SYTUACJA KOBIET NA RYNKU PRACY W POLSCE NA TLE KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ ANALIZA STATYSTYCZNA
|
|
- Patrycja Dąbrowska
- 6 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVII/1, 2016, str SYTUACJA KOBIET NA RYNKU PRACY W POLSCE NA TLE KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ ANALIZA STATYSTYCZNA Iwona Bąk Katedra Zastosowań Matematyk w Ekonom Zachodnopomorsk Unwersytet Technologczny w Szczecne e-mal: wona.bak@zut.edu.pl Streszczene: Celem artykułu jest ocena sytuacj kobet na rynku pracy w Polsce na tle krajów Un Europejskej. Analzę rozpoczęto od charakterystyk wybranych aspektów rynku pracy kobet. Wykorzystując metodę untaryzacj zerowanej sporządzono dwa rankng. Perwszy z nch dotyczył roku 2004, a węc momentu wejśca Polsk do UE, drug zaś ukazywał klasyfkację państw członkowskch dzesęć lat późnej. Następne wykorzystując wartośc mernka syntetycznego wyodrębnono grupy typologczne krajów o podobnej sytuacj kobet na rynku pracy. Z przeprowadzonych badań wynka, że nasz kraj w 2014 roku dość znacząco poprawł sę pod względem sytuacj kobet na rynku pracy. Wzrosły wskaźnk zatrudnena, a zmnejszyły sę wskaźnk dotyczące bezroboca, zwłaszcza długookresowego oraz wśród młodych kobet. Słowa kluczowe: rynek pracy kobet, metoda untaryzacj zerowanej, Una Europejska WSTĘP Problematyka nerównośc płc na rynku pracy to jedna z bardzej nteresujących dzedzn badań naukowych. Aktualnośc owym zagadnenom nadaje fakt, ż poltyka równouprawnena w Un Europejskej jest jednym z prorytetowych nstrumentów poltyk społeczno-gospodarczej. Mmo zman w śwadomośc społecznej, stnena prawnych zapsów, programów oraz dyrektyw unjnych, kobety w dalszym cągu stanową kategorę dyskrymnowaną w różnych aspektach życa społecznego, zwłaszcza na rynku pracy. Dyskrymnacja kobet oznacza przypadk występowana zróżncowana sytuacj zawodowych kobet mężczyzn na nekorzyść tych perwszych, wynkające z zastosowana rożnych
2 Sytuacja kobet na rynku pracy 21 kryterów oceny (nerówność mar) bądź () oferowana rożnych możlwośc rozwoju (nerówność szans) pracownkom o porównywalnym pozome wykształcena, wydajnośc pracy, dośwadczenu zawodowym, stażu pracy tp. [Kalnowska-Nawrotek 2004, s. 232]. Kobety aktywne zawodowo spotykają sę z dyskrymnacją w welu sytuacjach na różnych etapach karery, m.n.: na pozome rekrutacj, dostępu do awansów, możlwośc dokształcana, wynagrodzena za pracę, narażone są także na mobbng molestowana seksualne. Muszą równeż borykać sę z problemam łączena obowązków zawodowych rodznnych, a wracając na rynek pracy po przebytym urlope macerzyńskm często obarczone są problemem dezaktualzacj ch kwalfkacj, wedzy umejętnośc [Czubara nn 2012, s. 5]. Celem badana, którego wynk zameszczono w artykule, była ocena sytuacj kobet na rynku pracy w Polsce na tle krajów Un Europejskej (UE). Analzę rozpoczęto od charakterystyk wybranych aspektów rynku pracy. Do określena pozycj Polsk wśród krajów unjnych wykorzystano wynk klasyfkacj poszczególnych państw członkowskch oraz charakterystykę wyodrębnonych grup typologcznych krajów o podobnej sytuacj na rynku pracy. Lnowe porządkowane krajów przeprowadzono za pomocą metody untaryzacj zerowanej. Sporządzono dwa rankng: perwszy z nch dotyczył roku 2004, a węc momentu wejśca Polsk do UE, drug zaś ukazywał klasyfkację państw członkowskch dzesęć lat późnej, dzęk czemu możlwe było uchwycene ewentualnych zman dotyczących badanego zjawska. WYBRANE ASPEKTY RYNKU PRACY KOBIET W POLSCE NA TLE UNII EUROPEJSKIEJ W latach wskaźnk zatrudnena kobet w UE był nższy nż wskaźnk zatrudnena mężczyzn (Tabela 1). Sytuacja taka dotyczyła równeż naszego kraju. Zauważyć jednak można znaczne różnce w dynamce badanych wskaźnków. W UE dysproporcja mędzy wskaźnkem zatrudnena mężczyzn kobet zmnejszyła sę z 14,9 p.p. w 2004 roku do 10,6 p.p. w roku W Polsce natomast odnotowano wzrost tej różncy w badanym okrese o 2 p.p. (z 11 p.p. do 13 p.p.). Zauważyć można, że w latach w UE różnce mędzy wskaźnkam były wyższe nż w Polsce, w roku 2008 nastąpło zrównane tych różnc, a począwszy od 2009 roku sytuacja uległa odwrócenu różnce mędzy obydwoma wskaźnkam w Polsce były wyższe nż w UE.
