Kobiety w przedsiębiorstwach usługowych prognozy nieliniowe
|
|
- Jakub Majewski
- 8 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Pior Srożek * Kobiey w przedsiębiorswach usługowych prognozy nieliniowe Wsęp W dzisiejszym świecie procesy społeczno-gospodarcze zachodzą bardzo dynamicznie. W związku z ym bardzo zmienił się sereoypowy model społeczeńswa, w kórym o mężczyzna jes odpowiedzialny za urzymanie całej rodziny. Coraz częściej słyszy się o kobieach robiących karierę, a częso o właśnie kobiey mają największy wkład w dochodach gospodarswa domowego. Nadal jednak w wielu branżach kobiey mogą czuć się dyskryminowane. Spoykają się bowiem z dużo większą liczbą barier wejścia na rynek. I nie chodzi ylko o bariery prawne, ale przede wszyskim o menalność, kórej ewolucja nasępuje bardzo powoli. Arykuł ma na celu analizę zarudnienia kobie w przedsiębiorswach usługowych w przekroju polskich wojewódzw. Okres badania o 17 jednosek czasu (laa ). Na podsawie wygenerowanych szeregów, dla każdego z wojewódzw zosało skonsruowanych po 6 modeli liniowy oraz logarymiczny, poęgowy, wykładniczy i hiperboliczny (łącznie 80 modeli dla całej Polski). Na ich podsawie przeprowadzono prognozy na 4 kolejne laa do roku Wskazano regiony, kóre prezenują najwyższe empo wzrosu badanej cechy oraz e, kóre wypadły w badaniu najgorzej. 1. Równe rakowanie na rynku pracy Przełomowym momenem w zapewnieniu równości płci na rynku pracy było przysąpienie Polski do Unii Europejskiej. Wedy bowiem wprowadzono przepisy prawa, kóre gwaranują odpowiednie rakowanie mężczyzn i kobie, akże w sferze zarudnienia. Naomias dokumenem krajowym zapewniającym ochronę równouprawnienia jes Kodeks Pracy. Jednak bardzo isonym aspekem wpływającym na zmianę posępowania jes menalność społeczeńswa, kóra w dzisiejszych czasach ulega powolnym zmianom. Odchodzi się bowiem od sereoypo- * Mgr, Kaedra Ekonomerii Przesrzennej, Wydział Ekonomiczno-Socjologiczny, Uniwersye Łódzki, piorsrozek@vp.pl, Łódź, ul. Białosocka 21/15
2 332 Pior Srożek wego podejścia, że mężczyzna jes odpowiedzialny za urzymanie rodziny. Duży wpływ na aką zmianę mają zarówno kampanie informacyjne pod paronaem rządu i organizacji pozarządowych, jak i reści prezenowane w mediach oraz edukacja najmłodszych [Miękiewicz, 2011, s. 9-12]. Ogólnie rzecz biorąc należy wyróżniać dwa rodzaje dyskryminacji (wg Kodeksu Pracy): 1. Dyskryminacja bezpośrednia wysępuje, gdy pracownik jes rakowany w analogicznej syuacji mniej korzysnie niż inny pracownik. 2. Dyskryminacja pośrednia zachodzi, gdy warunki zarudnienia sworzone przez pracodawcę (j. przepisy, normy i reguły panujące w firmie) przyczyniają się do gorszego rakowania niekórych osób [Kodeks Pracy, ar. 18 3a 3-4]. Nieprawidłowości płynące ze srony pracodawcy można częso zaobserwować już przy reści ofer pracy, podczas rozmowy kwalifikacyjnej, czy przy samej konsrukcji umowy (wyznaczającej zakres obowiązków i wynagrodzenie). Syuacje konflikowe zachodzą również przy awansie pracownika lub wysyłaniu go na szkolenia podnoszące kwalifikacje zawodowe. U kobie kolejną problemayczną kwesią jes macierzyńswo. Jes o główny czynnik zniechęcający pracodawcę do zarudnienia, szczególnie młodych kobie. Zachodzi bowiem obawa, że aka osoba skorzysa z płanego urlopu, a po powrocie efekywność jej pracy nie będzie suprocenowa ze względu na konieczność opieki nad małym dzieckiem [Miękiewicz, 2011, s ]. 2. Modele rendu Modele rendu są modelami opierającymi swą budowę na szeregach czasowych. Szeregi akie o uporządkowane zbiory obserwacji saysycznych. Przyjmuje się, że warości zmiennej charakeryzującej określone zjawisko (zmiennej zależnej) zależą od czasu (zmiennej niezależnej). Można o zapisać w posaci: y f ( ) (1) gdzie: - o zmienna określająca czas, f () - o analiyczna posać funkcji rendu, - o składnik losowy [Ko i inni, 2011, s. 341].
3 Kobiey w przedsiębiorswach usługowych prognozy 333 Rysunek 1. Składowe szeregu czasowego Y wahania cykliczne wahania sezonowe rend wahania przypadkowe czas W ego ypu modelach zmienna czasowa jes jedyną zmienną objaśniającą. Pozwala ona określić zarówno empo, jak i kierunek zmian badanego zjawiska. W zależności od przebiegu badanego zjawiska w czasie, wykorzysuje się różne posaci analiyczne modelu rendu. Do najbardziej popularnych należą: 1. Liniowy: yˆ 0 1 * (2) 2. Logarymiczny: yˆ 0 1 * ln (3) 3. Poęgowy: y 1 ˆ 0 * (4) po ransformacji logarymicznej obu sron orzymujemy posać: ln yˆ ln 0 1 *ln ln (5) po wyznaczeniu warości paramerów należy je odlogarymować, aby były inerpreowalne. 4. Wykładniczy: y ˆ 0 * 1 (6) po ransformacji logarymicznej obu sron orzymujemy posać: ln yˆ ln 0 ln 1 * ln (7) po wyznaczeniu warości paramerów należy je odlogarymować, aby były inerpreowalne Hiperboliczny: yˆ 0 1 * (8) Wszyskie wyżej wymienione posacie modeli rendu można oszacować za pomocą meody najmniejszych kwadraów (MNK). Przed zasosowaniem ej meody należy doprowadzić funkcję do posaci liniowej [Szapiro, 2000, s ].
