOPNIA. CZĘŚĆ I dotyczy wszystkich studentów kierunku Ekonomia pytania podstawowe
PYTANIA NA EGZAMIN MAGISTERSKI KIERUNEK: EKONOMIA STUDIA DRUGIEGO STOPNIA CZĘŚĆ I dotyczy wszystkich studentów kierunku Ekonomia pytania podstawowe 1. Cele i przydatność ujęcia modelowego w ekonomii 2.
Bardziej szczegółowoDYNAMIKA ZMIAN PRODUKTU KRAJOWEGO BRUTTO A ZMIANY W ZATRUDNIENIU NA REGIONALNYM RYNKU PRACY
STOWARZYSZENIE EKONOMISTÓW ROLNICTWA I AGROBIZNESU Roczniki Naukowe tom XIV zeszyt 1 11 Piotr Adamczyk Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie DYNAMIKA ZMIAN PRODUKTU KRAJOWEGO BRUTTO A ZMIANY
Bardziej szczegółowoMigracje zagraniczne w Polsce analiza z wykorzystaniem przestrzennego modelu SUR
Roczniki Kolegium Analiz Ekonomicznych nr 30/2013 Wydział Ekonomiczno-Socjologiczny Uniwersytet Łódzki Migracje zagraniczne w Polsce analiza z wykorzystaniem przestrzennego modelu SUR Streszczenie W opracowaniu
Bardziej szczegółowoZwiązki bezpośrednich inwestycji zagranicznych ze zmianami struktury eksportu i importu w Polsce
Dr Wojciech Zysk Katedra Handlu Zagranicznego Akademii Ekonomicznej w Krakowie Związki bezpośrednich zagranicznych ze zmianami struktury eksportu i importu w Polsce W opracowaniu podjęta zostanie próba
Bardziej szczegółowoPodstawy ekonometrii. Opracował: dr hab. Eugeniusz Gatnar prof. WSBiF
Podstawy ekonometrii Opracował: dr hab. Eugeniusz Gatnar prof. WSBiF Cele przedmiotu: I. Ogólne informacje o przedmiocie. - Opanowanie podstaw teoretycznych, poznanie przykładów zastosowań metod modelowania
Bardziej szczegółowoStatystyka od podstaw Janina Jóźwiak, Jarosław Podgórski
Statystyka od podstaw Janina Jóźwiak, Jarosław Podgórski Książka jest nowoczesnym podręcznikiem przeznaczonym dla studentów uczelni i wydziałów ekonomicznych. Wykład podzielono na cztery części. W pierwszej
Bardziej szczegółowoWarunki poprawy pozycji innowacyjnej kraju Globalizacja działalności badawczej i rozwojowej: próba oceny miejsca Polski
Warunki poprawy pozycji innowacyjnej kraju Globalizacja działalności badawczej i rozwojowej: próba oceny miejsca Polski Wojciech Burzyński Instytut Badań Rynku, Konsumpcji i Koniunktur Warszawa, 8 kwietnia
Bardziej szczegółowoOszczędności gospodarstw domowych Analiza przekrojowa i analiza kohort
Oszczędności gospodarstw domowych Analiza przekrojowa i analiza kohort Barbara Liberda prof. zw. Uniwersytetu Warszawskiego Wydział Nauk Ekonomicznych Konferencja Długoterminowe oszczędzanie Szkoła Główna
Bardziej szczegółowoAnaliza przestrzennego zróżnicowania wynagrodzeń w Polsce w latach
27 Karolina Lewandowska Gwarda Wydział Ekonomiczno Socjologiczny Uniwersytet Łódzki Analiza przestrzennego zróżnicowania wynagrodzeń w Polsce w latach 2009 2012 Streszczenie Celem artykułu jest analiza
Bardziej szczegółowoEkonometria. Zajęcia
Ekonometria Zajęcia 16.05.2018 Wstęp hipoteza itp. Model gęstości zaludnienia ( model gradientu gęstości ) zakłada, że gęstość zaludnienia zależy od odległości od okręgu centralnego: y t = Ae βx t (1)
