TAKSONOMICZNA ANALIZA ROZWOJU TRANSPORTU DROGOWEGO W POLSCE
|
|
- Mateusz Sadowski
- 6 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Katarzyna CHEBA * TAKSONOMICZNA ANALIZA ROZWOJU TRANSPORTU DROGOWEGO W POLSCE Streszczene Pozom warunk życa ludnośc w Polsce są slne przestrzenne zróżncowane. W pracy na przykładze województw w Polsce podjęta została próba analzy przestrzennego zróżncowana w obszarze dotyczącym transportu, w latach W ramach perwszego etapu badań, ze zboru 20 zmennych dagnostycznych do fnalnego zboru zmennych wytypowano 5 zmennych. W pracy przeprowadzono równeż badana w ujęcu dynamcznym. Słowa kluczowe: prognozowane, przestrzenne zróżncowane, analza taksonomczna 1. WPROWADZENIE Wraz z przekształcenam gospodark, dodatkowo wzmocnonym wstąpenem Polsk do Un Europejskej, obserwowany jest szybk wzrost motoryzacj wynkający ze zwększających sę potrzeb przemeszczana społeczeństwa polskego. Nadal obserwowane jest, choć już w neco mnejszym zakrese, zwększene zanteresowana podróżam drogowym w stosunku do wykorzystana kole jako środka transportu. Istneją równeż ogranczone możlwośc hamowana procesu przenoszena sę przewozów pasażerskch z transportu zborowego na ndywdualne środk transportu na obszarach zurbanzowanych. Na podstawe analzy nformacj dotyczących europejskch prognoz ruchu przewozów, przewduje sę równeż szybk wzrost przewozów transportem lotnczym oraz wolnejszy wzrost ruchu drogowego stablzację lub newelk wzrost zapotrzebowana na transport kolejowy. Jak wynka z prognoz dotyczących wzrostu przewozów w UE-25, w tzw. najbardzej prawdopodobnym scenaruszu przewduje sę, przy wzrośce PKB o 52% wzrost przewozów w latach dotyczący [4]: a) przewozów ładunków: ogółem o 50%; transportem drogowym o 55%; koleją o 13%; b) ruchu osób: ogółem o 35%; samochodam osobowym o 36%; przewozy transportem lotnczym wzrosną o 108%. Te przewdywane zmany pownny spowodować: wzrost udzału transportu drogowego z 43% do 45%; spadek udzału kole z 11% do 8% spadek żeglug śródlądowej z 4% do 3%. neznaczny wzrost udzału samochodu osobowego w przewozach osób (z 76% do 77%); * Zachodnopomorsk Unwersytet Ekonomczny, Wydzał Ekonomczny Praca naukowa fnansowana ze środków na naukę w latach jako projekt badawczy. 97
2 oraz wzrost udzału transportu lotnczego w przewozach osób (z 8 do 11%); spadek udzału transportu zborowego w przewozach osób (z 16 do 12%). Przewdywana te stały sę podstawą do przeprowadzena przedstawonych w pracy, badań dotyczących wykorzystana w przewdywanu rozwoju transportu drogowego w Polsce metod welowymarowej analzy porównawczej, naczej metod taksonomcznych. Celem badań jest próba wyznaczena śceżek rozwoju w obszarze zwązanym z transportem drogowym w Polsce. 2. MATERAŁ I METODY Podstawę nformacyjną badań stanowły dane statystyczne z lat , zgromadzone w Banku Danych Regonalnych GUS. Analze poddano dostępne nformacje statystyczne zawerające zmenne dotyczące obszaru zwązanego z transportem drogowym. Utworzony bank danych zawerał 17 cech dagnostycznych. Zebrane nformacje statystyczne poddane zostały wstępnej analze. Przyjęto, że ostateczny zbór cech zawerać będze zmenne [8]: charakteryzujące sę wysoką zmennoścą przestrzenną, o nskm skorelowanu w ramach wyodrębnonej grupy, o asymetrycznym rozkładze. Ze zboru potencjalnych cech dagnostycznych wyelmnowano zmenne ne spełnające przyjętych kryterów formalnych merytorycznych. Wszystke zmenne uwzględnone w badanu mały postać wskaźnków natężena. Do wyboru reprezentantów poszczególnych grup zastosowano metodę parametryczną Z. Hellwga [1]. Po wyznaczenu macerzy współczynnków korelacj pomędzy poszczególnym zmennym, dokonano podzału wszystkch zmennych na grupy zawerające zmenne centralne wraz ze zmennym sateltarnym oraz tzw. zmenne zolowane. Ostateczny zbór zmennych utworzyły te cechy (centralne zolowane), których częstotlwość występowana w całym analzowanym okrese była najwększa. Do ostatecznego zboru zmennych dagnostycznych, który stał sę podstawą do dalszych badań emprycznych zakwalfkowano pęć zmennych. Wykaz cech tworzących fnalny zbór przedstawono w tabel 1. Tabela 1. Zmenne tworzące ostateczny zbór zmennych Symbol Nazwa zmennej zmennej X 1 drog mejske o twardej nawerzchn na 100 km 2 X 2 drog zamejske o twardej nawerzchn ulepszonej na 100 km 2 X 3 lczba samochodów osobowych zarejestrowanych na 1000 meszkańców X 4 lczba samochodów cężarowych zarejestrowanych na 1000 meszkańców lczba motocykl zarejestrowanych na 1000 meszkańców X 5 Źródło: Bank Danych Regonalnych, dane z lat , GUS, Warszawa Analza wartośc zmennych w analzowanych latach , pozwala zauważyć wzrost wartośc średnch dla wszystkch cech tworzących fnalny zbór zmennych dagnostycznych; najwyższy w przypadku zmennych dotyczących lczby samochodów osobowych zarejestrowanych na 1000 meszkańców (wzrost o 47,32% w roku 2008 w stosunku do roku 2002) oraz lczby samochodów cężarowych zarejestrowanych na 1000 meszkańców (wzrost o 27,32% w roku 2008 w stosunku do roku 2002), a najnższy w przypadku lczby motocykl zarejestrowanych na 1000 meszkańców (jedyne o 1,25% w 2008 roku w porównanu z rokem 2002). 98
3 Dodatkowo w województwach, w których występują duże aglomeracje mejske odsetek lczby samochodów zarejestrowanych na 1000 meszkańców jest wyższy od średnej, są to województwa: welkopolske (484,3 samochody osobowe zarejestrowane na 1000 meszkańców w 2008 roku), mazowecke (484,0), opolske (448,5). Na czwartym mejscu znalazło sę równeż jedno z mnejszych województw lubuske, w którym lczba samochodów osobowych zarejestrowanych na 1000 meszkańców wynosła 436,7. Kształtowane sę badanych zmennych przedstawono na rysunkach 1-3. Natomast podstawowe charakterystyk opsowe analzowanych zmennych przedstawono w tabel 2. 18,4 18,0 17,6 17,2 16,8 16, Rys. 1. Średna powerzchna dróg mejskch o twardej nawerzchn na 100 km 2 w latach Źródło: opracowane własne. 62,0 61,0 60,0 59,0 58,0 57,0 56, Rys. 2. Średna powerzchna dróg zamejskch o twardej nawerzchn ulepszonej na 100 km 2 w latach Źródło: opracowane własne. 99
4 1 000,0 100,0 10, x3 x4 x5 Rys. 3. Średna lczba samochodów osobowych (x3), samochodów cężarowych (x4) oraz motocykl (x5) zarejestrowanych na 1000 meszkańców w latach Źródło: opracowane własne. Tabela 2. Podstawowe charakterystyk opsowe cech tworzących fnalny zbór zmennych dagnostycznych Symbol Charakterystyk zmennej opsowe średna 17,04 17,13 17,56 17,81 17,89 18,11 18,23 X 1 współczynnk zmennośc 93,16 90,44 90,76 90,27 89,34 87,59 86,43 (w %) asymetra 3,30 3,29 3,29 3,31 3,30 3,30 3,28 średna 57,41 57,16 58,10 58,73 59,27 60,24 60,96 X 2 współczynnk zmennośc 26,33 26,83 27,25 27,48 27,59 27,99 28,50 (w %) asymetra 0,72 0,65 0,76 0,76 0,75 0,81 0,81 średna 280,24 285,53 306,88 315,98 343,59 374,65 412,84 X 3 współczynnk zmennośc 11,13 11,80 10,74 10,51 10,47 10,18 10,04 (w %) asymetra 0,73 0,94 0,99 0,28 0,59 0,72 0,75 X 4 współczynnk średna 53,70 57,04 58,93 57,35 60,00 63,46 68,37 zmennośc 20,13 22,16 22,05 19,42 17,68 16,99 16,28 (w %) asymetra 1,66 1,80 1,83 1,56 1,53 1,41 1,40 średna 24,58 23,37 23,16 20,86 21,66 22,72 24,89 X 5 współczynnk zmennośc 33,91 28,92 28,85 23,46 23,02 21,87 21,83 (w %) asymetra 0,51-0,06-0,07-0,10 0,02 0,03 0,16 Źródło: Oblczena własne. Wyodrębnone zmenne stały sę podstawą umożlwającą porównane oraz klasyfkację wyodrębnonych jednostek przestrzennych (województw) na grupy o podobnym pozome w obszarze obejmującym transport drogowy. 100