4 334 Pior Srożek 3. Pomiar dokładności prognoz Po esymacji równania regresji należy zweryfikować czy model dobrze opisuje badane zjawisko. Najpopularniejszą miarą wykorzysywaną do badania dopasowania modelu jes współczynnik deerminacji R 2. Współczynnik en przyjmuje warości z przedziału [0,1] i jes wyrażony poprzez sosunek zmienności objaśnionej przez równanie do całkowiej zmienności zmiennej objaśnianej. Można go zapisać wzorem: R T 2 1 T 1 ( yˆ y) ( y y) Współczynnik deerminacji jes ważną, ale nie jedyną charakerysyką jakości równania regresji [Gajda, 2004, s ]. Sopień rafności prognoz ilościowych można mierzyć za pomocą zw. błędów ex pos. Jes o bardzo efekywny sposób doskonalenia meodologii prognozowania, ponieważ można wyciągnąć wnioski, kóra meoda prognozowania jes najbardziej odpowiednia do danego zjawiska. Do najpopularniejszych z nich należą: 1. Średni absoluny błąd procenowy prognoz ex pos (MAPE, mean absolue percenage error) obliczonych na momeny/okresy n + 1,..., T: 1 T y yˆ MAPE *100 (10) 1 y Błąd pokazuje procen bezwzględnego odchylenia prognoz od danych rzeczywisych w badanym czasie. 2. Średni kwadraowy błąd prognoz ex pos (MSE, mean squared error) obliczonych na momeny/okresy n + l,...,t: 1 T 2 MSE ( y ˆ) *100 1 y (11) 3. Pierwiasek błędu średniokwadraowego prognoz ex pos (RMSE, roo mean square error) obliczonych na momeny/okresy n + 1,..., T: MSE RMSE (12) Błąd informuje o przecięnych odchyleniach prognoz od warości rzeczywisych w przedziale empirycznej weryfikacji prognoz [Gajda, 2004, s. 52]. W niniejszym arykule dla każdego z wojewódzw wybrano najefekywniejsze modele (charakeryzujące się najwyższymi współczynni- 2 2 (9)
5 Kobiey w przedsiębiorswach usługowych prognozy 335 kami deerminacji i obarczone najmniejszymi błędami ex pos). Dzięki emu prognozy są bardziej wiarygodne. 4. Esymacja i weryfikacja posaci modelu Dla szesnasu polskich wojewódzw zbudowano łącznie 80 modeli rendu (o długości szeregu równego 17 laa ). Na podsawie ych modeli wykonano prognozy na czery kolejne okresy (do roku 2015). Uwzględniając miarę dopasowania modelu R 2 oraz błędy ex pos wybrano po jednym modelu dla każdego z wojewódzw i wybrano najbardziej rafne prognozy (zobacz ablica 1). Tablica 1. Dobór najlepszej posaci modelu WOJEWÓDZTWO NAJLEPSZY RMSE/ R MODEL MAPE ŚREDNIA Łódzkie wykładniczy 82,47 3,89 0,55 Mazowieckie wykładniczy 80,42 5,98 0,65 Małopolskie wykładniczy 81,43 3,41 0,45 Śląskie wykładniczy 71,20 6,04 0,68 Lubelskie wykładniczy 79,52 4,00 0,49 Podkarpackie wykładniczy 71,26 5,47 0,64 Podlaskie wykładniczy 36,92 8,85 1,05 Święokrzyskie wykładniczy 82,76 4,96 0,57 Lubuskie wykładniczy 75,53 3,79 0,48 Wielkopolskie wykładniczy 57,31 3,20 0,41 Zachodniopomorskie hiperboliczny 0,41 3,28 0,40 Dolnośląskie wykładniczy 29,93 6,69 0,79 Opolskie poęgowy 12,64 7,36 0,79 Kujawsko-pomorskie logarymiczny 26,25 4,73 0,61 Pomorskie wykładniczy 50,54 5,38 0,66 Warmińsko-mazurskie wykładniczy 70,19 5,58 0,63 MIN 0,41 3,20 0,40 MAX 82,76 8,85 1,05 Zdecydowanie najwięcej modeli wykorzysanych do prognozy liczby pracujących kobie w przedsiębiorswach usługowych w polskich wojewódzwach o modele wykładnicze. Model logarymiczny, poęgowy i hiperboliczny zosały użye ylko jednokronie. Model najlepiej opisujący badane zjawisko na podsawie współczynnika deerminacji o model wykładniczy dla wojewódzwa święokrzyskiego. Model en opi-
6 336 Pior Srożek suje badane zjawisko w niespełna 83%. Modelem o najmniejszym dopasowaniu jes model hiperboliczny dla wojewódzwa zachodniopomorskiego. Największymi błędami obarczony jes model wykładniczy dla wojewódzwa podlaskiego. Naomias wykładniczy model dla wojewódzwa wielkopolskiego charakeryzował się najmniejszymi warościami błędów ex pos. 5. Prognoza i klasyfikacja eryorialna Prezenując wyniki prognoz wojewódzwa podzielono na rzy grupy, aby zachowana była czyelność wyników: 1) skala do 250 ys. kobie w przedsiębiorswach usługowych, 2) skala do 500 ys. kobie w przedsiębiorswach usługowych, 3) skala do 1 mln kobie w przedsiębiorswach usługowych. Rysunek 2. Prognozy pierwsza grupa wojewódzw
7 Kobiey w przedsiębiorswach usługowych prognozy 337 Wśród siedmiu wojewódzw przynależących do pierwszej grupy, największą liczbę pracujących kobie w przedsiębiorswach usługowych w roku 2015 zanoowało wojewódzwo kujawsko-pomorskie. Taki san rzeczy ma oczywiście odzwierciedlenie w ogólnej liczbie osób, kóra w ym wojewódzwie jes największa spośród wszyskich z badanej grupy. Największy przyros w roku 2015 względem roku 1995 zanoowało wojewódzwo warmińsko-mazurskie. Najgorzej wypadło wojewódzwo opolskie, gdzie zanoowano spadek liczby pracujących kobie. Rysunek 3. Prognozy druga grupa wojewódzw W drugiej grupie, podobnie jak w pierwszej, znalazło się 7 wojewódzw. Największy przyros liczby pracujących kobie w przedsiębiorswach usługowych w roku 2015 w sosunku do roku 1995 wykazało wojewódzwo łódzkie. Żadne z wojewódzw przynależących do ej gru-
8 338 Pior Srożek py nie wykazało spadku liczby zarudnionych kobie. Najmniejszy przyros miało jednak wojewódzwo wielkopolskie. Rysunek 4. Prognozy rzecia grupa wojewódzw Osania grupa obejmuje ylko dwa wojewódzwa, kóre charakeryzują się niemal idenycznym przyrosem liczby pracujących kobie w roku 2015 względem roku Aby można było zaobserwować, czy wysępuje zależność przesrzenna ze względu na badaną cechę sworzono mapę przyrosu (zobacz rysunek 5). Im ciemniejszy kolor ym w danym wojewódzwie wysępuje większy przyros liczby pracujących kobie w przedsiębiorswach usługowych. Warości przypisane dla wszyskich wojewódzw o indeksy przyrosu badanej cechy w 2015 r. w sosunku do roku Rysunek 5. Mapa przyrosu liczby pracujących kobie w przeds. usługowych
9 Kobiey w przedsiębiorswach usługowych prognozy 339 Zakończenie Prakycznie we wszyskich wojewódzwach można zaobserwować przyros liczby pracujących kobie w przedsiębiorswach usługowych, co świadczy o ciągłych zmianach w kierunku równego rakowania na rynku pracy. Jedynym wyjąkiem jes wojewódzwo opolskie, gdzie zanoowano spadek zarudnionych kobie. W pozosałych wojewódzwach zanoowano przyrosy, a w niekórych były one nawe bardzo znaczne. Obserwując mapę przyrosów można zauważyć zależność przesrzenną względem badanej cechy. Polska zosała podzielona na 3 grupy. Najlepiej prezenują się wojewódzwa worzące pas biegnący przez cenrum kraju (od wojewódzwa warmińsko-mazurskiego, aż do śląskiego). W ych wojewódzwach zanoowano znaczące przyrosy (przekraczające aż 60%). Wojewódzwo święokrzyskie odbiega nieco od ej grupy, jednak charakeryzuje się znacznie większym przyrosem niż wojewódzwa z grupy drugiej, kórą worzą regiony leżące we wschodniej i południowo-wschodniej części kraju. Wzrosy w ych obszarach sięgają 45%. Do ej grupy należy wojewódzwo lubuskie (leżące w zachodniej części kraju). Jes o jedyne wojewódzwo oderwane od uworzonych klasrów. Trzecia grupa wojewódzw obejmuje zachodnią część kraju. Biorąc pod uwagę pozyywne wyniki można przyjąć, że w Polsce dąży się do równouprawnienia na rynku pracy. Dlaego kobiey mogą wykazywać się akywnością zawodową, a sarując do procesu rekruacji nie muszą obawiać się o dyskryminację ze srony pracodawców. Lieraura 1. Gajda J.B. (2004), Ekonomeria. Wykłady i ławe obliczenia w programie kompuerowym, C.H. Beck, Warszawa. 2. GUS, Bank Danych Lokalnych, dosęp dnia Ko S., Jakubowski J., Sokołowski A. (2011), Saysyka, wydanie drugie poprawione, Difin, Warszawa. 4. Miękiewicz A. (2011), Kobiey na rynku pracy wojewódzwa mazowieckiego. Poradnik dla kadry zarządzającej, Insyu Nauk Społeczno- Ekonomicznych, Łódź. 5. Szapiro T. (red.) (2000), Decyzje menedżerskie z Excelem, Polskie Wydawnicwo Ekonomiczne, Warszawa. 6. Usawa z dnia 26 czerwca 1974 r. Kodeks pracy.