3 22 Iwona Bąk Tabela 1. Wskaźnk zatrudnena w Polsce oraz w Un Europejskej ogółem według płc w latach Lata Polska Una Europejska ogółem kobety mężczyźn ogółem kobety mężczyźn ,9 46,4 57,4 62,7 55,3 70, ,0 47,0 59,0 63,4 56,0 70, ,5 48,2 60,9 64,3 57,1 71, ,0 50,6 63,6 65,3 58,1 72, ,2 52,4 66,3 65,7 58,8 72, ,3 52,8 66,1 64,5 58,3 70, ,9 52,6 65,3 64,0 58,1 70, ,3 52,7 66,0 64,1 58,4 70, ,7 53,1 66,3 64,1 58,5 69, ,0 53,4 66,6 64,1 58,8 69, ,7 55,2 68,2 64,8 59,5 70,1 Źródło: opracowane własne na podstawe danych Eurostatu W 2014 r. we wszystkch państwach członkowskch UE wskaźnk zatrudnena mężczyzn utrzymywały sę na wyższym pozome nż wskaźnk zatrudnena kobet, choć zaobserwowano też znaczące różnce mędzy państwam. Różnca mędzy wskaźnkem zatrudnena kobet a wskaźnkem zatrudnena mężczyzn na Malce wynosła aż 25,6 p.p tam odnotowano też trzec w kolejnośc od najnższego wskaźnk zatrudnena kobet (49,3%). Wysoką różncę odnotowały ponadto Włochy (17,9 p.p.) Grecja (16,9 p.p.) kraje, które pod względem welkośc wskaźnka zatrudnena kobet zajmują odpowedno przedostatne ostatne mejsce wśród państw członkowskch. Najnższe różnce w zatrudnenu kobet mężczyzn zaobserwowano w Fnland (1,5 p.p.) na Ltwe (1,6 p.p.). Różnce mędzy płcam pod względem wskaźnka zatrudnena były też stosunkowo newelke w Szwecj na Łotwe, gdze wskaźnk zatrudnena kobet był o mnej nż 4,1 punkty procentowe nższy nż wskaźnk zatrudnena mężczyzn. W Polsce różnca mędzy wskaźnkam zatrudnena mężczyzn kobet wynosła 13 p.p. Wskaźnk zatrudnena kobet w Polsce (55,2%) jest nadal jednym z nższych w Un Europejskej. Nższy od Polsk wskaźnk odnotowano w Grecj (41,1%), we Włoszech (46,8%), na Malce (49,3%), w Hszpan (51,2%), Chorwacj (50,0%), Rumun (53,3%) oraz na Słowacj (54,3%) 1. W Polsce, podobne do wększośc krajów UE, stotnym problemem jest pozom zatrudnena wśród osób młodych (15-24 lata), dotyczy to szczególne kobet. Tylko nelczne kraje mogą poszczycć sę wysokm wskaźnkam zatrudnena w tej grupe wekowej, należą do nch Holanda (60,7%) Dana (54,9%). Wskaźnk zatrudnena powyżej 40% odnotowano równeż w: Austr (49,9%), Welkej Brytan (47,8%), na Malce (46,7%), w Nemczech (44,3%), 1 Dane Eurostatu dla kobet w weku lat.
4 Grecja Czechy Włochy Chorwacja Hszpana Słowena Polska Portugala Słowacja Holanda Dana Węgry Luksemburg Austra Francja Szwecja Welka Brytana Nemcy Malta Belga Estona Rumuna Fnlanda Bułgara Cypr Łotwa Ltwa Irlanda wskaźnk dyskrymnacj "R" Sytuacja kobet na rynku pracy 23 Szwecj (44%) Fnland (43%). W 2014 r. pracowało tylko 10,9% młodych Greczynek oraz 12,8% kobet we Włoszech, a także ponad 15% kobet w Chorwacj, Bułgar czy Luksemburgu. Polska ze wskaźnkem 21,3% równeż odstaje n mnus od średnej UE (29,03%) 2. W 2004 roku stopa bezroboca w Polsce kształtowała sę na pozome 19,1%, co było najgorszym wynkem wśród wszystkch państw członkowskch (przecętne dla UE wskaźnk ten wynosł 9,3%). W kolejnych latach sytuacja Polsk w tym względze ulegała poprawe. W 2014 roku stopa bezroboca wynosła 9% była nższa od średnej unjnej o 1,2 p.p. Spowodowało to przesunęce naszego kraju z 28 (w 2004) na 15 pozycję. Bezroboce wśród kobet, zarówno w krajach UE, jak w Polsce, jest wyższe nż wśród mężczyzn [Polska ]. Przecętna dla roku 2014 stopa bezroboca dla krajów UE-28 wynosła 10,1% dla mężczyzn oraz 10,3% dla kobet. W Polsce dysproporcja mędzy tym wskaźnkam była wększa wynosła 1,1 p.p. (8,5% dla mężczyzn oraz 9,6% dla kobet). Dla blższego zobrazowana pomaru różnc pomędzy sytuacją kobet mężczyzn w zakrese bezroboca wyznaczono wskaźnk zróżncowana (dyskrymnacj) R [Kalnowska-Nawrotek 2004, s. 234]. Wskaźnk ten wyraża różncę pomędzy stopą bezroboca kobet a stopą bezroboca mężczyzn stanow swego rodzaju mernk nerównośc płc w odnesenu do bezroboca. Rysunek 1. Kształtowane sę wskaźnka dyskrymnacj R w krajach Un Europejskej w 2014 roku 8,0 6,0 4,0 2,0 0,0-2,0-4,0 Źródło: opracowane własne na podstawe danych Eurostatu Na Rysunku 1 przedstawono wartośc wskaźnka dyskrymnacj R w Polsce na tle krajów Un Europejskej w 2014 roku. W dwunastu krajach unjnych wskaźnk był dodatn, co oznacza, że kobetom w tych krajach trudnej było znaleźć 2 Wyraźna dysproporcja (ponad 9 pkt. proc.) pomędzy danym dla Polsk UE wdoczna jest równeż w grupach wekowych osób starszych (przedzał wekowy 55-64).