5 3. WYNIKI I DYSKUSJA Prowadząc analzę porównawczą welu podmotów opsanych za pomocą welu cech dagnostycznych napotyka sę na szereg trudnośc. Dobrym rozwązanem wydaje sę wówczas zastosowane metod welowymarowej analzy porównawczej, naczej metod taksonomcznych [2]. Taksonomczny mernk rozwoju wyznaczono na podstawe znormalzowanych wartośc cech dagnostycznych, na podstawe wzoru [3]: K 1 z = z k K k= 1 (1) gdze: z wartość taksonomcznego mernka rozwoju dla -tego obektu, z k znormalzowana wartość k-tej cechy w -tym obekce, K lczba rozpatrywanych cech. Natomast za podstawę normalzacj poszczególnych cech przyjęto wartośc średne wyznaczone w oparcu o nformacje statystyczne dla 16 analzowanych województw w perwszym roku analzy, tj. w Badana przeprowadzono w ujęcu dynamcznym dla wszystkch analzowanych lat. Podzał województw na grupy typologczne poprzedzono oceną zdolnośc wyznaczonego mernka rozwoju do grupowana badanych jednostek. W tym celu wykorzystano zaproponowaną przez A. Sokołowskego marę oceny dyskrymnacyjnych właścwośc zmennych wyznaczoną na podstawe wzoru [3]: G = 1 gdze: R = max z mn z, { } { } N 1 z z mn R (2) + 1 = 1 N, 1 1 N lczba obektów. Wskaźnk G jest unormowany w tak sposób, że: 1 0 G 1 N 1 (3) Wysoke wartośc tego mernka wskazują na dużą zdolność taksonomcznego mernka rozwoju do grupowana porównywanych obektów. Wartość mary G, określająca zdolność mernka rozwoju do grupowana badanych województw wynosła w kolejnych latach: 0,51; 0,44; 0,44; 0,51; 0,49; 0,49; 0,48, co oznacza, że mernk ten ma dość dobrą zdolność do podzału województw na grupy typologczne w kolejnych latach. Wyznaczone wartośc taksonomcznego mernka rozwoju umożlwły uporządkowane województw ze względu na pozom rozwoju w obszarze zwązanym z transportem drogowym. W tabel 3 przedstawono wynk uporządkowana województw według wartośc syntetycznych mernków w latach W tabel tej przedstawono otrzymane wartośc dla trzech analzowanych lat 2002, 2005 oraz
6 Tabela 3. Województwa uporządkowane wedłu synetycznego mernka w obszarze zwązanym z transportem drogowym w trzech wybranych latach, w 2002, 2005 oraz 2008 r. L.p województwo z województwo z województwo z 1. śląske 1,600 śląske 1,619 śląske 1, małopolske 1,220 małopolske 1,216 małopolske 1, welkopolske 1,078 mazowecke 1,095 welkopolske 1, mazowecke 1,060 welkopolske 1,094 mazowecke 1, łódzke 1,029 łódzke 1,032 łódzke 1, dolnośląske 1,021 śwętokrzyske 1,020 śwętokrzyske 1, kujawskopomorske 0,991 dolnośląske 1,007 dolnośląske 1, śwętokrzyske 0,951 podkarpacke 0,980 podkarpacke 0, kujawskopomorske podkarpacke 0,927 opolske 0,930 0, warmńsko- 11. mazurske 0,922 lubuske 0,924 opolske 0,922 kujawskopomorske lubelske 0,913 0,911 lubuske 0, pomorske 0,896 pomorske 0,895 pomorske 0, zachodnopomorske 0,880 lubelske 0,893 lubelske 0, opolske 0,878 zachodnopomorske 0,827 lubuske 0,843 podlaske 0,779 podlaske 0,790 Źródło: opracowane własne zachodnopomorske 0,861 warmńskomazurske 0,796 warmńskomazurske 0,778 podlaske 0,759 Obekty uporządkowane według malejących wartośc taksonomcznego mernka rozwoju podzelono na grupy o podobnym pozome rozwoju badanego zjawska. W pracy zbór wszystkch analzowanych województw podzelono na 4 grupy, obejmujące obekty o wartoścach mernka rozwoju z następujących przedzałów: grupa 1 województw, dla których z z +, S z grupa 2 województw, dla których z + S > z z, grupa 3 województw, dla których z > z z, z S z grupa 4 województw, dla których z < z S z. Wynk grupowana województw, dla trzech spośród sedmu analzowanych okresów przedstawono w tabel 4. Tabela 4. Klasyfkacja województw według taksonomcznego mernka rozwoju w 2002, 2005 oraz 2008 r. Grupa I śląske, małopolske śląske, małopolske śląske, małopolske II welkopolske, mazowecke, łódzke, dolnośląske mazowecke, welkopolske, łódzke, śwętokrzyske, dolnośląske welkopolske, mazowecke, łódzke, śwętokrzyske, dolnośląske 102
7 III kujawsko-pomorske, śwętokrzyske, podkarpacke, warmńskomazurske, lubelske, pomorske, zachodnopomorske, opolske, lubuske podkarpacke, opolske, lubuske, kujawskopomorske, pomorske, lubelske, zachodnopomorske IV podlaske podlaske, warmńskomazurske Źródło: opracowane własne podkarpacke, kujawskopomorske, opolske, lubuske, pomorske, lubelske, zachodnopomorske, warmńsko-mazurske, podlaske Na podstawe przeprowadzonej analzy można stwerdzć, że skład poszczególnych grup w kolejnych badanych latach neznaczne sę zmena. Jedyne w przypadku perwszej grupy, do której zalczono województwa śląske małopolske zaobserwowano nezmenny skład w kolejnych analzowanych latach. Do grupy województw tworzących drugą grupę typologczną, oprócz takch województw jak: welkopolske, mazowecke, łódzke oraz dolnośląskego, dołączyło także województwo śwętokrzyske. Najlcznejszą grupę stanową województwa zaklasyfkowane do trzecej grupy typologcznej; w kolejnych analzowanych latach w grupe tej znalazło sę: 9, 7 7 województw. W ostatnej grupe typologcznej oprócz województwa podlaskego znalazło sę także województwo warmńsko-mazurske. W dalszej częśc pracy, dotychczas przedstawone rozważana uzupełnono o badana w ujęcu dynamcznym. Uwzględnene w badanach przestrzennego zróżncowana czasu, pozwolło dzęk możlwośc wykorzystana metod analzy szeregów czasowych na wyodrębnene województw, w których można zaobserwować poprawę w obszarze obejmującym transport, województw o stałym pozome oraz tych, dla których następuje pogarszane warunków w analzowanym obszarze [7]. W wynku przyjętego sposobu przekształcena rozpatrywane zmenne merzone są na skal przedzałowej. W zwązku z tym analzę dynamczną przeprowadzono z wykorzystanem metod, które można stosować w przypadku tego typu skal [5]. Analza dynamk została przeprowadzona przy użycu bezwzględnych przyrostów łańcuchowych na podstawe wzoru [6]: ( t+ 1, t) = zt+ 1 zt ( = 1,,16; t = 1,, 6) (4) gdze: - przyrost bezwzględny łańcuchowy zmennej syntetycznej Z dla obektu ( t + 1, t ) oblczony dla jednostek czasu t t+1. Następne wyznaczono średne tempo zman w czase na podstawe wzoru: z7 z1 G = ( = 1,, 16) (5) 6 gdze: G średne tempo zman w czase zmennej syntetycznej Z dla obektu. Charakterystyk opsowe średnego tempa zman dla 16 analzowanych województw w latach dla grupy mernków opsujących transport drogowy przedstawono w tabel 5. Tabela 5. Charakterystyk opsowe średnego tempa zman w latach zmennej syntetycznej Charakterystyk opsowe Średna Odchylene Współczynnk Medana Maksmum Mnmum arytmetyczna standardowe zmennośc (w %) 0,0297 0, ,68 0,0307 0,0424 0,0038 Źródło: oblczena własne. 103