10 340 Pior Srożek Sreszczenie Arykuł ma na celu analizę zarudnienia kobie w sekorze przedsiębiorsw usługowych w przekroju polskich wojewódzw. Okres badania o 17 jednosek czasu obejmujących laa Arykuł prezenuje również prognozy liczby zarudnionych kobie w przedsiębiorswach usługowych do roku 2015, wygenerowane na podsawie nieliniowych modeli rendu. Prognozy e były podsawą do sklasyfikowania polskich wojewódzw, kóre wypadły najlepiej, a kóre najgorzej według analizowanej cechy. Problemayka arykułu jes bardzo isona, gdyż zmienił się sereoypowy model rodziny, w kórym o ylko mężczyzna jes odpowiedzialny za jej urzymanie. Kobiey coraz częściej robią karierę zawodową i mają duży udział w dochodach gospodarswa domowego. Niesey nadal mają miejsce akie syuacje, że kobiey znacznie częściej niż mężczyźni muszą zmagać się z różnego rodzaju barierami wejścia na rynek. I nie są o ylko bariery prawne, ale przede wszyskim wynikające z menalności pracodawców. Słowa kluczowe równouprawnienie, nieliniowe modele, prognozy Women in service company non-linear esimaes (Summary) Aricle aims o analyze a women employmen in service company secor in polish provinces. Sudy period includes 17 unis of ime (from years 1995 o 2011). Aricle also presen esimaes he number of hired women in service company by 2015 based on non-linear rend models. This esimaes were used o classify which polish province are he bes and he wors according o analyzed feaure. Issues of he aricle is very imporan, herefore sereoypical family model, in which man is responsible for mainain, has been changed. Women more ofen making a career and have major conribuion o he household income. Unforunaely, women are sill having a problems in finding a job which is caused by low barriers and bad menaliy of employers. Keywords equaliy, non-linear models, forecass
Analiza rynku projekt
Analiza rynku projek A. Układ projeku 1. Srona yułowa Tema Auor 2. Spis reści 3. Treść projeku 1 B. Treść projeku 1. Wsęp Po co? Na co? Dlaczego? Dlaczego robię badania? Jakimi meodami? Dla Kogo o jes
Bardziej szczegółowoWykład 6. Badanie dynamiki zjawisk
Wykład 6 Badanie dynamiki zjawisk Krzywa wieża w Pizie 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 y 4,9642 4,9644 4,9656 4,9667 4,9673 4,9688 4,9696 4,9698 4,9713 4,9717 4,9725 4,9742 4,9757 Szeregiem czasowym nazywamy
Bardziej szczegółowoWykład 6. Badanie dynamiki zjawisk
Wykład 6 Badanie dynamiki zjawisk TREND WYODRĘBNIANIE SKŁADNIKÓW SZEREGU CZASOWEGO 1. FUNKCJA TRENDU METODA ANALITYCZNA 2. ŚREDNIE RUCHOME METODA WYRÓWNYWANIA MECHANICZNEGO średnie ruchome zwykłe średnie
Bardziej szczegółowoPROGNOZOWANIE ZUŻYCIA CIEPŁEJ I ZIMNEJ WODY W SPÓŁDZIELCZYCH ZASOBACH MIESZKANIOWYCH
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 15 Barbara Baóg Iwona Foryś PROGNOZOWANIE ZUŻYCIA CIEPŁEJ I ZIMNEJ WODY W SPÓŁDZIELCZYCH ZASOBACH MIESZKANIOWYCH Wsęp Koszy dosarczenia wody
Bardziej szczegółowoDYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE IX Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 6 8 września 005 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Pior Fiszeder Uniwersye Mikołaja Kopernika
Bardziej szczegółowoPROGNOZOWANIE. Ćwiczenia 2. mgr Dawid Doliński
Ćwiczenia 2 mgr Dawid Doliński Modele szeregów czasowych sały poziom rend sezonowość Y Y Y Czas Czas Czas Modele naiwny Modele średniej arymeycznej Model Browna Modele ARMA Model Hola Modele analiyczne
Bardziej szczegółowoPrognozowanie średniego miesięcznego kursu kupna USD
Prognozowanie średniego miesięcznego kursu kupna USD Kaarzyna Halicka Poliechnika Białosocka, Wydział Zarządzania, Kaedra Informayki Gospodarczej i Logisyki, e-mail: k.halicka@pb.edu.pl Jusyna Godlewska
Bardziej szczegółowoKombinowanie prognoz. - dlaczego należy kombinować prognozy? - obejmowanie prognoz. - podstawowe metody kombinowania prognoz
Noaki do wykładu 005 Kombinowanie prognoz - dlaczego należy kombinować prognozy? - obejmowanie prognoz - podsawowe meody kombinowania prognoz - przykłady kombinowania prognoz gospodarki polskiej - zalecenia
Bardziej szczegółowoStrukturalne podejście w prognozowaniu produktu krajowego brutto w ujęciu regionalnym
Jacek Baóg Uniwersye Szczeciński Srukuralne podejście w prognozowaniu produku krajowego bruo w ujęciu regionalnym Znajomość poziomu i dynamiki produku krajowego bruo wyworzonego w poszczególnych regionach
Bardziej szczegółowoPROGNOZOWANIE I SYMULACJE. mgr Żaneta Pruska. Ćwiczenia 2 Zadanie 1
PROGNOZOWANIE I SYMULACJE mgr Żanea Pruska Ćwiczenia 2 Zadanie 1 Firma Alfa jes jednym z głównych dosawców firmy Bea. Ilość produku X, wyrażona w ysiącach wyprodukowanych i dosarczonych szuk firmie Bea,
Bardziej szczegółowoKURS EKONOMETRIA. Lekcja 1 Wprowadzenie do modelowania ekonometrycznego ZADANIE DOMOWE. Strona 1
KURS EKONOMETRIA Lekcja 1 Wprowadzenie do modelowania ekonomerycznego ZADANIE DOMOWE www.erapez.pl Srona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowiedź (ylko jedna jes prawdziwa). Pyanie 1 Kóre z poniższych
Bardziej szczegółowoPolitechnika Częstochowska Wydział Inżynierii Mechanicznej i Informatyki. Sprawozdanie #2 z przedmiotu: Prognozowanie w systemach multimedialnych
Poliechnika Częsochowska Wydział Inżynierii Mechanicznej i Informayki Sprawozdanie #2 z przedmiou: Prognozowanie w sysemach mulimedialnych Andrzej Siwczyński Andrzej Rezler Informayka Rok V, Grupa IO II
Bardziej szczegółowoOcena efektywności procedury Congruent Specyfication dla małych prób
243 Zeszyy Naukowe Wyższej Szkoły Bankowej we Wrocławiu Nr 20/2011 Wyższa Szkoła Bankowa w Toruniu Ocena efekywności procedury Congruen Specyficaion dla małych prób Sreszczenie. Procedura specyfikacji
Bardziej szczegółowoEKONOMETRIA wykład 2. Prof. dr hab. Eugeniusz Gatnar.