5 24 Iwona Bąk pracę nż mężczyznom. Najwększe dysproporcje wystąpły w krajach połudnowej Europy, takch jak: Grecja, Włochy, Chorwacja, Hszpana, wartośc wskaźnka R kształtowały sę tam od 1,8 do 6,5 p.p. Ne bez wpływu na tak stan rzeczy pozostaje domnujący w tych krajach tzw. tradycyjny model rodzny, w którym rola kobety sprowadza sę głowne do funkcj prokreacyjnej, wychowywana dzec zajmowana sę ognskem domowym 3. Wysokm wskaźnkem dyskrymnacj, wynoszącym 2,3 p.p., charakteryzowały sę ponadto Czechy. W grupe krajów o nekorzystnej sytuacj na rynku pracy znalazła sę równeż Polska. Natomast ujemne wartośc wskaźnka zaobserwowano w szesnastu krajach członkowskch, przy czym, jak wynka z rys. 1 najłatwej było znaleźć pracę kobetom w Irland. TAKSONOMICZNA ANALIZA RYNKU PRACY KOBIET W KRAJACH UNII EUROPEJSKIEJ Do oceny sytuacj na rynku pracy kobet w Polsce na tle krajów UE zebrano wstępne dane statystyczne o 21 cechach charakteryzujących wybrane aspekty tego rynku. Wybór cech zdetermnowany był dostępnoścą danych. Wększość nformacj pochodzła z roku, jedyne w klku przypadkach, z uwag na brak danych, zdecydowano sę na rok wcześnejszy 4. Do lnowego porządkowana krajów Un Europejskej wykorzystano metodę untaryzacj zerowanej. Prawdłowa konstrukcja mernka syntetycznego wymaga wyboru cech dagnostycznych o wysokch walorach dyskrymnacyjnych. Dlatego też w perwszym etape z badana wykluczono te cechy, które charakteryzowały sę względnym zróżncowanem ponżej 10% [Panek 2009, s ]. W kolejnym kroku, w celu wyelmnowana cech o podobnym potencjale nformacyjnym, zastosowano dwe metody: Hellwga odwróconej macerzy 5. W zwązku z tym, że dla każdego roku ostateczne zestawy cech neznaczne sę różnły, dlatego podjęto decyzję o ustalenu jednakowej lsty złożonej z tych cech, które znalazły sę w obu zestawach. W ten sposób do badana zakwalfkowano następujące cechy dagnostyczne: X udzał kobet pracodawców w ogólnej lczbe zatrudnonych (w %), 1 2 wskaźnk zatrudnena kobet w weku 15+ (w %), 3 wskaźnk zatrudnena kobet w weku lata (w %), 4 udzał kobet na wysokch stanowskach kerownczych w ogólnej lczbe zatrudnonych na tych stanowskach (w %), 3 W 2004 roku różnce pomędzy stopą bezroboca kobet mężczyzn były jeszcze wyższe wynosły odpowedno: dla Grecj - 9,6 p.p., dla Hszpan - 6,5 p.p., dla Włoch - 4,2 p.p. dla Chorwacj - 3,4 p.p. 4 Dane pochodzły z bazy danych Eurostatu ( ) oraz z publkacj: Polska w Un Europejskej Ops tych metod można znaleźć np. w pracach: [Nowak 1990], [Malna 2004], [Młodak 2006], [Panek 2009].
6 Sytuacja kobet na rynku pracy 25 5 udzał kobet w weku produkcyjnym z wykształcenem wyższym w ogólnej lczbe kobet w weku produkcyjnym (w %), X udzał długotrwałego bezroboca kobet w ogólnej lczbe bezrobotnych kobet 6 (w %), 7 udzał kobet zatrudnonych w nepełnym wymarze w ogólnej lczbe zatrudnonych w nepełnym wymarze (w %), 8 udzał bezrobotnych kobet z wykształcenem podstawowym w ogólnej lczbe bezrobotnych kobet (w %), 9 udzał bezrobotnych kobet z wykształcenem wyższym w ogólnej lczbe bezrobotnych kobet (w % ). W powyższym zborze znalazły sę zarówno stymulanty, których wysoke wartośc są korzystne z punktu wdzena stoty analzowanego zjawska ( X 1, X 2, X 3 X 4, X 5 ) oraz destymulanty (pozostałe cechy), w przypadku których pożądane są wartośc nske. Poneważ cechy dagnostyczne mają różne mana różne zakresy zmennośc, zatem ne można ch bezpośredno porównywać dodawać. Należy je doprowadzć do porównywalnośc dokonując odpowednch transformacj pozbawających cechy man ujednolcć co do rzędu welkośc. W pracy zastosowano metodę untaryzacj zerowanej [Kukuła 2000, s ]. W metodze tej stosuje sę następujące przekształcena: xj mn xj dla stymulant zj, max xj mn xj ; (1) max x mn x dla destymulant z j max x x j j j j xj mn xj max xj mn x j max. (2) Tak sposób normalzacj powoduje, że wszystke wartośc cech znormalzowanych należą do przedzału [0,1]. Syntetyczną marę rozwoju ( z ) buduje sę jako średną arytmetyczną unormowanych wartośc cech dagnostycznych: k 1 z z j k 1, (3) gdze: k - lczba cech dagnostycznych. Na podstawe wartośc mernka syntetycznego można wyodrębnć cztery grupy typologczne, obejmujące obekty o wartoścach mernka z następujących przedzałów: grupa 1: z grupa 4: z z s. z z sz ; grupa 2: z sz z z ; grupa 3: z z z sz ;