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 szczegółowoREGRESJA I KORELACJA MODEL REGRESJI LINIOWEJ MODEL REGRESJI WIELORAKIEJ. Analiza regresji i korelacji
Statystyka i opracowanie danych Ćwiczenia 5 Izabela Olejarczyk - Wożeńska AGH, WIMiIP, KISIM REGRESJA I KORELACJA MODEL REGRESJI LINIOWEJ MODEL REGRESJI WIELORAKIEJ MODEL REGRESJI LINIOWEJ Analiza regresji
Bardziej szczegółowostrona 1 / 11 Autor: Walesiak Marek Subdyscyplina: Klasyfikacja i analiza danych Publikacje:
Autor: Walesiak Marek Subdyscyplina: Klasyfikacja i analiza danych Publikacje: 1. Autorzy rozdziału: Borys Tadeusz; Strahl Danuta; Walesiak Marek Tytuł rozdziału: Wkład ośrodka wrocławskiego w rozwój teorii
Bardziej szczegółowookladka_168x240_gospodarka_tom4.ai :17:38 okladka_168x240_gospodarka_tom4.ai :17:38 C M Y CM MY CY CMY K
okladka_168x240_gospodarka_tom4.ai 1 2016-04-05 02:17:38 C M Y CM MY CY CMY K http://dx.doi.org/10.18778/7969-968-1.08 8 Elżbieta Antczak* MODELOWANIE ROZWOJU GOSPODARCZEGO MIASTA *Dr, Uniwersytet Łódzki,
Bardziej szczegółowoTESTY NIEPARAMETRYCZNE. 1. Testy równości średnich bez założenia normalności rozkładu zmiennych: Manna-Whitney a i Kruskala-Wallisa.
TESTY NIEPARAMETRYCZNE 1. Testy równości średnich bez założenia normalności rozkładu zmiennych: Manna-Whitney a i Kruskala-Wallisa. Standardowe testy równości średnich wymagają aby badane zmienne losowe
Bardziej szczegółowoOCENA SYTUACJI NA LOKALNYM RYNKU PRACY Z WYKORZYSTANIEM METOD WIELOWYMIAROWEJ ANALIZY PORÓWNAWCZEJ
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVI/3, 2015, str. 7 17 OCENA SYTUACJI NA LOKALNYM RYNKU PRACY Z WYKORZYSTANIEM METOD WIELOWYMIAROWEJ ANALIZY PORÓWNAWCZEJ Piotr Adamczyk Katedra Ekonomii
Bardziej szczegółowoEkonometria. Wprowadzenie do modelowania ekonometrycznego Estymator KMNK. Jakub Mućk. Katedra Ekonomii Ilościowej
Ekonometria Wprowadzenie do modelowania ekonometrycznego Estymator Jakub Mućk Katedra Ekonomii Ilościowej Jakub Mućk Ekonometria Wykład 1 Estymator 1 / 16 Agenda 1 Literatura Zaliczenie przedmiotu 2 Model
Bardziej szczegółowoEkonometryczna analiza popytu na wodę
Jacek Batóg Uniwersytet Szczeciński Ekonometryczna analiza popytu na wodę Jednym z czynników niezbędnych dla funkcjonowania gospodarstw domowych oraz realizacji wielu procesów technologicznych jest woda.
Bardziej szczegółowoAnaliza wydajności pracy w rolnictwie zachodniopomorskim
Jacek Batóg Barbara Batóg Uniwersytet Szczeciński Analiza wydajności pracy w rolnictwie zachodniopomorskim Znaczenie poziomu i dynamiki wydajności pracy odgrywa znaczącą rolę w kształtowaniu wzrostu gospodarczego
Bardziej szczegółowoNarzędzia statystyczne i ekonometryczne. Wykład 1. dr Paweł Baranowski
Narzędzia statystyczne i ekonometryczne Wykład 1 dr Paweł Baranowski Informacje organizacyjne Wydział Ek-Soc, pok. B-109 pawel@baranowski.edu.pl Strona: baranowski.edu.pl (w tym materiały) Konsultacje:
Bardziej szczegółowoTEST STATYSTYCZNY. Jeżeli hipotezę zerową odrzucimy na danym poziomie istotności, to odrzucimy ją na każdym większym poziomie istotności.