EKONOMERIA wykład Prof. dr hab. Eugeniusz Ganar eganar@mail.wz.uw.edu.pl Przedziały ufności Dla paramerów srukuralnych modelu: P bˆ j S( bˆ z prawdopodobieńswem parameru b bˆ S( bˆ, ( m j j j, ( m j b
Bardziej szczegółowoDolnośląski O/W Kujawsko-Pomorski O/W Lubelski O/W. plan IV- XII 2003 r. Wykonanie
Dolnośląski O/W Kujawsko-Pomorski O/W Lubelski O/W 14 371 13 455,56-915,44 93,63% 11 033 10 496,64-536,36 95,14% 10 905 10 760,90-144,10 98,68% 697 576,69-120,31 82,74% 441 415,97-25,03 94,32% 622 510,30-111,70
Bardziej szczegółowoŚrednia wielkość powierzchni gruntów rolnych w gospodarstwie za rok 2006 (w hektarach) Jednostka podziału administracyjnego kraju
ROLNYCH W GOSPODARSTWIE W KRAJU ZA 2006 ROK w gospodarstwie za rok 2006 (w hektarach) Województwo dolnośląskie 14,63 Województwo kujawsko-pomorskie 14,47 Województwo lubelskie 7,15 Województwo lubuskie
Bardziej szczegółowoE k o n o m e t r i a S t r o n a 1. Nieliniowy model ekonometryczny
E k o n o m e r i a S r o n a Nieliniowy model ekonomeryczny Jednorównaniowy model ekonomeryczny ma posać = f( X, X,, X k, ε ) gdzie: zmienna objaśniana, X, X,, X k zmienne objaśniające, ε - składnik losowy,
Bardziej szczegółowolicencjat Pytania teoretyczne:
Plan wykładu: 1. Wiadomości ogólne. 2. Model ekonomeryczny i jego elemeny 3. Meody doboru zmiennych do modelu ekonomerycznego. 4. Szacownie paramerów srukuralnych MNK. Weryfikacja modelu KMNK 6. Prognozowanie
Bardziej szczegółowoEwa Dziawgo Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu. Analiza wrażliwości modelu wyceny opcji złożonych
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 7 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu
Bardziej szczegółowoPROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL AUTOR: ŻANETA PRUSKA
1 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 AUTOR: mgr inż. ŻANETA PRUSKA DODATEK SOLVER 2 Sprawdzić czy w zakładce Dane znajduję się Solver 1. Kliknij przycisk Microsof Office, a nasępnie kliknij przycisk Opcje
Bardziej szczegółowoWYKORZYSTANIE STATISTICA DATA MINER DO PROGNOZOWANIA W KRAJOWYM DEPOZYCIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH
SaSof Polska, el. 12 428 43 00, 601 41 41 51, info@sasof.pl, www.sasof.pl WYKORZYSTANIE STATISTICA DATA MINER DO PROGNOZOWANIA W KRAJOWYM DEPOZYCIE PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH Joanna Maych, Krajowy Depozy Papierów
Bardziej szczegółowo3. Modele tendencji czasowej w prognozowaniu
II Modele tendencji czasowej w prognozowaniu 1 Składniki szeregu czasowego W teorii szeregów czasowych wyróżnia się zwykle następujące składowe szeregu czasowego: a) składowa systematyczna; b) składowa
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Wykład 4
Sanisław Cichocki Naalia Nehrebecka Wykład 4 1 1. Badanie sacjonarności: o o o Tes Dickey-Fullera (DF) Rozszerzony es Dickey-Fullera (ADF) Tes KPSS 2. Modele o rozłożonych opóźnieniach (DL) 3. Modele auoregresyjne
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Wykład 3
Sanisław Cichocki Naalia Nehrebecka Wykład 3 1 1. Regresja pozorna 2. Funkcje ACF i PACF 3. Badanie sacjonarności Tes Dickey-Fullera (DF) Rozszerzony es Dickey-Fullera (ADF) 2 1. Regresja pozorna 2. Funkcje
Bardziej szczegółowoPROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 AUTOR: MARTYNA MALAK PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 2 AUTOR: MARTYNA MALAK
1 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE 2 hp://www.oucome-seo.pl/excel2.xls DODATEK SOLVER WERSJE EXCELA 5.0, 95, 97, 2000, 2002/XP i 2003. 3 Dodaek Solver jes dosępny w menu Narzędzia. Jeżeli Solver nie jes dosępny
Bardziej szczegółowoDendrochronologia Tworzenie chronologii
Dendrochronologia Dendrochronologia jes nauką wykorzysującą słoje przyrosu rocznego drzew do określania wieku (daowania) obieków drewnianych (budynki, przedmioy). Analizy różnych paramerów słojów przyrosu
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Wykład 3
Sanisław Cichocki Naalia Nehrebecka Wykład 3 1 1. Zmienne sacjonarne 2. Zmienne zinegrowane 3. Regresja pozorna 4. Funkcje ACF i PACF 5. Badanie sacjonarności Tes Dickey-Fullera (DF) 2 1. Zmienne sacjonarne
Bardziej szczegółowoZAŁOŻENIA NEOKLASYCZNEJ TEORII WZROSTU EKOLOGICZNIE UWARUNKOWANEGO W MODELOWANIU ZRÓWNOWAŻONEGO ROZWOJU REGIONU. Henryk J. Wnorowski, Dorota Perło
0-0-0 ZAŁOŻENIA NEOKLASYCZNEJ TEORII WZROSTU EKOLOGICZNIE UWARUNKOWANEGO W MODELOWANIU ZRÓWNOWAŻONEGO ROZWOJU REGIONU Henryk J. Wnorowski, Doroa Perło Plan wysąpienia Cel referau. Kluczowe założenia neoklasycznej
Bardziej szczegółowoParytet stóp procentowych a premia za ryzyko na przykładzie kursu EURUSD
Parye sóp procenowych a premia za ryzyko na przykładzie kursu EURUD Marcin Gajewski Uniwersye Łódzki 4.12.2008 Parye sóp procenowych a premia za ryzyko na przykładzie kursu EURUD Niezabazpieczony UIP)
Bardziej szczegółowoStatystyka od podstaw z systemem SAS Dr hab. E. Frątczak, ZAHZiAW, ISiD, KAE. Część VII. Analiza szeregu czasowego
Część VII. Analiza szeregu czasowego 1 DEFINICJA SZEREGU CZASOWEGO Szeregiem czasowym nazywamy zbiór warości cechy w uporządkowanych chronologicznie różnych momenach (okresach) czasu. Oznaczając przez
Bardziej szczegółowoANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA / Ćwiczenia 1
ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA / Ćwiczenia 1 mgr inż. Żanea Pruska Maeriał opracowany na podsawie lieraury przedmiou. Zadanie 1 Firma Alfa jes jednym z głównych dosawców firmy Bea. Ilość produku X,
Bardziej szczegółowoPostęp techniczny. Model lidera-naśladowcy. Dr hab. Joanna Siwińska-Gorzelak
Posęp echniczny. Model lidera-naśladowcy Dr hab. Joanna Siwińska-Gorzelak Założenia Rozparujemy dwa kraje; kraj 1 jes bardziej zaawansowany echnologicznie (lider); kraj 2 jes mniej zaawansowany i nie worzy
Bardziej szczegółowoWNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE
Wnioskowanie saysyczne w ekonomerycznej analizie procesu produkcyjnego / WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE W EKONOMETRYCZNEJ ANAIZIE PROCESU PRODUKCYJNEGO Maeriał pomocniczy: proszę przejrzeć srony www.cyf-kr.edu.pl/~eomazur/zadl4.hml
Bardziej szczegółowoCopyright by Politechnika Białostocka, Białystok 2017
Recenzenci: dr hab. Sanisław Łobejko, prof. SGH prof. dr hab. Doroa Wikowska Redakor naukowy: Joanicjusz Nazarko Auorzy: Ewa Chodakowska Kaarzyna Halicka Arkadiusz Jurczuk Joanicjusz Nazarko Redakor wydawnicwa:
Bardziej szczegółowoXXIII OGÓLNOPOLSKA OLIMPIADA MŁODZIEŻY - Lubuskie 2017 w piłce siatkowej
11-5-217 XXIII OGÓLNOPOLSKA OLIMPIADA MŁODZIEŻY - Lubuskie 217 sezon 216/217 A1 9. Łódzkie Świętokrzyskie "A" 11-5-217 A2 1.3 Pomorskie Kujawsko-Pomorskie "A" 11-5-217 A3 12. Świętokrzyskie Kujawsko-Pomorskie
Bardziej szczegółowoDYNAMIKA KONSTRUKCJI
10. DYNAMIKA KONSTRUKCJI 1 10. 10. DYNAMIKA KONSTRUKCJI 10.1. Wprowadzenie Ogólne równanie dynamiki zapisujemy w posaci: M d C d Kd =P (10.1) Zapis powyższy oznacza, że równanie musi być spełnione w każdej
Bardziej szczegółowoPUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA PREDYKCJA PRZEWOZÓW PASAŻERÓW W ŻEGLUDZE PROMOWEJ NA BAŁTYKU W LATACH 2008 2010
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 15 Chrisian Lis PUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA PREDYKCJA PRZEWOZÓW PASAŻERÓW W ŻEGLUDZE PROMOWEJ NA BAŁTYKU W LATACH 2008 2010 Wprowadzenie Przedmioem
Bardziej szczegółowoSYMULACYJNA ANALIZA PRODUKCJI ENERGII ELEKTRYCZNEJ I CIEPŁA Z ODNAWIALNYCH NOŚNIKÓW W POLSCE
SYMULACYJNA ANALIZA PRODUKCJI ENERGII ELEKTRYCZNEJ I CIEPŁA Z ODNAWIALNYCH NOŚNIKÓW W POLSCE Janusz Sowiński, Rober Tomaszewski, Arur Wacharczyk Insyu Elekroenergeyki Poliechnika Częsochowska Aky prawne
Bardziej szczegółowoPOMIAR PARAMETRÓW SYGNAŁOW NAPIĘCIOWYCH METODĄ PRÓKOWANIA I CYFROWEGO PRZETWARZANIA SYGNAŁU
Pomiar paramerów sygnałów napięciowych. POMIAR PARAMERÓW SYGNAŁOW NAPIĘCIOWYCH MEODĄ PRÓKOWANIA I CYFROWEGO PRZEWARZANIA SYGNAŁU Cel ćwiczenia Poznanie warunków prawidłowego wyznaczania elemenarnych paramerów
Bardziej szczegółowo3. Wojewódzkie zróżnicowanie zatrudnienia w ochronie zdrowia w latach Opis danych statystycznych
3. Wojewódzkie zróżnicowanie zatrudnienia w ochronie zdrowia w latach 1995-2005 3.1. Opis danych statystycznych Badanie zmian w potencjale opieki zdrowotnej można przeprowadzić w oparciu o dane dotyczące
Bardziej szczegółowoPrognoza scenariuszowa poziomu oraz struktury sektorowej i zawodowej popytu na pracę w województwie łódzkim na lata
Projek Kapiał ludzki i społeczny jako czynniki rozwoju regionu łódzkiego współfinansowany ze środków Unii Europejskiej w ramach Europejskiego Funduszu Społecznego Prognoza scenariuszowa poziomu oraz srukury
Bardziej szczegółowoC d u. Po podstawieniu prądu z pierwszego równania do równania drugiego i uporządkowaniu składników lewej strony uzyskuje się:
Zadanie. Obliczyć przebieg napięcia na pojemności C w sanie przejściowym przebiegającym przy nasępującej sekwencji działania łączników: ) łączniki Si S są oware dla < 0, ) łącznik S zamyka się w chwili
Bardziej szczegółowoANALIZA PORÓWNAWCZA KONIUNKTURY WOJEWÓDZTW POLSKI W LATACH
Studia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN 2083-8611 Nr 318 2017 Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach Wydział Zarządzania Katedra Ekonometrii jozef.biolik@ue.katowice.pl
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r. ma złożony rozkład Poissona. W tabeli poniżej podano rozkład prawdopodobieństwa ( )
Zadanie. Zmienna losowa: X = Y +... + Y N ma złożony rozkład Poissona. W abeli poniżej podano rozkład prawdopodobieńswa składnika sumy Y. W ejże abeli podano akże obliczone dla k = 0... 4 prawdopodobieńswa
Bardziej szczegółowoESTYMACJA KRZYWEJ DOCHODOWOŚCI STÓP PROCENTOWYCH DLA POLSKI
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XIII/3, 202, sr. 253 26 ESTYMACJA KRZYWEJ DOCHODOWOŚCI STÓP PROCENTOWYCH DLA POLSKI Adam Waszkowski Kaedra Ekonomiki Rolnicwa i Międzynarodowych Sosunków
Bardziej szczegółowoSynteza wyników pomiaru ruchu na drogach wojewódzkich w 2005 roku
Synteza wyników pomiaru ruchu na drogach wojewódzkich w 2005 roku Opracowano w Transprojekt-Warszawa Sp. z o.o. na zlecenie Generalnej Dyrekcji Dróg Krajowych i Autostrad Autor: mgr. inż. Krzysztof Opoczyński
Bardziej szczegółowoEmerytury nowosystemowe wypłacone w grudniu 2018 r. w wysokości niższej niż wysokość najniższej emerytury (tj. niższej niż 1029,80 zł)
Emerytury nowosystemowe wypłacone w grudniu 18 r. w wysokości niższej niż wysokość najniższej emerytury (tj. niższej niż 9,8 zł) DEPARTAMENT STATYSTYKI I PROGNOZ AKTUARIALNYCH Warszawa 19 1 Zgodnie z art.