7 26 Iwona Bąk W Tabel 2 przedstawono wynk klasyfkacj grupy typologczne krajów UE uzyskane na podstawe wartośc syntetycznego mernka rozwoju oblczonego na podstawe cech charakteryzujących wybrane aspekty rynku pracy kobet. Tabela 2. Uporządkowane krajów Un Europejskej ze względu na wybrane aspekty rynku pracy kobet w latach Kraje Wartość Pozycja Wartość mernka Nr w Kraje mernka grupy ( ) rankngu ( ) Pozycja w rankngu Nr grupy Welka Brytana 0,556 1 I Szwecja 0,556 1 I Szwecja 0,554 2 I Fnlanda 0,544 2 I Fnlanda 0,545 3 I Dana 0,536 3 I Luksemburg 0,544 4 I Austra 0,533 4 I Dana 0,54 5 I Luksemburg 0,529 5 I Irlanda 0,537 6 I Welka Brytana 0,526 6 II Austra 0,528 7 II Polska 0,514 7 II Cypr 0,525 8 II Malta 0,513 8 II Holanda 0,515 9 II Holanda 0,509 9 II Malta 0, II Estona 0, II Hszpana 0, II Rumuna 0, II Łotwa 0, II Łotwa 0, II Francja 0, II Francja 0, II Węgry 0, III Nemcy 0, II Portugala 0, III Czechy 0,5 15 III Estona 0, III Ltwa 0, III Polska 0, III Cypr 0, III Belga 0, III Belga 0, III Słowena 0, III Węgry 0, III Włochy 0, III Irlanda 0, III Ltwa 0, III Hszpana 0, III Nemcy 0, III Słowena 0, III Czechy 0, III Bułgara 0, IV Rumuna 0, IV Chorwacja 0, IV Chorwacja 0, IV Portugala 0, IV Grecja 0, IV Włochy 0, IV Słowacja 0, IV Słowacja 0, IV Bułgara 0, IV Grecja 0, IV Źródło: oblczena własne Z Tabel 2 wynka, że pozycje zajmowane przez poszczególne kraje unjne w obu rankngach w wększośc przypadków były odmenne, tylko pęć państw
8 Sytuacja kobet na rynku pracy 27 (Belga, Francja, Holanda, Łotwa Słowacja) ne zmenło swojej pozycj w badanych latach. Dla nektórych krajów (Chorwacja, Fnlanda, Luksemburg, Szwecja) różnce w rankngach ne przekraczały jednej pozycj. Najwększą rozbeżność zauważono dla Irland, która w roku 2004 znalazła sę na 6 mejscu, a dzesęć lat późnej spadła na 20 pozycję. Sytuacja na rynku pracy kobet pogorszyła sę zdecydowane równeż w Hszpan (spadek z 11 na 21 pozycję) oraz w Portugal (spadek z 15 na 25 pozycję). Z kole najwększą poprawę odnotowano w Rumun, która z 24 pozycj w roku 2004 awansowała w roku 2014 na 11 pozycję. Pozytywną zmanę odnotowano równeż w Polsce, na przestrzen 10 lat poprawła sę ona o dzesęć pozycj (z 17 mejsca w rankngu w 2004 roku przesunęła sę na mejsce sódme w roku 2014). O umarkowanej zgodnośc otrzymanych rankngów śwadczy wartość współczynnka τ Kendalla wynosząca 0,52 6. Dokładna analza poszczególnych cech dagnostycznych w wyodrębnonych grupach typologcznych wykazała, że o przynależnośc krajów do określonej grupy decydowała czasam nawet jedna cecha, której pozom wyraźne różncował kraje pomędzy sobą. Z uwag na to zdecydowano sę na wyznaczene mernków, które można nterpretować jako wag określające relatywne znaczene poszczególnych cech dagnostycznych 7. Mernk te oblczono według wzoru [Nowak 1990, s ]: V (4) gdze: j m j 1 j V j 100% V klasyczny współczynnk zmennośc oblczony dla j-tej cechy j dagnostycznej. W badanu rynku pracy kobet, zarówno w roku 2004, jak 2014, najwększe znaczene mały: udzał kobet zatrudnonych w nepełnym wymarze w ogólnej lczbe zatrudnonych w nepełnym wymarze, wskaźnk zatrudnena kobet w weku 15+, udzał długotrwałego bezroboca kobet w ogólnej lczbe bezrobotnych kobet, udzał bezrobotnych kobet z wykształcenem wyższym w ogólnej lczbe bezrobotnych kobet. Wymenone cztery cechy dagnostyczne odznaczały sę najwększą zmennoścą w zborze przyjętych do badana cech, ch udzał przekraczał 55% ogólnej wartośc sumy współczynnków zmennośc dlatego w znaczącym stopnu wpływały one na klasyfkację obektów (krajów UE). Na Rysunku 2 3 przedstawono średn pozom wybranych cech dotyczących rynku pracy kobet, które znacząco różncowały grupy. j 6 Współczynnk tau Kendalla przyjmuje wartośc z przedzału [ 1, 1]. Im jego wartość jest blższa 1, tym wększa jest zgodność uporządkowań [Stansz 2006, s ], [Steczkowsk, Zelaś 1997, s ]. 7 Im wyższa wartość mernka, tym wększe znaczene j-tej cechy dagnostycznej.