TEST STATYSTYCZNY Testem statystycznym nazywamy regułę postępowania rozstrzygająca, przy jakich wynikach z próby hipotezę sprawdzaną H 0 należy odrzucić, a przy jakich nie ma podstaw do jej odrzucenia.
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka
Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka 1 2 3 1. Wprowadzenie do danych panelowych a) Charakterystyka danych panelowych b) Zalety i ograniczenia 2. Modele ekonometryczne danych panelowych a) Model efektów
Bardziej szczegółowoElementy statystyki wielowymiarowej
Wnioskowanie_Statystyczne_-_wykład Spis treści 1 Elementy statystyki wielowymiarowej 1.1 Kowariancja i współczynnik korelacji 1.2 Macierz kowariancji 1.3 Dwumianowy rozkład normalny 1.4 Analiza składowych
Bardziej szczegółowoekonomicznych w rolnictwie
Konrad Ł. Czapiewski Polska Akademia Nauk Zakład Przestrzennego Zagospodarowania i BR Krzysztof Janc Uniwersytet Wrocławski Zakład Zagospodarowania Przestrzennego O roli wykształcenia na roli Przestrzenne
Bardziej szczegółowoEkonometria. Model nieliniowe i funkcja produkcji. Jakub Mućk. Katedra Ekonomii Ilościowej
Ekonometria Model nieliniowe i funkcja produkcji Jakub Mućk Katedra Ekonomii Ilościowej Jakub Mućk Ekonometria Wykład 7 i funkcja produkcji 1 / 23 Agenda 1 2 3 Jakub Mućk Ekonometria Wykład 7 i funkcja
Bardziej szczegółowoAkademia Młodego Ekonomisty
Akademia Młodego Ekonomisty Mierniki dobrobytu gospodarczego Dr Beata Banachowicz Katedra Zarządzania Miastem i Regionem Wydział Zarządzania Uniwersytet Łódzki 27 października 2015 r. Plan wykładu Co to
Bardziej szczegółowoAnaliza współzależności zjawisk
Analiza współzależności zjawisk Informacje ogólne Jednostki tworzące zbiorowość statystyczną charakteryzowane są zazwyczaj za pomocą wielu cech zmiennych, które nierzadko pozostają ze sobą w pewnym związku.
Bardziej szczegółowoKlastry a międzynarodowa konkurencyjność sektorów rolno-żywnościowych w UE. Szczepan Figiel, Justyna Kufel, Dominika Kuberska
Klastry a międzynarodowa konkurencyjność sektorów rolno-żywnościowych w UE Szczepan Figiel, Justyna Kufel, Dominika Kuberska Warszawa, 14 grudzień 2012 Główne zagadnienia Uzasadnienie podjęcia problemu
Bardziej szczegółowoWYKORZYSTANIE METOD STATYSTYCZNEJ ANALIZY PRZESTRZENNEJ W BADANIACH EKONOMICZNYCH
ROBERT PIETRZYKOWSKI WYKORZYSTANIE METOD STATYSTYCZNEJ ANALIZY PRZESTRZENNEJ W BADANIACH EKONOMICZNYCH Streszczenie: Celem artykułu było przybliżenie statystycznych metod przestrzennych. Ze względu na
Bardziej szczegółowoURZĄD STATYSTYCZNY W WARSZAWIE ul. 1 Sierpnia 21, Warszawa PRODUKT KRAJOWY BRUTTO W WOJEWÓDZTWIE MAZOWIECKIM W LATACH
URZĄD STATYSTYCZNY W WARSZAWIE ul. 1 Sierpnia 21, 02-134 Warszawa Informacja sygnalna Data opracowania 20.12.2017 r. Kontakt: e-mail: sekretariatuswaw@stat.gov.pl tel. 22 464 23 15 faks 22 846 76 67 Internet:
Bardziej szczegółowowersja elektroniczna - ibuk
Parteka A. (2015). Dywersyfikacja handlu zagranicznego a rozwój gospodarczy. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN. ISBN 978-83-01-18336-3 wersja elektroniczna - ibuk Opis Czy zróżnicowanie handlu ma znaczenie?