8 Z nformacj przedstawonych w tabel wynka, że średne tempo zman w latach charakteryzuje sę asymetrą lewostronną. Wartość medany (0,0307) wyższa od średnej arytmetycznej (0,0297) oznacza, że wększa lczba województw (9 województw) osągała w analzowanym okrese, wyższe tempo rozwoju w obszarze zwązanym z transportem drogowym nż średna. Zaobserwowano jeden wyraźny moment obnżena średnej arytmetycznej przyrostów bezwzględnych w 2005 roku (do pozomu -0,0129) oraz wyraźny wzrost w kolejnych latach. Kształtowane sę średnego tempa zman (w stosunku do pozomu z 2002 roku) w latach przedstawono równeż na rysunku 4. 0,045 0,04 0,035 0,03 0,025 0,02 0,015 0,01 0, Rys. 4. Średne tempo zman (w stosunku do pozomu z 2002 r.) w latach Źródło: opracowane własne. Kolejnym etapem badań było dopasowane do danych rzeczywstych funkcj trendu opsującej obszar zwązany z transportem drogowym na podstawe, której można następne wyznaczać prognozy poprzez ekstrapolację trendu. W tabel 6 zameszczono wartośc z t (t = 1,, 7) zmennej syntetycznej Z dla wszystkch badanych województw w latach W tabel tej zameszczono równeż charakterystyk opsowe badanej zmennej. Wartośc powyżej jeden oznaczają poprawę warunków w obszarze zwązanym z transportem w porównanu do średnego pozomu wyznaczonego dla województw w stosunku do pozomu z 2002 roku. Tabela 6. Wartośc zmennej syntetycznyej w latach Rok Z t 1,0000 1,0065 1,0354 1,0225 1,0614 1,1111 1,1781 Charakterystyk opsowe Średna Odchylene Medana Wartość Wartość arytmetyczna standardowe najmnejsza najwększa 1,0593 0,0646 1,0354 1,0000 1,1781 Źródło: oblczena własne. Wyznaczone wartośc badanej zmennej syntetycznej wykorzystano do oszacowana funkcj trendu najlepej opsującej obszar obejmujący transport drogowy. Wynk tego etapu badana przedstawono w tabel 7. Oprócz wartośc statystyk t-studenta znajdujących sę pod ocenam parametrów, w tabel zameszczono równeż wartość współczynnka determnacj oraz współczynnka zmennośc. Najlepej dopasowaną funkcją trendu okazał sę trend welomanowy stopna trzecego. W zwązku z tym, że wartość oszacowana parametru przy najwyższej potędze jest dodatna, można zatem stwerdzć, że średn pozom w obszarze 104
9 zwązanym z transportem drogowym w stosunku do wartośc maksymalnych, możlwych do osągnęca w danym roku, od pewnego momentu wzrastał. Tabela 7. Funkcje trendu dla zmennej syntetycznej opsujących obszar zwązany z transportem w województwach w latach zˆ t 1 = 0,0275t+ 0, 9494 (0,0053) Równane funkcj trendu (0,0236) 2 ˆ = 0,0061t 0,0211t + (0,0015) (0,0125) (0,0218) Współczynnk determnacj Współczynnk zmennośc (w %) 0,8448 2,63 z t 2 1, ,9686 1,32 zˆ t + 0,9836 1, = 0,0013t 0,0098t + 0,0330t 0, 9747 (0,0008) (0,0096) (0,0342) (0,0339) ln zˆ t 4 = 0,0111t 0, 0120 (0,0020) (0,0091) 2 5 = 0,0023t 0,0074t 0, 0078 (0,0053) (0,0050) (0,0087) 0,8566 1,07 ln zˆ t + 0,9687 0,56 ln zˆ t 0,9814 0, = 0,00005t 0,0035t + 0,0125t 0, 0097 (0,0003) (0,0041) (0,0146) (0,0145) Źródło: oblczena własne. Kształtowane sę wartośc teoretycznych wyznaczonych na podstawe trendu welomanowego trzecego stopna oraz wartośc rzeczywstych syntetycznego mernka rozwoju w latach , przedstawono na rysunku 5. 1,2 1,15 1,1 1,05 1 0, wartośc rzeczywste wartośc teoretyczne Rys. 5. Funkcja trendu wyznaczona dla obszaru zwązanego z transportem (w stosunku do zmenającej sę wartośc najwększej) w latach Źródło: oblczena własne. 5. PODSUMOWANIE Przedstawone w pracy rozważana dotyczące analzy dynamcznej zmennej syntetycznej obejmującej cechy dagnostyczne z obszaru zwązanego z transportem drogowym zebrane dla województw w Polsce, mogą stanowć podstawę do wyznaczena śceżek rozwoju w tym obszarze na kolejne lata poprzez ekstrapolację trendów zaobserwowanych w przeszłośc. W kolejnej tabel przedstawono wartośc prognoz zmennej syntetycznej w analzowanym obszarze na lata
10 Tabela 6. Wartośc prognoz zmennej syntetycznej (w porównanu z pozomem z 2002 roku) na lata ,2896 1,4430 1,6481 Źródło: oblczena własne. Wyznaczone dla lat prognozy wykazują tendencję wzrostową. Oznacza to, że w kolejnych latach będze mała najprawdopodobnej mejsce, poprawa w obszarze dotyczącym transportu drogowego w odnesenu do sytuacj z 2002 roku. Celem przedstawonej w pracy analzy dynamcznej w obszarze zwązanym z transportem drogowym w Polsce w latach było przede wszystkm wyznaczene śceżek rozwoju na kolejne lata Uzyskane wynk bardzo slne zależą od przyjętych rozwązań metodologcznych, przede wszystkm od zakresu wykorzystywanych danych statystycznych [8]. Wszystke analzowane województwa wykazały w badanym okrese wzrost wartośc zmennej syntetycznej. Bardzo podobna jest równeż kolejność województw uszeregowanych pod względem taksonomcznego mernka rozwoju. We wszystkch analzowanych latach w perwszej grupe typologcznej (z w wartoścam powyżej średnej), znalazły sę dwa te same województwa: śląske oraz małopolske. W wynku wyznaczena trendów zmennej syntetycznej najwyższe dopasowane (określone na podstawe współczynnka determnacj), otrzymano w przypadku trendu welomanowego trzecego stopna. Oznacza to wzrost od pewnego momentu w porównanu z 2002 rokem w analzowanym obszarze. LITERATURA [1.] Hellwg Z., 1981, Welowymarowa analza porównawcza jej zastosowane w badanach welocechowych obektów gospodarczych, PWE, Warszawa [2.] Młodak A., 2006, Analza taksonomczna w statystyce regonalnej, Dfn, Warszawa. [3.] Nowak E., 1990, Metody taksonomczne w klasyfkacj obektów społeczno-gospodarczych, PWE, Warszawa. [4.] Suchorzewsk W., 2010, Wzja struktury transportu oraz rozwoju sec transportowych do roku 2033, Ekspertyzy do Koncepcj Przestrzennego zagospodarowana kraju , ult.aspx [5.] Walesak M., 1990, Syntetyczne badana porównawcze w śwetle teor pomaru, Przegląd Statystyczny, z [6.] Zelaś A. (red.)., 1991, Ekonometra przestrzenna, PWE, Warszawa. [7.] Zelaś A. (red.), 2004, Pozom życa w Polsce w krajach Un Europejskej, PWE, Warszawa. [8.] Zelaś A. (red.), 2000, Taksonomczna analza przestrzennego zróżncowana pozomu życa w Polsce w ujęcu dynamcznym, AE,Kraków. TAXONOMIC ANALYSIS OF ROAD TRANSPORT DEVELOPMENT IN POLAND Abstract The level and lvng condtons n Poland are hghly spatally dfferentated. In ths paper has been made an attempt to analyse the spatal varaton n the area of transport for vovodshps n Poland, n In the frst research stage, from a set of 20 dagnostc features to the fnal varables set were selected 5 varables. The study was also conducted research n a dynamc approach. Key words: forecastng, spatal dfferentaton, taxonomc analyss 106
FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Folia Pomer. Univ. Technol. Stetin. 2011, Oeconomica 285 (62), 37 44
FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Fola Pomer. Unv. Technol. Stetn. 2011, Oeconomca 285 (62), 37 44 Katarzyna Cheba TAKSONOMICZNA ANALIZA PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE METOD WAP DO OCENY POZIOMU PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA ROZWOJU ROLNICTWA W POLSCE
Inżynera Rolncza 1(126)/2011 ZASTOSOWANIE METOD WAP DO OCENY POZIOMU PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA ROZWOJU ROLNICTWA W POLSCE Katedra Zastosowań Matematyk Informatyk, Unwersytet Przyrodnczy w Lublne w Lublne
Bardziej szczegółowoPRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW POZIOMU ŻYCIA MIESZKAŃCÓW MIAST ŚREDNIEJ WIELKOŚCI A SYSTEM LOGISTYCZNY MIASTA 1
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XI/2, 2010, str. 102 111 PRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW POZIOMU ŻYCIA MIESZKAŃCÓW MIAST ŚREDNIEJ WIELKOŚCI A SYSTEM LOGISTYCZNY MIASTA 1
Bardziej szczegółowoROLNICTWO W REGIONACH. WIELOWYMIAROWE SPOJRZENIE W UJĘCIU DYNAMICZNYM
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XV/1, 2016, str. 98 108 ROLNICTWO W REGIONACH. WIELOWYMIAROWE SPOJRZENIE W UJĘCIU DYNAMICZNYM Agneszka Sompolska-Rzechuła Katedra Zastosowań Matematyk w Ekonom
Bardziej szczegółowoMETODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównanie obiektów przy ocenie wielokryterialnej. Ranking obiektów.