9 % % 28 Iwona Bąk Rysunek 2. Średn wskaźnk zatrudnena kobet w weku 15+ w grupach typologcznych w 2014 roku (w %) Rysunek 3. Średn udzał długotrwałego bezroboca kobet w bezrobocu w grupach typologcznych w 2014 roku (w %) I II III IV 0 I II III IV Źródło: opracowane własne Źródło: opracowane własne W 2014 roku w najlepszej perwszej grupe typologcznej znalazły sę państwa UE charakteryzujące sę najnższym przecętnym wskaźnkam dotyczącym bezroboca długotrwałego kobet oraz najwyższym wskaźnkam dotyczącym zatrudnena. Dobra sytuacja państw z drugej grupy, w tym Polsk, wynkała z wysokch wskaźnków dotyczących zatrudnena kobet w weku 15+ oraz najwyższym przecętnym udzałem kobet na wysokch stanowskach kerownczych w ogólnej lczbe zatrudnonych na tych stanowskach. Słaba sytuacja kobet na rynku pracy krajów UE należących do grupy trzecej wynkała z tego, że wększość cech dagnostycznych odznaczała sę nekorzystnym wartoścam. Negatywny wpływ na rynek pracy kobet, w państwach zalczonych do ostatnej grupy, mały wysoke wartośc cech dotyczących bezroboca. Jedyne udzał kobet z wykształcenem wyższym w ogólnej lczbe kobet bezrobotnych przyjmował korzystne nske wartośc. PODSUMOWANIE Na podstawe przeprowadzonych badań można stwerdzć, że w Un Europejskej znajdują sę kraje o bardzo zróżncowanej sytuacj kobet na rynku pracy. We wszystkch państwach członkowskch wskaźnk zatrudnena kobet kształtowały sę na nższym pozome nż wskaźnk zatrudnena mężczyzn. Przecętna stopa bezroboca kobet w krajach UE była neznaczne wyższa od przecętnej dla mężczyzn. Ta newelka różnca (0,2 p.p.) wynkała z tego, że sytuacja kobet mężczyzn w zakrese bezroboca różnła sę znaczne, o czym śwadczy wyznaczony mernk nerównośc płc R. Ujemne wartośc wskaźnka zaobserwowano w szesnastu krajach członkowskch, co oznacza, że kobetom w tych krajach łatwej było znaleźć pracę nż mężczyznom. W pozostałych krajach, w tym Polsce, sytuacja w tym względze była dla kobet nekorzystna. Na podstawe otrzymanych rankngów krajów unjnych oraz charakterystyk wydzelonych grup typologcznych można dokonać oceny sytuacj kobet na rynku
10 Sytuacja kobet na rynku pracy 29 pracy w Polsce na tle krajów UE. Z przeprowadzonych badań wynka, że kraj nasz w tym względze odnotował pozytywną zmanę, o czym śwadczy poprawa jego pozycj w rankngu na przestrzen 10 lat z 17 mejsca w rankngu w 2004 roku przesunął sę na mejsce sódme w roku Wzrosły wskaźnk zatrudnena wśród kobet, a zmnejszyły sę wskaźnk dotyczące bezroboca, zwłaszcza długookresowego oraz wśród kobet młodych. Ponadto zwększyły sę udzały: kobet na wysokch stanowskach kerownczych w ogólnej lczbe zatrudnonych na tych stanowskach oraz kobet w weku produkcyjnym z wykształcenem wyższym w ogólnej lczbe kobet w weku produkcyjnym. Oczywśce otrzymane wynk porządkowana mogą budzć pewne wątplwośc, gdyż trzeba pamętać, że były to rankng uzyskane jedyne na podstawe przyjętych do badana cech dagnostycznych. Przy nnym zestawe tego rodzaju cech pozycje państw, w tym Polsk, mogłyby ulec zmane. Ponadto należy zaznaczyć, że sytuacja kobet na rynku pracy w bardzo różnych krajach UE wymaga weloaspektowych analz, poneważ zależy od welu czynnków, m.n. od uwarunkowań kulturowych, sytuacj ekonomcznej gospodarczej, sprawnośc dzałana nfrastruktury. Dużą trudnoścą w przeprowadzanu tego typu analz jest zebrane warygodnych porównywalnych danych statystycznych, gdyż bazy danych urzędów statystycznych krajów Un ne zawsze zapewnają pełne aktualne nformacje. BIBLIOGRAFIA Czubara T., Kowalewsk M., Thurow R. (2012) Sytuacja kobet na rynku pracy w województwe zachodnopomorskm, Urząd Marszałkowsk Województwa Zachodnopomorskego, Szczecn. Kalnowska-Nawrotek B. (2004) Formy dyskrymnacj kobet na polskm rynku pracy, Ruch Prawnczy, Ekonomczny Socjologczny, rok LVI, zeszyt 2, Wydzał prawa Admnstracj UAM w Poznanu, Poznań. Kukuła K. (2000) Metoda untaryzacj zerowanej, PWN, Warszawa. Malna A. (2004) Welowymarowa analza przestrzennego zróżncowana struktury gospodark Polsk według województw, Wydaw. AE w Krakowe, Kraków. Młodak A. (2006) Analza taksonomczna w statystyce regonalnej, Dfn, Warszawa. Panek T. (2009) Statystyczne metody welowymarowej analzy porównawczej, SGH w Warszawe Ofcyna Wydawncza, Warszawa. Nowak E. (1990) Metody taksonomczne w klasyfkacj obektów społeczno-gospodarczych, Państwowe Wydawnctwo Ekonomczne, Warszawa. Polska w Un Europejskej (2014) GUS, Warszawa. Polska Raport o stane gospodark (2015) Mnsterstwo Gospodark, Warszawa. Stansz A. (2006) Przystępny kurs statystyk z zastosowanem STATISTICA PL na przykładach z medycyny, t. 1. Statystyk podstawowe, Wydawnctwo StatSoft Polska, Kraków. Steczkowsk J., Zelaś A. (1997) Metody statystyczne w badanu zjawsk jakoścowych, Wydawnctwo Uczelnane Akadem Ekonomcznej w Krakowe, Kraków.
11 30 Iwona Bąk THE SITUATION OF WOMEN ON THE LABOR MARKET IN POLAND COMPARED TO THE EUROPEAN UNION COUNTRIES STATISTICAL ANALYSIS Abstract: The am of ths artcle s to assess the stuaton of women on the labor market n Poland compared to the European Unon countres. In the frst step were analysed selected characterstcs of the labor market of women. Two rankng were prepared usng method of zero untarzaton. The frst s focused on the year 2004 and the moment of entry of Poland nto the EU, whle the second one s showng the classfcaton of the EU countres a decade later. In the next step, usng the synthetc measure, were dentfed typologcal groups of countres wth a smlar stuaton of women on the labor market. The study showed sgnfcant mprovement n our country n 2014, n terms of the stuaton of women n the labor market. Employment rates ncreased, ndcators of unemployment were reduced, partcularly long-term and among young women. Keywords: the labor market of women, the method of zero untarzaton, the European Unon
STARE 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 szczegółowoSubiektywny dobrobyt osobisty i społeczny w krajach europejskich Tomasz Panek Szkoła Główna Handlowa w Warszawie
Subektywny dobrobyt osobsty społeczny w krajach europejskch Tomasz Panek Szkoła Główna Handlowa w Warszawe Konferencja Polska a Europa. Kontynuacje zmany Warszawa, 15 styczna 2014 1 PLAN PREZENTACJI 1.