Bardziej szczegółowoPRZESTRZENNY MODEL PANELOWY DLA NAKŁADÓW NADZIAŁALNOŚĆ INNOWACYJNĄ PRZEDSIĘBIORSTW PRZEMYSŁOWYCH W POLSCE W LATACH
A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I DOI: http://dx.doi.org/10.12775/aunc_zarz.2014.022 ZARZĄDZANIE XLI nr 2 (2014) Pierwsza wersja złożona 12.12.2014 ISSN Ostatnia wersja
Bardziej szczegółowoWykorzystanie przestrzennego modelu regresji przełącznikowej w analizie stopy bezrobocia dla Polski
Michał Bernard Pietrzak * Wykorzystanie przestrzennego modelu regresji przełącznikowej w analizie stopy bezrobocia dla Polski Wstęp Cel artykułu stanowi prezentacja oraz praktyczne zastosowanie przestrzennego
Bardziej szczegółowoInstructions for student teams
The EduGIS Academy Use of ICT and GIS in teaching of the biology and geography subjects and environmental education (junior high-school and high school level) Instructions for student teams Additional
Bardziej szczegółowoCzynniki lokalnego rozwoju gospodarczego w Polsce znaczenie polityk miejskich dr Julita Łukomska
Czynniki lokalnego rozwoju gospodarczego w Polsce znaczenie polityk miejskich dr Julita Łukomska Uniwersytet Warszawski Instytut Geografii Społeczno-Ekonomicznej i Gospodarki Przestrzennej Zakład Rozwoju
Bardziej szczegółowoBadania eksperymentalne
Badania eksperymentalne Analiza CONJOINT mgr Agnieszka Zięba Zakład Badań Marketingowych Instytut Statystyki i Demografii Szkoła Główna Handlowa Najpopularniejsze sposoby oceny wyników eksperymentu w schematach
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE REGRESJI LOGISTYCZNEJ DO WYZNACZENIA CECH O NAJWIĘKSZEJ SILE DYSKRYMINACJI WIELKOŚCI WSKAŹNIKÓW POSTĘPU NAUKOWO-TECHNICZNEGO
Inżynieria Rolnicza 8(96)/2007 ZASTOSOWANIE REGRESJI LOGISTYCZNEJ DO WYZNACZENIA CECH O NAJWIĘKSZEJ SILE DYSKRYMINACJI WIELKOŚCI WSKAŹNIKÓW POSTĘPU NAUKOWO-TECHNICZNEGO Agnieszka Prusak, Stanisława Roczkowska-Chmaj
Bardziej szczegółowoSpis treści. Przedmowa... XI. Rozdział 1. Pomiar: jednostki miar... 1. Rozdział 2. Pomiar: liczby i obliczenia liczbowe... 16
Spis treści Przedmowa.......................... XI Rozdział 1. Pomiar: jednostki miar................. 1 1.1. Wielkości fizyczne i pozafizyczne.................. 1 1.2. Spójne układy miar. Układ SI i jego
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA MATEMATYCZNA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA 1. Wykład wstępny. Teoria prawdopodobieństwa i elementy kombinatoryki. Zmienne losowe i ich rozkłady 3. Populacje i próby danych, estymacja parametrów 4. Testowanie hipotez statystycznych
Bardziej szczegółowo