Opracowane: Dorota Mszczyńska METODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównane obektów przy ocene welokryteralnej. Rankng obektów. Porównane wybranych obektów (warantów decyzyjnych) ze względu na różne cechy (krytera)
Bardziej szczegółowoMIARA ZRÓŻNICOWANIA WYPOSAŻENIA GOSPODARSTW ROLNYCH W TECHNICZNE ŚRODKI PRODUKCJI
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XIII/1, 2012, str. 204 211 MIARA ZRÓŻNICOWANIA WYPOSAŻENIA GOSPODARSTW ROLNYCH W TECHNICZNE ŚRODKI PRODUKCJI Janna Szewczyk Katedra Statystyk Matematycznej,
Bardziej szczegółowoOcena stopnia zagrożenia bezrobociem województw Polski w latach
Zeszyty Unwersytet Ekonomczny w Krakowe Naukowe 4 (94) ISSN 1898-6447 Zesz. Nauk. UEK, 15; 4 (94): 145 161 OI: 1.15678/ZNUEK.15.94.411 Monka Mśkewcz-Nawrocka Katarzyna Zeug-Żebro Katedra Matematyk Unwersytet
Bardziej szczegółowoProcedura normalizacji
Metody Badań w Geograf Społeczno Ekonomcznej Procedura normalzacj Budowane macerzy danych geografcznych mgr Marcn Semczuk Zakład Przedsęborczośc Gospodark Przestrzennej Instytut Geograf Unwersytet Pedagogczny
Bardziej szczegółowoVI MISTRZOSTWA POLSKI URZĘDÓW MARSZAŁKOWSKICH W PIŁCE NOŻNEJ LUBELSKIE 2013 ZAMOŚĆ, września 2013 r. KOMUNIKAT KOŃCOWY
KOMUNKAT KOŃCOWY Gr. A Gr. B A. LUBELSKE B. ŚLĄSKE A. ŁÓDZKE B. ZACHODNOPOMORSKE A. KUJAWSKO-POMORSKE B. PODKARPACKE A. MAZOWECKE B. MAŁOPOLSKE Gr. C Gr. D _ C. OPOLSKE D. DOLNOŚLĄSKE C. WARMŃSKO-MAZURSKE
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA MIĘDZYNARODOWA
STATYSTYKA MIĘDZYNARODOWA Marcn SALAMAGA Analza porównawcza rozwoju regonalnego krajów Grupy Wyszehradzkej Grupa Wyszehradzka jest przykładem regonalnego porozumena w zakrese współpracy na płaszczy ne
Bardziej szczegółowoKształtowanie się firm informatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu
PRACE KOMISJI GEOGRAFII PRZEMY SŁU Nr 7 WARSZAWA KRAKÓW 2004 Akadema Pedagogczna, Kraków Kształtowane sę frm nformatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu Postępujący proces rozwoju
Bardziej szczegółowoAnaliza i diagnoza sytuacji finansowej wybranych branż notowanych na Warszawskiej Giełdzie Papierów Wartościowych w latach
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Analza dagnoza sytuacj fnansowej wybranych branż notowanych na Warszawskej Gełdze Paperów Wartoścowych w latach 997-998 W artykule podjęta została próba analzy dagnozy
Bardziej szczegółowoJournal of Agribusiness and Rural Development
ISSN 1899-5772 Journal of Agrbusness and Rural Development www.jard.edu.pl 1(19) 2011, 37-46 ZRÓŻNICOWANIE STANU ŚRODOWISKA NATURALNEGO W POLSCE Monka Jaworska, Mlena Rusn Unwersytet Rolnczy m. Hugona
Bardziej szczegółowoTYPOLOGIA STRUKTURY AGRARNEJ WOJEWÓDZTW W UJ CIU DYNAMICZNYM Z ZASTOSOWANIEM KLASYFIKACJI ROZMYTEJ
METODY ILO CIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XII, 2011, str. TYPOLOGIA STRUKTURY AGRARNEJ WOJEWÓDZTW W UJ CIU DYNAMICZNYM Z ZASTOSOWANIEM KLASYFIKACJI ROZMYTEJ Jadwga Bo ek Katedra Statystyk Matematycznej,
Bardziej szczegółowoKURS STATYSTYKA. Lekcja 1 Statystyka opisowa ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 1 Statystyka opsowa ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 W statystyce opsowej mamy pełne nformacje
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 7 . Zmenne dyskretne Kontrasty: efekty progowe, kontrasty w odchylenach Interakcje. Przyblżane model nelnowych Stosowane do zmennych dyskretnych o uporządkowanych
Bardziej szczegółowoANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVI/3, 2015, str. 248 257 ANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ Sławomr
Bardziej szczegółowoAnaliza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009
Mara Konopka Katedra Ekonomk Organzacj Przedsęborstw Szkoła Główna Gospodarstwa Wejskego w Warszawe Analza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009 Wstęp Polska prywatyzacja
Bardziej szczegółowoPROGNOZOWANIE SPRZEDAŻY Z ZASTOSOWANIEM ROZKŁADU GAMMA Z KOREKCJĄ ZE WZGLĘDU NA WAHANIA SEZONOWE
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36 Krzysztof Dmytrów * Marusz Doszyń ** Unwersytet Szczecńsk PROGNOZOWANIE SPRZEDAŻY Z ZASTOSOWANIEM ROZKŁADU GAMMA Z KOREKCJĄ ZE WZGLĘDU NA
Bardziej szczegółowoANALIZA KORELACJI WYDATKÓW NA KULTURĘ Z BUDŻETU GMIN ORAZ WYKSZTAŁCENIA RADNYCH
Potr Mchalsk Węzeł Centralny OŻK-SB 25.12.2013 rok ANALIZA KORELACJI WYDATKÓW NA KULTURĘ Z BUDŻETU GMIN ORAZ WYKSZTAŁCENIA RADNYCH Celem ponższej analzy jest odpowedź na pytane: czy wykształcene radnych
Bardziej szczegółowoPROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO
Zeszyty Naukowe Szkoły Głównej Gospodarstwa Wejskego w Warszawe Scentfc Journal Warsaw Unversty of Lfe Scences SGGW PROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO PROBLEMS OF WORLD AGRICULTURE ISSN 2081-6960 eissn 2544-0659
Bardziej szczegółowoWeryfikacja hipotez dla wielu populacji
Weryfkacja hpotez dla welu populacj Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Intelgencj Metod Matematycznych Wydzał Informatyk Poltechnk Szczecńskej 5. Parametryczne testy stotnośc w
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE METOD EKONOMETRYCZNYCH DO BADANIA HETEROGENICZNOŚCI OBIEKTÓW
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 31 Marusz Doszyń Unwersytet Szczecńsk ZASTOSOWANIE METOD EKONOMETRYCZNYCH DO BADANIA HETEROGENICZNOŚCI OBIEKTÓW Streszczene W artykule scharakteryzowano
Bardziej szczegółowoZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW POLSKI WSCHODNIEJ
Studa Materały. Mscellanea Oeconomcae Rok 19, Nr 4/2015, tom I Wydzał Zarządzana Admnstracj Unwersytetu Jana Kochanowskego w Kelcach Zntegrowane podejśce do spójnośc rola statystyk publcznej Paweł Dykas
Bardziej szczegółowoANALIZA WPŁYWU OBSERWACJI NIETYPOWYCH NA WYNIKI MODELOWANIA REGIONALNEJ WYDAJNOŚCI PRACY
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36, T. 1 Barbara Batóg *, Jacek Batóg ** Unwersytet Szczecńsk ANALIZA WPŁYWU OBSERWACJI NIETYPOWYCH NA WYNIKI MODELOWANIA REGIONALNEJ WYDAJNOŚCI
Bardziej szczegółowoA 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 EKONOMIA XXXIX NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZTYT 389 TORUŃ 2009.