Bardziej 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 szczegółowoPRZESTĘPCZOŚĆ W KRAJACH CZŁONKOWSKICH UNII EUROPEJSKIEJ ANALIZA STATYSTYCZNA
Studa Prace WNEZ US nr 54/3 2018 DOI: 10.18276/sp.2018.54/3-04 Iwona Bąk * Katarzyna Cheba ** Zachodnopomorsk Unwersytet Technologczny w Szczecne PRZESTĘPCZOŚĆ W KRAJACH CZŁONKOWSKICH UNII EUROPEJSKIEJ
Bardziej 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 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 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 szczegółowoPROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO
Zeszyty Naukowe Szkoły Głównej Gospodarstwa Wejskego w Warszawe PROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO Tom 16 (XXXI) Zeszyt 2 Wydawnctwo SGGW Warszawa 2016 Zeszyty Naukowe Szkoły Głównej Gospodarstwa Wejskego w
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 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 szczegółowoZróżnicowanie rolnictwa krajów Unii Europejskiej na podstawie wybranych cech
Dorota A. Janszewska 1 Luza Ossowska 2 Katedra Poltyk Ekonomcznej Regonalnej, Poltechnka Koszalńska Zróżncowane rolnctwa krajów Un Europejskej na podstawe wybranych cech Dversfcaton of agrculture n the
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 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 szczegółowoInstitute of Economic Research Working Papers. No. 21/2013
Insttute of Economc Research Workng Papers No. 21/2013 Pozom obcążeń fskalnych w Polsce po globalnym kryzyse fnansowym na tle pozostałych krajów Un Europejskej Adam P. Balcerzak Toruń, Poland 2013 Copyrght:
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 szczegółowoJournal of Agribusiness and Rural Development
ISSN 1899-5772 Journal of Agrbusness and Rural Development www.jard.edu.pl 4(22) 2011, 123-133 POZIOM ŻYCIA LUDNOŚCI I JEGO ZRÓŻNICOWANIE W KRAJACH UNII EUROPEJSKIEJ Agneszka Kozera, Cezary Kozera Unwersytet
Bardziej szczegółowoFOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Folia Pomer. Univ. Technol. Stetin. 2011, Oeconomica 285 (62), 37 44
FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Fola Pomer. Unv. Technol. Stetn. 2011, Oeconomca 285 (62), 37 44 Katarzyna Cheba TAKSONOMICZNA ANALIZA PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW
Bardziej 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 szczegółowoZjawisko ubóstwa mieszkaniowego w krajach Unii Europejskiej 1
PL ISSN 0043-518X e-issn 2543-8476 Rok LXII 1 (668) 2017, 77 89 Agneszka KOZERA Joanna STANISŁAWSKA Romana GŁOWICKA-WOŁOSZYN Zjawsko ubóstwa meszkanowego w krajach Un Europejskej 1 Streszczene. Głównym
Bardziej szczegółowoOcena jakościowo-cenowych strategii konkurowania w polskim handlu produktami rolno-spożywczymi. dr Iwona Szczepaniak
Ocena jakoścowo-cenowych strateg konkurowana w polskm handlu produktam rolno-spożywczym dr Iwona Szczepanak Ekonomczne, społeczne nstytucjonalne czynnk wzrostu w sektorze rolno-spożywczym w Europe Cechocnek,
Bardziej 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 szczegółowoJournal of Agribusiness and Rural Development
www.jard.edu.pl DOI: 0.7306/JARD.205. Journal of Agrbusness and Rural Development pissn 899-524 eissn 899-5772 (35) 205, 7-5 ZASTOSOWANIE METOD TAKSONOMICZNYCH W BADANIU WARUNKÓW ŻYCIA W GMINACH WIEJSKICH
Bardziej 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 szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 7 1 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy
Bardziej szczegółowoProblemy Drobnych Gospodarstw Rolnych Nr , 5 16 Problems of Small Agricultural Holdings No , 5 16
DOI: Problemy Drobnych Gospodarstw Rolnych Nr 2 2017, 5 16 Problems of Small Agrcultural Holdngs No. 2 2017, 5 16 Wolność gospodarcza a wzrost gospodarczy w nowych członkowskch krajach Un Europejskej w
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zastosowane
Bardziej 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 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 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 szczegółowoTAKSONOMICZNA ANALIZA ROZWOJU TRANSPORTU DROGOWEGO W POLSCE
Katarzyna CHEBA * TAKSONOMICZNA ANALIZA ROZWOJU TRANSPORTU DROGOWEGO W POLSCE Streszczene Pozom warunk życa ludnośc w Polsce są slne przestrzenne zróżncowane. W pracy na przykładze województw w Polsce
Bardziej 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 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 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 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 szczegółowoRANKING PAŃSTW UE ZE WZGLĘDU NA WYBRANE WSKAŹNIKI CHARAKTERYZUJĄCE ROLNICTWO EKOLOGICZNE
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVI, 015, str. 5 36 RANKING PAŃSTW UE ZE WZGLĘDU NA WYBRANE WSKAŹNIKI CHARAKTERYZUJĄCE ROLNICTWO EKOLOGICZNE Karol Kukuła, Lda Luty Katedra Statystyk Ekonometr,
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 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 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 szczegółowoKURS STATYSTYKA. Lekcja 6 Regresja i linie regresji ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 6 Regresja lne regresj ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 Funkcja regresj I rodzaju cechy Y zależnej
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Interpretacja parametrów przy zmennych objaśnających cągłych Semelastyczność 2. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy 3. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne
Bardziej szczegółowoStatystyka Opisowa 2014 część 2. Katarzyna Lubnauer
Statystyka Opsowa 2014 część 2 Katarzyna Lubnauer Lteratura: 1. Statystyka w Zarządzanu Admr D. Aczel 2. Statystyka Opsowa od Podstaw Ewa Waslewska 3. Statystyka, Lucjan Kowalsk. 4. Statystyka opsowa,
Bardziej szczegółowoKLASYFIKACJA KRAJÓW NADBAŁTYCKICH ZE WZGLĘDU NA CZAS PRAC WYKONYWANYCH W GOSPODARSTWIE DOMOWYM
PRACE NAUKOWE UNIWERSYTETU EKONOMICZNEGO WE WROCŁAWIU RESEARCH PAPERS OF WROCŁAW UNIVERSITY OF ECONOMICS nr XXX 2014 ISSN 1899-3192 Marta Hozer-Koćmel Unwersytet Szczecńsk e-mal: mhk@wnez.pl Chrstan Ls
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 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 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 szczegółowoJournal of Agribusiness and Rural Development
ISSN 1899-5772 Journal of Agrbusness and Rural Development www.jard.edu.pl 4(10) 2008, 135-145 ZRÓŻNICOWANIE KONDYCJI FINANSOWEJ GMIN WOJEWÓDZTWA WIELKOPOLSKIEGO Aldona Standar, Joanna Średzńska Unwersytet
Bardziej 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 szczegółowoPiesi jako ofiary śmiertelnych wypadków analiza kryminalistyczna
Pes jako ofary śmertelnych wypadków analza krymnalstyczna Potr Kodryck, Monka Kodrycka Pozom bezpeczeństwa ruchu drogowego klasyfkuje Polskę na jednym z ostatnch mejsc wśród krajów europejskch. Wskaźnk
Bardziej 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 szczegółowoStanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0-1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających Interpretacja
Bardziej szczegółowoAnaliza ryzyka jako instrument zarządzania środowiskiem
WARSZTATY 2003 z cyklu Zagrożena naturalne w górnctwe Mat. Symp. str. 461 466 Elżbeta PILECKA, Małgorzata SZCZEPAŃSKA Instytut Gospodark Surowcam Mneralnym Energą PAN, Kraków Analza ryzyka jako nstrument
Bardziej 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 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 szczegółowoTaksonomiczna ocena sytuacji finansowej gospodarstw domowych w Polsce w 2010 roku
136 AGNIESZKA KOZERA, JOANNA STANISŁAWSKA Nerównośc Społeczne a Wzrost Gospodarczy, nr 38 (2/2014) ISSN 1898-5084 mgr Agneszka Kozera 1 Katedra Fnansów Rachunkowośc Unwersytet Przyrodnczy w Poznanu dr
Bardziej szczegółowoNatalia Nehrebecka. Zajęcia 4
St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0 1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających
Bardziej 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 szczegółowoModel ASAD. ceny i płace mogą ulegać zmianom (w odróżnieniu od poprzednio omawianych modeli)
Model odstawowe założena modelu: ceny płace mogą ulegać zmanom (w odróżnenu od poprzedno omawanych model) punktem odnesena analzy jest obserwacja pozomu produkcj cen (a ne stopy procentowej jak w modelu
Bardziej szczegółowo186 Europa Regonum XXIV (2015) 1. Materał statystyczny metodyka Analze poddano wyposażene powatów woewództwa małopolskego w podstawowe elementy nfrast
DOI: 10.18276/er.2015.24-17 MONIKA JAWORSKA, MONIKA ZIOŁO Unwersytet Rolnczy w Krakowe Infrastruktura ekologczna woewództwa małopolskego Wprowadzene J edną z stotnych częśc zalczanych od nedawna do nfrastruktury
Bardziej szczegółowoPODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH
PODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH Z a k ł a d U b e z p e c z e ń S p o ł e c z n y c h Wprowadzene Nnejsza ulotka adresowana jest zarówno do osób dopero ubegających
Bardziej 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 szczegółowoOcena pozycji konkurencyjnej nowych państw członkowskich UE w handlu zagranicznym produktami rolno-spożywczymi. dr Łukasz Ambroziak
Ocena pozycj konkurencyjnej nowych państw członkowskch UE w handlu zagrancznym produktam rolno-spożywczym dr Łukasz Ambrozak Zakład Ekonomk Przemysłu Spożywczego Warszawa, 22 lstopada 2013 r. Plan wystąpena
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 szczegółowoMinister Edukacji Narodowej Pani Katarzyna HALL Ministerstwo Edukacji Narodowej al. J. Ch. Szucha 25 00-918 Warszawa Dnia 03 czerwca 2009 r.
Mnster Edukacj arodowej Pan Katarzyna HALL Mnsterstwo Edukacj arodowej al. J. Ch. Szucha 25 00-918 arszawa Dna 03 czerwca 2009 r. TEMAT: Propozycja zmany art. 30a ustawy Karta auczycela w forme lstu otwartego
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 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 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 szczegółowoRANKING KRAJÓW EUROPY WEDŁUG KRYTERIUM WYKORZYSTANIA ODNAWIALNYCH ŹRÓDEŁ ENERGII I STANU ŚRODOWISKA NATURALNEGO
FOLIA UNIVERSITATIS AGRICULTURAE STETINENSIS Fola Unv. Agrc. Stetn. 2007, Oeconoca 256 (48), 297 304 Agneszka SOMPOLSKA-RZECHUŁA RANKING KRAJÓW EUROPY WEDŁUG KRYTERIUM WYKORZYSTANIA ODNAWIALNYCH ŹRÓDEŁ
Bardziej szczegółowoW praktyce często zdarza się, że wyniki obu prób możemy traktować jako. wyniki pomiarów na tym samym elemencie populacji np.
Wykład 7 Uwaga: W praktyce często zdarza sę, że wynk obu prób możemy traktować jako wynk pomarów na tym samym elemence populacj np. wynk x przed wynk y po operacj dla tego samego osobnka. Należy wówczas
Bardziej 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 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 ANALIZY HARMONICZNEJ DO OKREŚLENIA SIŁY I DŁUGOŚCI CYKLI GIEŁDOWYCH
Grzegorz PRZEKOTA ZESZYTY NAUKOWE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH ZASTOSOWANIE ANALIZY HARMONICZNEJ DO OKREŚLENIA SIŁY I DŁUGOŚCI CYKLI GIEŁDOWYCH Zarys treśc: W pracy podjęto problem dentyfkacj cykl gełdowych.