Bardziej szczegółowoROCZNIKI INŻYNIERII BUDOWLANEJ ZESZYT 7/2007 Komisja Inżynierii Budowlanej Oddział Polskiej Akademii Nauk w Katowicach
ROZNIKI INŻYNIERII BUDOWLANEJ ZESZYT 7/007 Komisja Inżynierii Budowlanej Oddział Polskiej Akademii Nauk w Kaowicach WYZNAZANIE PARAMETRÓW FUNKJI PEŁZANIA DREWNA W UJĘIU LOSOWYM * Kamil PAWLIK Poliechnika
Bardziej szczegółowoII. BUDOWNICTWO MIESZKANIOWE
II. BUDOWNICTWO MIESZKANIOWE 1. Mieszkania oddane do eksploatacji w 2007 r. 1 Według danych Głównego Urzędu Statystycznego, w Polsce w 2007 r. oddano do użytku 133,8 tys. mieszkań, tj. o około 16% więcej
Bardziej szczegółowoPobieranie próby. Rozkład χ 2
Graficzne przedsawianie próby Hisogram Esymaory przykład Próby z rozkładów cząskowych Próby ze skończonej populacji Próby z rozkładu normalnego Rozkład χ Pobieranie próby. Rozkład χ Posać i własności Znaczenie
Bardziej szczegółowo1. Szereg niesezonowy 1.1. Opis szeregu
kwaralnych z la 2000-217 z la 2010-2017.. Szereg sezonowy ma charaker danych model z klasy ARIMA/SARIMA i model eksrapolacyjny oraz d prognoz z ych modeli. 1. Szereg niesezonowy 1.1. Opis szeregu Analizowany
Bardziej szczegółowoŻłobki i kluby dziecięce w 2013 r.
Materiał na konferencję prasową w dniu 3 maja 214 r. GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Departament Badań Społecznych i Warunków Życia Notatka informacyjna Żłobki i kluby dziecięce w 213 r. W pierwszym kwartale
Bardziej szczegółowoPolitechnika Gdańska Wydział Elektrotechniki i Automatyki Katedra Inżynierii Systemów Sterowania. Podstawy Automatyki
Poliechnika Gdańska Wydział Elekroechniki i Auomayki Kaedra Inżynierii Sysemów Serowania Podsawy Auomayki Repeyorium z Podsaw auomayki Zadania do ćwiczeń ermin T15 Opracowanie: Kazimierz Duzinkiewicz,
Bardziej szczegółowoWygładzanie metodą średnich ruchomych w procesach stałych
Wgładzanie meodą średnich ruchomch w procesach sałch Cel ćwiczenia. Przgoowanie procedur Średniej Ruchomej (dla ruchomego okna danch); 2. apisanie procedur do obliczenia sandardowego błędu esmacji;. Wizualizacja
Bardziej szczegółowoRozdział 8. Regresja. Definiowanie modelu
Rozdział 8 Regresja Definiowanie modelu Analizę korelacji można traktować jako wstęp do analizy regresji. Jeżeli wykresy rozrzutu oraz wartości współczynników korelacji wskazują na istniejąca współzmienność
Bardziej szczegółowoMetody prognozowania: Szeregi czasowe. Dr inż. Sebastian Skoczypiec. ver Co to jest szereg czasowy?
Meody prognozowania: Szeregi czasowe Dr inż. Sebasian Skoczypiec ver. 11.20.2009 Co o jes szereg czasowy? Szereg czasowy: uporządkowany zbiór warości badanej cechy lub warości określonego zjawiska, zaobserwowanych
Bardziej szczegółowoANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA EXCEL AUTOR: MARTYNA KUPCZYK ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA EXCEL AUTOR: MARTYNA KUPCZYK
1 ANALIZA, PROGNOZOWANIE I SYMULACJA 2 POBRAĆ Z INTERNETU Plaforma WSL on-line Nazwisko prowadzącego Maryna Kupczyk Folder z nazwą przedmiou - Analiza, prognozowanie i symulacja Plik o nazwie Baza do ćwiczeń
Bardziej szczegółowoŻłobki i kluby dziecięce w 2012 r.
Materiał na konferencję prasową w dniu 29 maja 213 r. GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Departament Badań Społecznych i Warunków Życia Notatka informacyjna Żłobki i kluby dziecięce w 212 r. W pierwszym kwartale
Bardziej szczegółowoDZIAŁALNOŚĆ GOSPODARCZA PRZEDSIĘBIORSTW O LICZBIE PRACUJĄCYCH DO 9 OSÓB W 2008 R.
Warszawa, 2009.10.16 DZIAŁALNOŚĆ GOSPODARCZA PRZEDSIĘBIORSTW O LICZBIE PRACUJĄCYCH DO 9 OSÓB W 2008 R. W Polsce w 2008 r. prowadziło działalność 1780 tys. przedsiębiorstw o liczbie pracujących do 9 osób
Bardziej szczegółowoPREDYKCJA KURSU EURO/DOLAR Z WYKORZYSTANIEM PROGNOZ INDEKSU GIEŁDOWEGO: WYBRANE MODELE EKONOMETRYCZNE I PERCEPTRON WIELOWARSTWOWY
B A D A N I A O P E R A C J N E I D E C Z J E Nr 2004 Aleksandra MAUSZEWSKA Doroa WIKOWSKA PREDKCJA KURSU EURO/DOLAR Z WKORZSANIEM PROGNOZ INDEKSU GIEŁDOWEGO: WBRANE MODELE EKONOMERCZNE I PERCEPRON WIELOWARSWOW
Bardziej szczegółowoDziałalność gospodarcza przedsiębiorstw o liczbie pracujących do 9 osób w 2015 r.
GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Warszawa, 03.10.2016 r. Opracowanie sygnalne Działalność gospodarcza przedsiębiorstw o liczbie pracujących do 9 osób w 2015 r. W 2015 r. działalność gospodarczą w Polsce prowadziło
Bardziej szczegółowoestymacja wskaźnika bardzo niskiej intensywności pracy z wykorzystaniem modelu faya-herriota i jego rozszerzeń
estymacja wskaźnika bardzo niskiej intensywności pracy z wykorzystaniem modelu faya-herriota i jego rozszerzeń Łukasz Wawrowski, Maciej Beręsewicz 12.06.2015 Urząd Statystyczny w Poznaniu, Uniwersytet
Bardziej szczegółowoFOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Folia Pomer. Univ. Technol. Stetin., Oeconomica 2015, 323(81)4,
FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Folia Pomer. Univ. Technol. Sein., Oeconomica 205, 323(8)4, 25 32 Joanna PERZYŃSKA WYBRANE MIERNIKI TRAFNOŚCI PROGNOZ EX POST W WYZNACZANIU PROGNOZ
Bardziej szczegółowoMetody analizy i prognozowania szeregów czasowych
Meody analizy i prognozowania szeregów czasowych Wsęp 1. Modele szeregów czasowych 2. Modele ARMA i procedura Boxa-Jenkinsa 3. Modele rendów deerminisycznych i sochasycznych 4. Meody dekompozycji szeregów
Bardziej szczegółowoKlasówka po szkole podstawowej Historia. Edycja 2006/2007. Raport zbiorczy
Klasówka po szkole podstawowej Historia Edycja 2006/2007 Raport zbiorczy Opracowano w: Gdańskiej Fundacji Rozwoju im. Adama Mysiora Informacje ogólne... 3 Raport szczegółowy... 3 Tabela 1. Podział liczby
Bardziej szczegółowoDYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE
DYNAMICZNE MODEE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Joanna Małgorzaa andmesser Szkoła Główna
Bardziej szczegółowoSZACOWANIE MODELU RYNKOWEGO CYKLU ŻYCIA PRODUKTU
B A D A N I A O P E R A C J N E I D E C Z J E Nr 2 2006 Bogusław GUZIK* SZACOWANIE MODELU RNKOWEGO CKLU ŻCIA PRODUKTU Przedsawiono zasadnicze podejścia do saysycznego szacowania modelu rynkowego cyklu
Bardziej szczegółowoWprowadzenie do teorii prognozowania
Wprowadzenie do teorii prognozowania I Pojęcia: 1. Prognoza i zmienna prognozowana (przedmiot prognozy). Prognoza punktowa i przedziałowa. 2. Okres prognozy i horyzont prognozy. Prognozy krótkoterminowe
Bardziej szczegółowoSkala depopulacji polskich miast i zmiany struktury demograficznej - wnioski ze spisu ludności i prognozy demograficznej do 2035 roku
Skala depopulacji polskich miast i zmiany struktury demograficznej - wnioski ze spisu ludności i prognozy demograficznej do 2035 roku Konferencja Zarządzanie rozwojem miast o zmniejszającej się liczbie
Bardziej szczegółowoStatystyka w pracy badawczej nauczyciela Wykład 4: Analiza współzależności. dr inż. Walery Susłow walery.suslow@ie.tu.koszalin.pl
Statystyka w pracy badawczej nauczyciela Wykład 4: Analiza współzależności dr inż. Walery Susłow walery.suslow@ie.tu.koszalin.pl Statystyczna teoria korelacji i regresji (1) Jest to dział statystyki zajmujący
Bardziej szczegółowo2.1 Zagadnienie Cauchy ego dla równania jednorodnego. = f(x, t) dla x R, t > 0, (2.1)
Wykład 2 Sruna nieograniczona 2.1 Zagadnienie Cauchy ego dla równania jednorodnego Równanie gań sruny jednowymiarowej zapisać można w posaci 1 2 u c 2 2 u = f(x, ) dla x R, >, (2.1) 2 x2 gdzie u(x, ) oznacza
Bardziej szczegółowoPROGNOZOWANIE BRAKUJĄCYCH DANYCH DLA SZEREGÓW O WYSOKIEJ CZĘSTOTLIWOŚCI OCZYSZCZONYCH Z SEZONOWOŚCI
Sudia Ekonomiczne. Zeszyy Naukowe Uniwersyeu Ekonomicznego w Kaowicach ISSN 2083-8611 Nr 289 2016 Maria Szmuksa-Zawadzka Zachodniopomorski Uniwersye Technologiczny w Szczecinie Sudium Maemayki Jan Zawadzki
Bardziej szczegółowoĆwiczenia 3 ( ) Współczynnik przyrostu naturalnego. Koncepcja ludności zastojowej i ustabilizowanej. Prawo Lotki.
Ćwiczenia 3 (22.04.2013) Współczynnik przyrosu nauralnego. Koncepcja ludności zasojowej i usabilizowanej. Prawo Loki. Współczynnik przyrosu nauralnego r = U Z L gdzie: U - urodzenia w roku Z - zgony w
Bardziej szczegółowoDobór przekroju żyły powrotnej w kablach elektroenergetycznych
Dobór przekroju żyły powronej w kablach elekroenergeycznych Franciszek pyra, ZPBE Energopomiar Elekryka, Gliwice Marian Urbańczyk, Insyu Fizyki Poliechnika Śląska, Gliwice. Wsęp Zagadnienie poprawnego
Bardziej szczegółowodr Bartłomiej Rokicki Katedra Makroekonomii i Teorii Handlu Zagranicznego Wydział Nauk Ekonomicznych UW
Kaedra Makroekonomii i Teorii Handlu Zagranicznego Wydział Nauk Ekonomicznych UW Sposoby usalania płac w gospodarce Jednym z głównych powodów, dla kórych na rynku pracy obserwujemy poziom bezrobocia wyższy
Bardziej szczegółowoDYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 2007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Pior Fiszeder Uniwersye Mikołaja Kopernika
Bardziej szczegółowoPrezentacja założeń i wyników projektu Z instytucji do rodziny
Prezentacja założeń i wyników projektu Z instytucji do rodziny Maciej Bukowski Warszawa, 29 maja 2018. Plan wystąpienia 1. Informacja o projekcie. 2. Prezentacja wybranych wniosków z analizy ilościowej.
Bardziej szczegółowoPROGNOZOWANIE W ZARZĄDZANIU PRZEDSIĘBIORSTWEM
PROGNOZOWANIE W ZARZĄDZANIU PRZEDSIĘBIORSTWEM prof. dr hab. Paweł Dimann 1 Znaczenie prognoz w zarządzaniu firmą Zarządzanie firmą jes nieusannym procesem podejmowania decyzji, kóry może być zdefiniowany
Bardziej szczegółowoRozdział 4. Profile regionalne małych i średnich przedsiębiorstw. Województwo dolnośląskie
Melania Nieć, Joanna Orłowska, Maja Wasilewska Rozdział 4. Profile regionalne małych i średnich przedsiębiorstw Województwo dolnośląskie Struktura podmiotowa przedsiębiorstw aktywnych W 2013 r. o ponad
Bardziej szczegółowoGŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Urząd Statystyczny w Katowicach
GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Urząd Statystyczny w Katowicach Notatka informacyjna PRODUKT KRAJOWY BRUTTO RACHUNKI REGIONALNE W 2008 R. 1 PRODUKT KRAJOWY BRUTTO W 2008 roku wartość wytworzonego produktu krajowego
Bardziej szczegółowospecyfikacji i estymacji modelu regresji progowej (ang. threshold regression).
4. Modele regresji progowej W badaniach empirycznych coraz większym zaineresowaniem cieszą się akie modele szeregów czasowych, kóre pozwalają na objaśnianie nieliniowych zależności między poszczególnymi
Bardziej szczegółowoCharakterystyka przedsiębiorstw transportu samochodowego w Polsce w latach
Logistyka - nauka Krystyna Bentkowska-Senator, Zdzisław Kordel Instytut Transportu Samochodowego w Warszawie Charakterystyka przedsiębiorstw transportu samochodowego w Polsce w latach 2007-2010 Pozytywnym
Bardziej szczegółowoMinimum egzystencji w układzie przestrzennym. Komentarz do danych za 2014 r.