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 EKONOMIA XXXIX NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZTYT 389 TORUŃ 2009 Unwersytet Mkołaja Kopernka w Torunu Katedra Ekonometr Statystyk Elżbeta
Bardziej szczegółowoAnaliza rodzajów skutków i krytyczności uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 1629A
Analza rodzajów skutków krytycznośc uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 629A Celem analzy krytycznośc jest szeregowane potencjalnych rodzajów uszkodzeń zdentyfkowanych zgodne z zasadam FMEA na podstawe
Bardziej szczegółowoAnaliza regionalnych zmian wydajności pracy w Polsce w latach
Jacek Batóg Barbara Batóg Unwersytet Szczecńsk Analza regonalnych zman wydajnośc pracy w Polsce w latach 1998-2005 Wstęp Dotychczasowe osągnęca w zakrese teor ekonom oraz wynk przeprowadzanych badań emprycznych
Bardziej szczegółowoFOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS OCENA ATRAKCYJNOŚCI TURYSTYCZNEJ WOJEWÓDZTW W POLSCE
FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Fola Pomer. Unv. Technol. Stetn., Oeconomca 2015, 317(78)1, 5 16 Iwona Bąk, Beata Szczecńska* OCENA ATRAKCYJNOŚCI TURYSTYCZNEJ WOJEWÓDZTW W POLSCE
Bardziej szczegółowoBADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG20
Darusz Letkowsk Unwersytet Łódzk BADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG0 Wprowadzene Teora wyboru efektywnego portfela nwestycyjnego zaproponowana przez H. Markowtza oraz jej rozwnęca
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA REGIONALNA
ЕЗЮМЕ В,. Т (,,.),. В, 2010. щ,. В -,. STATYSTYKA REGIONALNA Paweł DYKAS Zróżncowane rozwoju powatów w woj. małopolskm W artykule podjęto próbę analzy rozwoju ekonomcznego powatów w woj. małopolskm, wykorzystując
Bardziej szczegółowoANALIZA PRZESTRZENNA PROCESU STARZENIA SIĘ POLSKIEGO SPOŁECZEŃSTWA
TUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36 Katarzyna Zeug-Żebro * Unwersytet Ekonomczny w Katowcach ANALIZA PRZETRZENNA PROCEU TARZENIA IĘ POLKIEGO POŁECZEŃTWA TREZCZENIE Perwsze prawo
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 2(88)/2012
ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW (88)/01 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANIE ASOWEGO OENTU BEZWŁADNOŚCI WZGLĘDE OSI PIONOWEJ DLA SAOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWIE WZORU EPIRYCZNEGO 1. Wstęp asowy moment
Bardziej szczegółowoJournal of Agribusiness and Rural Development
pissn 1899-5241 eissn 1899-5772 Journal of Agrbusness and Rural Development www.jard.edu.pl 1(31) 2014, 151-158 REGIONALNE ZRÓŻNICOWANIE CEN ŻYWCA W SKUPIE W POLSCE W LATACH 2005-2012 Agneszka Tłuczak
Bardziej szczegółowoZadane 1: Wyznacz średne ruchome 3-okresowe z następujących danych obrazujących zużyce energ elektrycznej [kwh] w pewnym zakładze w mesącach styczeń - lpec 1998 r.: 400; 410; 430; 40; 400; 380; 370. Zadane
Bardziej szczegółowoRegionalne zróżnicowanie cen zbóż w Polsce w latach
Agneszka Tłuczak * Regonalne zróżncowane cen zbóż w Polsce w latach 2010 2012 Wstęp Pozom cen produktów rolnych zarówno w skupe, jak tych uzyskwanych przez rolnków na targowskach w dużej merze decyduje
Bardziej szczegółowoFOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Folia Pomer. Univ. Technol. Stetin., Oeconomica 2018, 347(93)4, 17 28
DOI: 10.21005/oe2018.93.4.02 FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Fola Pomer. Unv. Technol. Stetn., Oeconomca 2018, 347(93)4, 17 28 Iwona BĄK, Katarzyna WAWRZYNIAK 1, Anton SOBOLEWSKI
Bardziej szczegółowoNtli Natalia Nehrebecka. Dariusz Szymański. Zajęcia 4
Ntl Natala Nehrebecka Darusz Szymańsk Zajęca 4 1 1. Zmenne dyskretne 3. Modele z nterakcjam 2. Przyblżane model dlnelnowych 2 Zmenne dyskretne Zmenne nomnalne Zmenne uporządkowane 3 Neco bardzej skomplkowana
Bardziej szczegółowoKURS STATYSTYKA. Lekcja 6 Regresja i linie regresji ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 6 Regresja lne regresj ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 Funkcja regresj I rodzaju cechy Y zależnej
Bardziej szczegółowoPraca podkładu kolejowego jako konstrukcji o zmiennym przekroju poprzecznym zagadnienie ekwiwalentnego przekroju
Praca podkładu kolejowego jako konstrukcj o zmennym przekroju poprzecznym zagadnene ekwwalentnego przekroju Work of a ralway sleeper as a structure wth varable cross-secton - the ssue of an equvalent cross-secton
Bardziej szczegółowoZRÓŻNICOWANIE POLSKICH WOJEWÓDZTW ZE WZGLĘDU NA POZIOM INNOWACYJNOŚCI PRZEDSIĘBIORSTW W LATACH WYKORZYSTANIE METOD TAKSONO- MICZNYCH
OPTIMUM. STUDIA EKONOMICZNE NR 2 (86) 2017 dr Marusz MALINOWSKI Wydzał Ekonomczno-Społeczny, Unwersytet Przyrodnczy w Poznanu e-mal: marusz.malnowsk@up.poznan.pl DOI: 10.15290/ose.2017.02.86.12 ZRÓŻNICOWANIE
Bardziej szczegółowoRegionalne zróżnicowanie wykorzystania technologii informacyjno-telekomunikacyjnych w przedsiębiorstwach
dr nż. Jolanta Wojnar Zakład Metod Iloścowych Wydzał Ekonom, Unwersytet Rzeszowsk Regonalne zróżncowane wykorzystana technolog nformacyjno-telekomunkacyjnych w przedsęborstwach WPROWADZENIE Ogólnośwatowe
Bardziej szczegółowoMETODY ANALIZY RYNKU OFE W UJĘCIU DYNAMICZNYM
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK N EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA ANIA NR 0 ARTUR MIKULEC METODY ANALIZY RYNKU OFE W UJĘCIU DYNAMICZNYM Wstęp Taksonoma numeryczna oparta na analze danych loścowych jest jednym
Bardziej szczegółowoWpływ modernizacji gospodarki w sferze działalności proekologicznej na jakość środowiska naturalnego w Polsce w układzie regionalnym
194 Dr Marcn Salamaga Katedra Statystyk Unwersytet Ekonomczny w Krakowe Wpływ modernzacj gospodark w sferze dzałalnośc proekologcznej na jakość środowska naturalnego w Polsce w układze regonalnym WPROWADZENIE
Bardziej szczegółowoPropozycja modyfikacji klasycznego podejścia do analizy gospodarności