Bardziej szczegółowoPróba wyjaśnienia regionalnego zróżnicowania międzypłciowej luki płacowej w Polsce
Studa Regonalne Lokalne Nr 3(49)/2012 ISSN 1509 4995 Tymon Słoczyńsk* Próba wyjaśnena regonalnego zróżncowana mędzypłcowej luk płacowej w Polsce W artykule opsano regonalne zróżncowane mędzypłcowej luk
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych
Bardziej 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 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 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 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 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 szczegółowoSTATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH 1 Test zgodnośc χ 2 Hpoteza zerowa H 0 ( Cecha X populacj ma rozkład o dystrybuance F). Hpoteza alternatywna H1( Cecha X populacj
Bardziej 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 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 szczegółowoInfrastruktura transportowa w wybranych krajach Unii Europejskiej analiza taksonomiczna Transport Infrastructure in UE countries taxonomic analysis
Infrastruktura transportowa w wybranych krajach Un Europejskej analza taksonomczna Transport Infrastructure n UE countres taxonomc analyss Danuta Tarka Poltechnka Bałostocka, Wyzał Zarzązana, Katera Informatyk
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 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 szczegółowoEkonomiczne uwarunkowania wzmocnienia współpracy i transferu wiedzy mi dzy instytucjami naukowymi i przedsi biorstwami na terenie polsko ukrai
Ekonomczne uwarunkowana wzmocnena współpracy transferu wedzy mędzy nstytucjam naukowym przedsęborstwam na terene polsko ukrańskego obszaru transgrancznego Dla potrzeb wykonanego w ramach projektu Opracowane
Bardziej szczegółowoZastosowanie metody TOPSIS do oceny kondycji finansowej gmin w Polsce w 2010 roku
Zeszyty Teoretyczne Rachunkowośc, tom 70 (126), SKwP, Warszawa 2013, s. 25 42. Zastosowane metody TOPSIS do oceny kondycj fnansowej gmn w Polsce w 2010 roku Anna Benasz *, Zbgnew Gołaś **, Aleksandra Łuczak
Bardziej szczegółowoOeconomiA copernicana. Agnieszka Ertman Uniwersytet w Białymstoku
OeconomA coperncana 2011 Nr 3 Agneszka Ertman Unwersytet w Bałymstoku ZRÓŻNICOWANIE ELASTYCZNOŚCI RYNKÓW PRACY W WYBRANYCH KRAJACH EUROPEJSKICH ORAZ USA W ŚWIETLE METODY TOPSIS 1 Klasyfkacja JEL: J21(J20),
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 szczegółowoPROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO
Zeszyty Naukowe Szkoły Głównej Gospodarstwa Wejskego w Warszawe PROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO Tom 12 (XXVII) Zeszyt 4 Wydawnctwo SGGW Warszawa 2012 Elżbeta Kacperska 1 Katedra Ekonomk Rolnctwa Mędzynarodowych
Bardziej szczegółowoTRANZYSTOR BIPOLARNY CHARAKTERYSTYKI STATYCZNE
POLITHNIKA RZSZOWSKA Katedra Podstaw lektronk Instrkcja Nr4 F 00/003 sem. letn TRANZYSTOR IPOLARNY HARAKTRYSTYKI STATYZN elem ćwczena jest pomar charakterystyk statycznych tranzystora bpolarnego npn lb
Bardziej szczegółowoPomiary parametrów akustycznych wnętrz.
Pomary parametrów akustycznych wnętrz. Ocena obektywna wnętrz pod względem akustycznym dokonywana jest na podstawe wartośc następujących parametrów: czasu pogłosu, wczesnego czasu pogłosu ED, wskaźnków
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 szczegółowoPortfele zawierające walor pozbawiony ryzyka. Elementy teorii rynku kapitałowego
Portel nwestycyjny ćwczena Na podst. Wtold Jurek: Konstrukcja analza rozdzał 5 dr chał Konopczyńsk Portele zawerające walor pozbawony ryzyka. lementy teor rynku kaptałowego 1. Pożyczane penędzy amy dwa
Bardziej 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 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 szczegółowoZjawiska masowe takie, które mogą wystąpid nieograniczoną ilośd razy. Wyrazów Obcych)
Statystyka - nauka zajmująca sę metodam badana przedmotów zjawsk w ch masowych przejawach ch loścową lub jakoścową analzą z punktu wdzena nauk, do której zakresu należą.
Bardziej szczegółowoJournal of Agribusiness and Rural Development
Journal of Agrbusness and Rural Development www.jard.edu.pl tłumaczene SYTUACJA FINANSOWA POLSKICH GOSPODARSTW DOMOWYCH W 2006 ROKU Z UWZGLĘDNIENIEM ZASPOKAJANIA GŁÓWNYCH KATEGORII POTRZEB Joanna Stansławska,
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 szczegółowoWSHiG Karta przedmiotu/sylabus. Prawo
WSHG Karta przedmotu/sylabus KIERUNEK SPECJALNOŚĆ TRYB STUDIÓW SEMESTR Turystyka Rekreacja Obsługa Ruchu Turystycznego, Hotelarstwo Gastronoma, Zarządzane Marketng, Gastronom, Turystyce Rekreacj Stacjonarny
Bardziej szczegółowoPROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO
Zeszyty Naukowe Szkoły Głównej Gospodarstwa Wejskego w Warszawe PROBLEMY ROLNICTWA ŚWIATOWEGO Tom 6 (XXXI) Zeszyt 2 Wydawnctwo SGGW Warszawa 206 Zeszyty Naukowe Szkoły Głównej Gospodarstwa Wejskego w Warszawe
Bardziej szczegółowo