INSTYTUT PRACY I SPRAW SOCJALNYCH INSTITUTE OF LABOUR AND SOCIAL STUDIES INSTYTUT PRACY I SPRAW SOCJALNYCH Warszawa, 4 października 2015 r. INSTITUTE OF LABOUR AND SOCIAL STUDIES Minimum egzystencji w
Bardziej szczegółowoWYKORZYSTANIE RACHUNKU WARIACYJNEGO DO ANALIZY WAHAŃ PRODUKCJI W PRZEDSIĘBIORSTWACH
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36, T. 1 Sefan Grzesiak * WYKORZYSTANIE RACHUNKU WARIACYJNEGO DO ANALIZY WAHAŃ PRODUKCJI W PRZEDSIĘBIORSTWACH STRESZCZENIE W arykule podjęo problem
Bardziej szczegółowoStruktura sektorowa finansowania wydatków na B+R w krajach strefy euro
Rozdział i. Srukura sekorowa finansowania wydaków na B+R w krajach srefy euro Rober W. Włodarczyk 1 Sreszczenie W arykule podjęo próbę oceny srukury sekorowej (sekor przedsiębiorsw, sekor rządowy, sekor
Bardziej szczegółowoTeoretyczne podstawy analizy indeksowej klasyfikacja indeksów, konstrukcja, zastosowanie
Teoretyczne podstawy analizy indeksowej klasyfikacja indeksów, konstrukcja, zastosowanie Szkolenie dla pracowników Urzędu Statystycznego nt. Wybrane metody statystyczne w analizach makroekonomicznych dr
Bardziej szczegółowoRozwody w Polsce w ujęciu regionalnym
Demografia i Gerontologia Społeczna Biuletyn Informacyjny 2013, Nr 4 Piotr Szukalski Instytut Socjologii Uniwersytet Łódzki pies@uni.lodz.pl Rozwody w Polsce w ujęciu regionalnym Fakt, iż ostatnie lata
Bardziej szczegółowoSYTUACJA DEMOGRAFICZNA W WOJEWÓDZTWIE KUJAWSKO-POMORSKIM W 2005 R.
Urząd Statystyczny w Bydgoszczy e-mail: SekretariatUSBDG@stat.gov.pl http://www.stat.gov.pl/urzedy/bydgosz tel. 0 52 366 93 90; fax 052 366 93 56 Bydgoszcz, 31 maja 2006 r. SYTUACJA DEMOGRAFICZNA W WOJEWÓDZTWIE
Bardziej szczegółowoEKONOMETRYCZNA PROGNOZA ODPŁYWÓW Z BEZROBOCIA
EKONOMETRYCZNA PROGNOZA ODPŁYWÓW Z BEZROBOCIA W OPARCIU O KONCEPCJĘ FUNKCJI DOPASOWAŃ Adam Kowol 2 1. Sformułowanie zadania prognostycznego Celem niniejszej pracy jest próba prognozy kształtowania się
Bardziej szczegółowoEkonometryczna analiza popytu na wodę
Jacek Batóg Uniwersytet Szczeciński Ekonometryczna analiza popytu na wodę Jednym z czynników niezbędnych dla funkcjonowania gospodarstw domowych oraz realizacji wielu procesów technologicznych jest woda.
Bardziej szczegółowoDYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE
DYNAMICZNE MODELE EKONOMETRYCZNE X Ogólnopolskie Seminarium Naukowe, 4 6 września 2007 w Toruniu Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye Mikołaja Kopernika w Toruniu Uniwersye Gdański Zasosowanie modelu
Bardziej szczegółowoOcena płynności wybranymi metodami szacowania osadu 1
Bogdan Ludwiczak Wprowadzenie Ocena płynności wybranymi meodami szacowania osadu W ubiegłym roku zaszły znaczące zmiany doyczące pomiaru i zarządzania ryzykiem bankowym. Są one konsekwencją nowowprowadzonych
Bardziej szczegółowoBudownictwo mieszkaniowe a) w okresie I-XII 2013 r.
Warszawa, 17.1.214 r. Budownictwo mieszkaniowe a) w okresie I-XII 213 r. Według wstępnych danych, w okresie styczeń-grudzień 213 r. oddano do użytkowania 146122 mieszkania, tj. o 4,4% mniej niż w 212 r.
Bardziej szczegółowoAnaliza współzależności zjawisk
Analiza współzależności zjawisk Informacje ogólne Jednostki tworzące zbiorowość statystyczną charakteryzowane są zazwyczaj za pomocą wielu cech zmiennych, które nierzadko pozostają ze sobą w pewnym związku.
Bardziej szczegółowoRealizacja świadczeń endoprotezoplastyki stawowej w 2013 r.
Realizacja świadczeń endoprotezoplastyki stawowej w 2013 r. 1. Źródło danych Podstawą opracowania jest Centralna Baza Endoprotezoplastyk Narodowego Funduszu Zdrowia (CBE), działająca od marca 2005 r. Gromadzone
Bardziej szczegółowo( 3 ) Kondensator o pojemności C naładowany do różnicy potencjałów U posiada ładunek: q = C U. ( 4 ) Eliminując U z równania (3) i (4) otrzymamy: =
ROZŁADOWANIE KONDENSATORA I. el ćwiczenia: wyznaczenie zależności napięcia (i/lub prądu I ) rozładowania kondensaora w funkcji czasu : = (), wyznaczanie sałej czasowej τ =. II. Przyrządy: III. Lieraura:
Bardziej szczegółowoRealizacja świadczeń endoprotezoplastyki stawowej w 2014 r.
Realizacja świadczeń endoprotezoplastyki stawowej w 2014 r. 1. Źródło danych Opracowanie zostało sporządzone na podstawie Centralnej Bazy Endoprotezoplastyk Narodowego Funduszu Zdrowia (CBE), działającej
Bardziej szczegółowoOpracował: mgr inż. Krzysztof Opoczyński. Zamawiający: Generalna Dyrekcja Dróg Krajowych i Autostrad. Warszawa, 2001 r.
GENERALNY POMIAR RUCHU 2000 SYNTEZA WYNIKÓW Opracował: mgr inż. Krzysztof Opoczyński Zamawiający: Generalna Dyrekcja Dróg Krajowych i Autostrad Warszawa, 2001 r. SPIS TREŚCI 1. Wstęp...1 2. Obciążenie
Bardziej szczegółowoBudownictwo mieszkaniowe a) w okresie I-II 2014 r.
Warszawa, 17.3.214 r. Budownictwo mieszkaniowe a) w okresie I-II 214 r. Według wstępnych danych, w okresie styczeń-luty 214 r. oddano do użytkowania 2378 mieszkań, tj. o 4,9% mniej w porównaniu z analogicznym
Bardziej szczegółowoZajęcia 2. Estymacja i weryfikacja modelu ekonometrycznego
Zajęcia. Esmacja i werfikacja modelu ekonomercznego Celem zadania jes oszacowanie liniowego modelu opisującego wpłw z urski zagranicznej w danm kraju w zależności od wdaków na urskę zagraniczną i liczb
Bardziej szczegółowo