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Propozycja modyfkacj klasycznego podejśca do analzy gospodarnośc Przedsęborstwa dysponujące dentycznym zasobam czynnków produkcj oraz dzałające w dentycznych warunkach
Bardziej szczegółowoIzabela Kurzawa, Aleksandra Łuczak, Feliks Wysocki
PRACE NAUKOWE UNIWERSYTETU EKONOMICZNEGO WE WROCŁAWIU RESEARCH PAPERS OF WROCŁAW UNIVERSITY OF ECONOMICS nr 468 2017 Taksonoma 28 ISSN 1899-3192 Klasyfkacja analza danych teora zastosowana e-issn 2392-0041
Bardziej szczegółowoOPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE OPTIMAL INVESTMENT STRATEGY FUNDAMENTAL ANALYSIS
ZESZYTY NAUKOWE POLITECHNIKI ŚLĄSKIEJ 2014 Sera: ORGANIZACJA I ZARZĄDZANIE z. 68 Nr kol. 1905 Adranna MASTALERZ-KODZIS Unwersytet Ekonomczny w Katowcach OPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE
Bardziej szczegółowoEgzamin ze statystyki/ Studia Licencjackie Stacjonarne/ Termin I /czerwiec 2010
Egzamn ze statystyk/ Studa Lcencjacke Stacjonarne/ Termn /czerwec 2010 Uwaga: Przy rozwązywanu zadań, jeśl to koneczne, naleŝy przyjąć pozom stotnośc 0,01 współczynnk ufnośc 0,99 Zadane 1 PonŜsze zestawene
Bardziej szczegółowoKONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE
Adranna Mastalerz-Kodzs Unwersytet Ekonomczny w Katowcach KONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE Wprowadzene W dzałalnośc nstytucj fnansowych, takch
Bardziej szczegółowo± Δ. Podstawowe pojęcia procesu pomiarowego. x rzeczywiste. Określenie jakości poznania rzeczywistości
Podstawowe pojęca procesu pomarowego kreślene jakośc poznana rzeczywstośc Δ zmerzone rzeczywste 17 9 Zalety stosowana elektrycznych przyrządów 1/ 1. możlwość budowy czujnków zamenających werne każdą welkość
Bardziej szczegółowoSYSTEMY UCZĄCE SIĘ WYKŁAD 7. KLASYFIKATORY BAYESA. Dr hab. inż. Grzegorz Dudek Wydział Elektryczny Politechnika Częstochowska.
SYSTEMY UCZĄCE SIĘ WYKŁAD 7. KLASYFIKATORY BAYESA Częstochowa 4 Dr hab. nż. Grzegorz Dudek Wydzał Elektryczny Poltechnka Częstochowska TWIERDZENIE BAYESA Wedza pozyskwana przez metody probablstyczne ma
Bardziej szczegółowoXXX OLIMPIADA FIZYCZNA ETAP III Zadanie doświadczalne
XXX OLIMPIADA FIZYCZNA ETAP III Zadane dośwadczalne ZADANIE D Nazwa zadana: Maszyna analogowa. Dane są:. doda półprzewodnkowa (krzemowa) 2. opornk dekadowy (- 5 Ω ), 3. woltomerz cyfrowy, 4. źródło napęca
Bardziej szczegółowoSYTUACJA KOBIET NA RYNKU PRACY W POLSCE NA TLE KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ ANALIZA STATYSTYCZNA
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVII/1, 2016, str. 20 30 SYTUACJA KOBIET NA RYNKU PRACY W POLSCE NA TLE KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ ANALIZA STATYSTYCZNA Iwona Bąk Katedra Zastosowań Matematyk
Bardziej szczegółowoTeoria niepewności pomiaru (Rachunek niepewności pomiaru) Rodzaje błędów pomiaru
Pomary fzyczne - dokonywane tylko ze skończoną dokładnoścą. Powodem - nedoskonałość przyrządów pomarowych neprecyzyjność naszych zmysłów borących udzał w obserwacjach. Podawane samego tylko wynku pomaru
Bardziej szczegółowoSTARE A NOWE KRAJE UE KONKURENCYJNOŚĆ POLSKIEGO EKSPORTU
Ewa Szymank Katedra Teor Ekonom Akadema Ekonomczna w Krakowe ul. Rakowcka 27, 31-510 Kraków STARE A NOWE KRAJE UE KONKURENCYJNOŚĆ POLSKIEGO EKSPORTU Abstrakt Artykuł przedstawa wynk badań konkurencyjnośc
Bardziej szczegółowoREGIONALNE ZRÓŻNICOWANIE SYTUACJI MIESZKANIOWEJ GOSPODARSTW DOMOWYCH
Meszkalnctwo REGIONALNE ZRÓŻNICOWANIE SYTUACJI MIESZKANIOWEJ GOSPODARSTW DOMOWYCH A r t u r Z m n y 52 Śwat Neruchomośc Meszkalnctwo Wstę Celem nnejszego oracowana jest ustalene rzestrzennego zróżncowana
Bardziej szczegółowoSystem Przeciwdziałania Powstawaniu Bezrobocia na Terenach Słabo Zurbanizowanych SPRAWOZDANIE Z BADAŃ Autor: Joanna Wójcik
Opracowane w ramach projektu System Przecwdzałana Powstawanu Bezroboca na Terenach Słabo Zurbanzowanych ze środków Europejskego Funduszu Społecznego w ramach Incjatywy Wspólnotowej EQUAL PARTNERSTWO NA
Bardziej szczegółowoM-estymacja w badaniu małych przedsiębiorstw *
Zeszyty Unwersytet Ekonomczny w Krakowe Naukowe 1 (949) ISSN 1898-6447 Zesz. Nauk. UEK, 2016; 1 (949): 5 21 DOI: 10.15678/ZNUEK.2016.0949.0101 Grażyna Dehnel Elżbeta Gołata Katedra Statystyk Unwersytet
Bardziej szczegółowoANALIZA PORÓWNAWCZA WYBRANYCH METOD GRUPOWANIA SPÓŁEK GIEŁDOWYCH
Studa Ekonomczne. Zeszyty Naukowe Unwersytetu Ekonomcznego w Katowcach ISSN 2083-8611 Nr 297 2016 Ewa Pośpech Unwersytet Ekonomczny w Katowcach Wydzał Zarządzana Katedra Matematyk posp@ue.katowce.pl ANALIZA
Bardziej szczegółowoNORMALiZACJA ZMIENNYCH W SKALI PRZEDZIAŁOWEJ I ILORAZOWEJ W REFERENCYJNYM SYSTEMIE GRANICZNYM
PRZEGLĄD STATYSTYCZNY R. XLIV - ZESZ\'T 1-1997 DANUTA STRAHL, MAREK WALESIAK NORMALZACJA ZMIENNYCH W SKALI PRZEDZIAŁOWEJ I ILORAZOWEJ W REFERENCYJNYM SYSTEMIE GRANICZNYM l. WPROWADZENIE Przy stosowanu
Bardziej szczegółowoWYKORZYSTANIE WYBRANYCH METOD PORZĄDKOWANIA OBIEKTÓW DO KLASYFIKACJI WOJEWÓDZTW POD KĄTEM ICH POTENCJAŁU INNOWACYJNEGO
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XV/4, 204, str. 9 00 WYKORZYSTANIE WYBRANYCH METOD PORZĄDKOWANIA OBIEKTÓW DO KLASYFIKACJI WOJEWÓDZTW POD KĄTEM ICH POTENCJAŁU INNOWACYJNEGO Anna M. Olszewska,
Bardziej szczegółowoBadanie optymalnego poziomu kapitału i zatrudnienia w polskich przedsiębiorstwach - ocena i klasyfikacja
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Badane optymalnego pozomu kaptału zatrudnena w polskch przedsęborstwach - ocena klasyfkacja Prowadząc dzałalność gospodarczą przedsęborstwa kerują sę jedną z dwóch zasad
Bardziej szczegółowoNatalia Nehrebecka. Zajęcia 3
St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 3 1. Dobroć dopasowana równana regresj. Współczynnk determnacj R Dk Dekompozycja warancj zmennej zależnej ż Współczynnk determnacj R. Zmenne cągłe a
Bardziej szczegółowoPerspektywy zachodniopomorskiego rynku pracy po 1 maja 2011 r.
