Analiza zmian w strukturze wiekowej kierowców posiadających uprawnienia kategorii C i podstawy obliczeń prognostycznych w tym zakresie

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "Analiza zmian w strukturze wiekowej kierowców posiadających uprawnienia kategorii C i podstawy obliczeń prognostycznych w tym zakresie"

Transkrypt

1 KOCHANEK Hanna ROCHOWSKI Leon Analza zman w strukturze wekowej kerowców posadających uprawnena kategor C podstawy oblczeń prognostycznych w tym zakrese WROWADZENIE Lczba ludnośc olsk w ostatnch latach ulega bardzo małym zmanom. Zachodzą natomast zmany w strukturze wekowej populacj. Rys.. Lczba ludnośc olsk według danych prognoz GUS [, 3] w latach 4-5; ludność ogółem oraz grupa wekowa 8+ Z przedstawonych na rysunku danych wynka, że w latach 4-3 w olsce systematyczne rosła lczebność grupy wekowej 8+. Jednak obecne lczba ta ne rośne, a prognoza do 5 wskazuje na spadek lczebnośc tej grupy. W tej grupe zachodzą poważne zmany struktury wekowej. Na rysunku przedstawono strukturę ludnośc olsk w grupe wekowej 8+ na podstawe danych prognoz GUS [, 3] na lata 4-5. Rys.. Struktura ludnośc olsk w grupe wekowej 8+ według [, 3] Dane prognozy przedstawone na rysunku wyraźne wskazują na coraz wększy udzał starszych grup ludnośc w ogólnej lczbe ludnośc olsk. Zatem zasadne jest badane wpływu tego Unwersytet Technologczno-Humanstyczny m. Kazmerza ułaskego w Radomu, Wydzał Mechanczny; 6-6 Radom; ul. Malczewskego 9. Tel: , hankoch@uthrad.pl Wojskowa Akadema Technczna, Wydzał Mechanczny, -98 Warszawa, ul. S. Kalskego ; rzemysłowy Instytut Motoryzacj, 3-3 Warszawa, ul. Jagellońska 55; lprochowsk@wat.edu.pl 45

2 procesu na różne dzedzny dzałalnośc gospodarczej, poneważ w olsce szybko maleje lczba osób w weku produkcyjnym []. Starzene sę społeczeństw krajów rozwnętych ma charakter powszechny. roces starzena prowadz do obnżana sę wraz z wekem m.n. sprawnośc psychofzycznej, podzelnośc uwag koordynacj wzrokowo-ruchowej. Są to czynnk bardzo stotne w ruchu drogowym, zwłaszcza w przypadku kerowców zawodowych. Z drugej strony szybko rosną przewozy przy udzale transportu drogowego. Zatem rośne zapotrzebowane na kerowców zawodowych [8, 9, ]. Jednocześne dane lczbowe pokazują rosnący udzał kerowców w starszym weku w ogólnej lczbe kerowców [5]. Osoby starsze są obecne najszybcej rosnącą grupą kerowców, zarówno pod względem ch lczby, jak udzału w ruchu drogowym [4, 6, 7]. odstawowym celem pracy jest wyznaczene prognozy zman lczebnośc struktury wekowej w grupe zawodowej kerowców samochodów cężarowych, czyl osób wykonujących zawodowo zasadncze zadane logstyczne w obszarze drogowego transportu ładunków. Analza obecnych prognoz wzrostu przewozu ładunków lczby samochodów cężarowych wskazuje na potrzebę ch odnesena do przyszłej struktury wekowej kerowców zawodowych. roblem rozważano na podstawe wynków oblczeń, które są oparte na danych z lat 4-3 [, 3, ]. rognozę sporządzono na lata 5-5. Wybór przedzałów weku, w których należy prowadzć analzę ne jest łatwa, bo w różnych zagadnenach są wykorzystywane różne podzały na grupy wekowe kerowców [4]. W tej sytuacj, po analze zgromadzonych danych, uwagę zwrócono na trzy grupy wekowe kerowców: młodz kerowcy w weku 8 4 lata, to grupa perwsza; grupa lata, traktowana w tym opracowanu jako grupa odnesena; trzeca grupa wekowa, oznaczona 6+, nazwana tu grupą kerowców starszych, senorów.. LICZBA I STRUKTURA WIEKOWA KIEROWCÓW Z OZWOLENIEM KATEGORII C W OLSCE W opracowanu korzystano z lczebnośc grup wekowych kerowców publkowanych w []. Lczebność kerowców w grupe wekowej 6+ wyznaczano na podstawe lczebnośc grupy wekowej lata. Rys. 3. Lczba struktura wekowa kerowców z pozwolenem kategor C w latach 4-3 według [] rzykładowe lczby zebrane w tabel pokazują zmany w grupach wekowych kerowców z pozwolenem kategor C. Tab.. Struktura wekowa kerowców z pozwolenem kategor C [] Rok Wek 8-4 Wek Wek 6+ Ogółem C Ogólna lczba kerowców kategor C w rozpatrywanym okrese czasu systematyczne rośne. Zauważalny jest slny wzrost udzału grupy wekowej starszych kerowców przy jednocześne 46