Perspektywy zachodniopomorskiego rynku pracy po 1 maja 2011 r. Szczecin, 27 kwietnia 2011 r. Podstawowe dane o bezrobociu w województwie zachodniopomorskim wg stanu na koniec marca 2011 roku: STOPA BEZROBOCA
Bardziej szczegółowoPRACE NAUKOWE Uniwersytetu Ekonomicznego we Wrocławiu
PRACE NAUKOWE Unwersytetu Ekonomcznego we Wrocławu RESEARCH PAPERS of Wrocław Unversty of Economcs Nr 439 Problemy ekonom, poltyk ekonomcznej fnansów publcznych Wydawnctwo Unwersytetu Ekonomcznego we Wrocławu
Bardziej szczegółowoTERYTORIALNE ZRÓŻNICOWANIE KAPITAŁU INTELEKTUALNEGO W POLSCE TERRITORIAL DIFFERENTATION OF INTELLECTUAL CAPITAL IN POLAND. Wstęp
STOWARZYSZENIE Terytoralne EKONOMISTÓW zróżncowane ROLNICTWA kaptału ntelektualnego I AGROBIZNESU w Polsce Rocznk Naukowe tom XVII zeszyt 4 131 Magdalena Kowalewska Szkoła Główna Gospodarstwa Wejskego
Bardziej szczegółowoPOMIĘDZY TAK A NIE CZYLI O ROZMYTYM CHARAKTERZE POJĘĆ, METOD I KATEGORII
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XIII/1, 2012, str. 49 57 POMIĘDZY TAK A NIE CZYLI O ROZMYTYM CHARAKTERZE POJĘĆ, METOD I KATEGORII Danuta Bogocz Katedra Statystyk Matematycznej Unwersytet
Bardziej szczegółowoPROSTO O DOPASOWANIU PROSTYCH, CZYLI ANALIZA REGRESJI LINIOWEJ W PRAKTYCE
PROSTO O DOPASOWANIU PROSTYCH, CZYLI ANALIZA REGRESJI LINIOWEJ W PRAKTYCE Janusz Wątroba, StatSoft Polska Sp. z o.o. W nemal wszystkch dzedznach badań emprycznych mamy do czynena ze złożonoścą zjawsk procesów.
Bardziej szczegółowoWYZNACZANIE WSPÓŁCZYNNIKA LEPKOŚCI CIECZY METODĄ STOKESA
WYZNACZANIE WSPÓŁCZYNNIKA LEPKOŚCI CIECZY METODĄ STOKESA. Ops teoretyczny do ćwczena zameszczony jest na strone www.wtc.wat.edu.pl w dzale DYDAKTYKA FIZYKA ĆWICZENIA LABORATORYJNE.. Ops układu pomarowego
Bardziej szczegółowoZa: Stanisław Latoś, Niwelacja trygonometryczna, [w:] Ćwiczenia z geodezji II [red.] J. Beluch
Za: Stansław Latoś, Nwelacja trygonometryczna, [w:] Ćwczena z geodezj II [red.] J. eluch 6.1. Ogólne zasady nwelacj trygonometrycznej. Wprowadzene Nwelacja trygonometryczna, zwana równeż trygonometrycznym
Bardziej szczegółowoPoziom życia ludności na obszarach wiejskich i miejskich w Polsce
Weś Rolnctwo 4 (177)/2017 ISSN 0137-1673 do: 10.7366/wr042017/05 Agneszka Sompolska-Rzechuła, Anna Oleńczuk-Paszel Pozom życa ludnośc na obszarach wejskch mejskch w Polsce Streszczene: Ocena pozomu życa
Bardziej szczegółowoPlan wykładu: Typowe dane. Jednoczynnikowa Analiza wariancji. Zasada: porównać zmienność pomiędzy i wewnątrz grup
Jednoczynnkowa Analza Waranc (ANOVA) Wykład 11 Przypomnene: wykłady zadana kursu były zaczerpnęte z podręcznków: Statystyka dla studentów kerunków techncznych przyrodnczych, J. Koronack, J. Melnczuk, WNT
Bardziej szczegółowoWYKORZYSTANIE SHIFT SHARE ANALYSIS W OPISIE ZMIAN STRUKTURY HONOROWYCH DAWCÓW KRWI W POLSCE
Grażyna Trzpot Anna Ojrzyńska Jacek Szołtysek Sebastan Twaróg Unwersytet Ekonomczny w Katowcach WYKORZYSTANIE SHIFT SHARE ANALYSIS W OPISIE ZMIAN STRUKTURY HONOROWYCH DAWCÓW KRWI W POLSCE Wprowadzene Zapewnene
Bardziej szczegółowoSZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW
SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW Stefan WÓJTOWICZ, Katarzyna BIERNAT ZAKŁAD METROLOGII I BADAŃ NIENISZCZĄCYCH INSTYTUT ELEKTROTECHNIKI ul. Pożaryskego 8, 04-703 Warszawa tel.
Bardziej szczegółowoWPŁYW AKCESJI POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ NA ROZWÓJ ROLNICTWA EKOLOGICZNEGO. Lidia Luty
74 LIDIA LUTY ROCZNIKI NAUKOWE EKONOMII ROLNICTWA I ROZWOJU OBSZARÓW WIEJSKICH, T. 11, z. 1, 214 WPŁYW AKCESJI POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ NA ROZWÓJ ROLNICTWA EKOLOGICZNEGO Lda Lut Katedra Statstk Matematcznej
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE WYBRANYCH ELEMENTÓW ANALIZY FUNDAMENTALNEJ DO WYZNACZANIA PORTFELI OPTYMALNYCH
Adranna Mastalerz-Kodzs Ewa Pośpech Unwersytet Ekonomczny w Katowcach ZASTOSOWANIE WYBRANYCH ELEMENTÓW ANALIZY FUNDAMENTALNEJ DO WYZNACZANIA PORTFELI OPTYMALNYCH Wprowadzene Zagadnene wyznaczana optymalnych
Bardziej szczegółowoZastosowanie wielowymiarowej analizy porównawczej w doborze spó³ek do portfela inwestycyjnego Zastosowanie wielowymiarowej analizy porównawczej...
Adam Waszkowsk * Adam Waszkowsk Zastosowane welowymarowej analzy porównawczej w doborze spó³ek do portfela nwestycyjnego Zastosowane welowymarowej analzy porównawczej... Wstêp Na warszawskej Ge³dze Paperów
Bardziej szczegółowoMATERIAŁY I STUDIA. Zeszyt nr 286. Analiza dyskryminacyjna i regresja logistyczna w procesie oceny zdolności kredytowej przedsiębiorstw
MATERIAŁY I STUDIA Zeszyt nr 86 Analza dyskrymnacyjna regresja logstyczna w procese oceny zdolnośc kredytowej przedsęborstw Robert Jagełło Warszawa, 0 r. Wstęp Robert Jagełło Narodowy Bank Polsk. Składam
Bardziej szczegółowoSIGMA KWADRAT CZWARTY LUBELSKI KONKURS STATYSTYCZNO-DEMOGRAFICZNY
SIGMA KWADRAT CZWARTY LUBELSKI KONKURS STATYSTYCZNO-DEMOGRAFICZNY Opsowa analza struktury zjawsk masowych Demografa statystyka PROJEKT DOFINANSOWANY ZE ŚRODKÓW NARODOWEGO BANKU POLSKIEGO URZĄD STATYSTYCZNY
Bardziej szczegółowowojewództwa zachodniopomorskiego ATTRACTIVENESS OF LABOR MARKETS IN RURAL AREAS IN CONTEXT
200 Rocznk Kamla Naukowe Radlńska Stowarzyszena Ekonomstów Rolnctwa Agrobznesu 2017 tom XIX zeszyt 2 do: 10.5604/01.3001.0010.1189 wpłynęło: 04.05.2017 akceptacja: 19.06.2017 Kamla Radlńska Poltechnka
Bardziej szczegółowoModele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe ogólne. α β β β ε. Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 4.
Modele weloczynnkowe Analza Zarządzane Portfelem cz. 4 Ogólne model weloczynnkowy można zapsać jako: (,...,,..., ) P f F F F = n Dr Katarzyna Kuzak lub (,...,,..., ) f F F F = n Modele weloczynnkowe Można
Bardziej szczegółowoSTATECZNOŚĆ SKARP. α - kąt nachylenia skarpy [ o ], φ - kąt tarcia wewnętrznego gruntu [ o ],
STATECZNOŚĆ SKARP W przypadku obektu wykonanego z gruntów nespostych zaprojektowane bezpecznego nachylena skarp sprowadza sę do przekształcena wzoru na współczynnk statecznośc do postac: tgφ tgα = n gdze:
Bardziej szczegółowoFunkcje i charakterystyki zmiennych losowych
Funkcje charakterystyk zmennych losowych Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Intelgencj Metod Matematycznych Wydzał Informatyk Poltechnk Szczecńskej 5. Funkcje zmennych losowych
Bardziej szczegółowoMETODY WIELOWYMIAROWEJ ANALIZY PORÓWNAWCZEJ W OCENIE ZDOLNOŚCI KREDYTOWEJ GMIN W POLSCE. Streszczenie
Marcn Wśnewsk Unwersytet Ekonomczny w Poznanu Katedra Teor Penądza Poltyk Penężnej METODY WIELOWYMIAROWEJ ANALIZY PORÓWNAWCZEJ W OCENIE ZDOLNOŚCI KREDYTOWEJ GMIN W POLSCE Streszczene Jednostk samorządu
Bardziej szczegółowoAnaliza struktury zbiorowości statystycznej
Analza struktury zborowośc statystycznej.analza tendencj centralnej. Średne klasyczne Średna arytmetyczna jest parametrem abstrakcyjnym. Wyraża przecętny pozom badanej zmennej (cechy) w populacj generalnej:
Bardziej szczegółowoStatystyka. Zmienne losowe
Statystyka Zmenne losowe Zmenna losowa Zmenna losowa jest funkcją, w której każdej wartośc R odpowada pewen podzbór zboru będący zdarzenem losowym. Zmenna losowa powstaje poprzez przyporządkowane każdemu
Bardziej szczegółowoAPROKSYMACJA QUASIJEDNOSTAJNA
POZNAN UNIVE RSITY OF TE CHNOLOGY ACADE MIC JOURNALS No 73 Electrcal Engneerng 213 Jan PURCZYŃSKI* APROKSYMACJA QUASIJEDNOSTAJNA W pracy wykorzystano metodę aproksymacj średnokwadratowej welomanowej, przy
Bardziej szczegółowoWPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI NA NIEPEWNOŚĆ WYNIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO
Walenty OWIECZKO WPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI A IEPEWOŚĆ WYIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO STRESZCZEIE W artykule przedstaono ynk analzy nepenośc pomaru ybranych cech obektu obrazu cyfroego. Wyznaczono
Bardziej szczegółowoProblem wykluczenia społecznego w świetle rozmytych metod taksonomicznych The Problem of Social Exclusion In the Light of Fuzzy Taxonomic Methods
Danuta Bogocz Państwowa Wyższa Szkoła Zawodowa w Tarnowe Problem wykluczena społecznego w śwetle rozmytych metod taksonomcznych The Problem of Socal Excluson In the Lght of Fuzzy Taxonomc Methods Słowa
Bardziej szczegółowoNAFTA-GAZ marzec 2011 ROK LXVII. Wprowadzenie. Tadeusz Kwilosz
NAFTA-GAZ marzec 2011 ROK LXVII Tadeusz Kwlosz Instytut Nafty Gazu, Oddzał Krosno Zastosowane metody statystycznej do oszacowana zapasu strategcznego PMG, z uwzględnenem nepewnośc wyznaczena parametrów
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013
ZESZYTY NAUKOWE NSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANE MASOWEGO MOMENTU BEZWŁADNOŚC WZGLĘDEM OS PODŁUŻNEJ DLA SAMOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWE WZORÓW DOŚWADCZALNYCH 1. Wstęp
Bardziej szczegółowoMODELOWANIE LICZBY SZKÓD W UBEZPIECZENIACH KOMUNIKACYJNYCH W PRZYPADKU WYSTĘPOWANIA DUŻEJ LICZBY ZER, Z WYKORZYSTANIEM PROCEDURY KROSWALIDACJI
Alcja Wolny-Domnak Unwersytet Ekonomczny w Katowcach MODELOWANIE LICZBY SZKÓD W UBEZPIECZENIACH KOMUNIKACYJNYCH W PRZYPADKU WYSTĘPOWANIA DUŻEJ LICZBY ZER, Z WYKORZYSTANIEM PROCEDURY KROSWALIDACJI Wprowadzene
Bardziej szczegółowoAnaliza korelacji i regresji
Analza korelacj regresj Zad. Pewen zakład produkcyjny zatrudna pracownków fzycznych. Ich wydajność pracy (Y w szt./h) oraz mesęczne wynagrodzene (X w tys. zł) przedstawa ponższa tabela: Pracownk y x A
Bardziej szczegółowoNatalia Nehrebecka. Wykład 2
Natala Nehrebecka Wykład . Model lnowy Postad modelu lnowego Zaps macerzowy modelu lnowego. Estymacja modelu Wartośd teoretyczna (dopasowana) Reszty 3. MNK przypadek jednej zmennej . Model lnowy Postad
Bardziej szczegółowoAnaliza danych OGÓLNY SCHEMAT. http://zajecia.jakubw.pl/ Dane treningowe (znana decyzja) Klasyfikator. Dane testowe (znana decyzja)
Analza danych Dane trenngowe testowe. Algorytm k najblższych sąsadów. Jakub Wróblewsk jakubw@pjwstk.edu.pl http://zajeca.jakubw.pl/ OGÓLNY SCHEMAT Mamy dany zbór danych podzelony na klasy decyzyjne, oraz
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE MIERNIKÓW TAKSONOMICZNYCH DO OCENY EFEKTYWNOŚCI FINANSOWEJ GIEŁD EURO- PEJSKICH W LATACH
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XV/4, 24, str. 52 6 ZASTOSOWANIE MIERNIKÓW TAKSONOMICZNYCH DO OCENY EFEKTYWNOŚCI FINANSOWEJ GIEŁD EURO- PEJSKICH W LATACH 22-2 Krzysztof Kompa Katedra Ekonometr
Bardziej szczegółowoBadania sondażowe. Braki danych Konstrukcja wag. Agnieszka Zięba. Zakład Badań Marketingowych Instytut Statystyki i Demografii Szkoła Główna Handlowa
Badana sondażowe Brak danych Konstrukcja wag Agneszka Zęba Zakład Badań Marketngowych Instytut Statystyk Demograf Szkoła Główna Handlowa 1 Błędy braku odpowedz Całkowty brak odpowedz (UNIT nonresponse)
Bardziej szczegółowoBadanie współzaleŝności dwóch cech ilościowych X i Y. Analiza korelacji prostej. Badanie zaleŝności dwóch cech ilościowych. Analiza regresji prostej
Badane współzaleŝnośc dwóch cech loścowych X Y. Analza korelacj prostej Badane zaleŝnośc dwóch cech loścowych. Analza regresj prostej Kody znaków: Ŝółte wyróŝnene nowe pojęce czerwony uwaga kursywa komentarz
Bardziej szczegółowoWSKAŹNIK OCENY HIC SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO
WSKAŹNIK OCENY SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO Dagmara KARBOWNICZEK 1, Kazmerz LEJDA, Ruch cała człoweka w samochodze podczas wypadku drogowego zależy od sztywnośc nadwoza
Bardziej szczegółowoZAJĘCIA 3. Pozycyjne miary dyspersji, miary asymetrii, spłaszczenia i koncentracji
ZAJĘCIA Pozycyjne ary dyspersj, ary asyetr, spłaszczena koncentracj MIARY DYSPERSJI: POZYCYJNE, BEZWZGLĘDNE Rozstęp dwartkowy (ędzykwartylowy) Rozstęp dwartkowy określa rozpętośd tej częśc obszaru zennośc
Bardziej szczegółowo