3 malejącym udzale grupy wekowej młodych kerowców, czyl z grupy wekowej 8-4 lata. Należy też dodać, że pozwolene kategor C, czyl uprawnene do prowadzena samochodów cężarowych, zwykle zdobywają osoby mające już znaczny staż jako kerowcy samochodów osobowych.. ROGNOZA ZMIAN LICZEBNOŚCI GRU WIEKOWYCH KIEROWCÓW Z OZWOLENIEM KATEGORII C NA LATA 4-5. odstawa oblczeń prognostycznych Oblczena prognostyczne oparte zostały na zborze n danych, zgromadzonych w okrese < T, T >. Dane te potraktowano jako elementy szeregu czasowego jednocześne jako podstawę do estymacj parametrów model matematycznych opsujących analzowane procesy [, 3, 4]. W pracy wykorzystano modele lnowe logarytmczne. W modelu lnowym funkcja trendu f ( τ) α α τ, τ - zmenna czasowa () jest opsana równanem macerzowym y τ ξ,, α y Xα ξ y y,, X τ α ξ ξ, () α yn τn ξn gdze: n - lczba lat w okrese < T, T >; T, T odpowedno perwszy ostatn rok z okresu, w którym zgromadzono dane o lczebnośc kerowców; y wektor (n ) lczebnośc grup wekowych; X macerz (n ) wartośc zmennej czasowej τ T ; τ ) ; α wektor ( ) ( n T neznanych parametrów funkcj lnowej α α ; ξ wektor (n ) składnków losowych, odzwercedlający efekty przypadkowych oddzaływań na trend. o zastosowanu metody najmnejszych kwadratów do ser analzowanych danych, otrzymuje sę: y Xa e, e y Xa y yˆ (3) y a a τ e e y yˆ,,,,..., n (3a) gdze: yˆ Xa jest wektorem oblczonych wartośc lczebnośc kerowców w analzowanych grupach wekowych, a składowe wektora a a to oszacowana metodą najmnejszych kwadratów składowych wektora α, e jest wektorem reszt modelu. odczas oceny trafnośc przyjętego modelu funkcj trendu oblczano standardowe mary dopasowana [3, 4]: se współczynnk zmennośc resztowej Ve, y współczynnk determnacj gdze: R ; 47

4 s e T e n e n n ( y yˆ ) warancja resztowa, n y y n wartość średna, n ( y yˆ ) ( n ) se n n ( y y ) ( y y ) współczynnk zbeżnośc. Model matematyczny jest tym lepszy, m mnejsza jest wartość współczynnka zmennośc resztowej. W opracowanu przyjęto jako dopuszczalne V %. Wartośc y T prognozy lczebnośc grup wekowych kerowców w czase T > T, oblczano poprzez ekstrapolację oblczonej funkcj trendu na lata 5-5 yt e a a T. (4) Następne oblczano wartośc średnch błędów prognoz ex ante dla modelu lnowego s ( T ) D se T n n ( ) (5) W modelu z logarytmczną funkcją trendu o postac y a a ln τ sprowadzano funkcję trendu do postac lnowej (3). W tym celu transformowano zmenną czasową: ~ τ ln ; natomast prognozowanej zmennej ne przekształcano, czyl y a a ln τ y a a ~ τ (6) odczas oblczana błędu prognozy opartej na modelach nelnowych, transponowanych do postac funkcj lnowej zachodz zależność [3]: ~ s D s T DT, (7) dy ~ ( yt ) dy gdze: s~ jest średnm błędem prognozy oblczonym ze wzoru (5) na podstawe modelu lnowego (otrzymanego po transformowanu zmennych); dy ~ ( dy y T prognozy ) y T. - wartość pochodnej funkcj transformującej model do postac lnowej dla wartośc W modelu logarytmcznej funkcj trendu wzór (7) sprowadza sę (poneważ ne transformowano zmennej y) do zależnośc s ~ s (8) DT 48

5 V W pracy przyjęto, że jeżel względny błąd prognozy ex ante 3%, to prognozy są bardzo dobre, 3% V 6%, to prognozy są dobre, 6% V %, to prognozy mogą być dopuszczalne, V %, to prognozy są nedopuszczalne. sdt VDT spełna nerówność: y T rzedzał rozrzutu prognozowanej lczby kerowców na lata T > T, wyznaczano ( yt u sdt yt yt u sdt ) T (9) gdze: y T prognozowana lczba kerowców w wybranej grupe wekowej; T warygodność prognozy; u współczynnk zwązany z warygodnoścą prognoz, rozkładem zmennej prognozowanej oraz z lczbą lat w okrese < T, T >; (odczytywany z tablc rozkładu t-studenta dla n- stopn swobody zadanego pozomu stotnośc α ); s średn błąd prognozy na czas T.. Wynk oblczeń w grupach wekowych kerowców z pozwolenem kategor C W pracy wyznaczono prognozę lczby kerowców posadających pozwolene kategor C oraz ch lczbę w klku grupach wekowych. Dokonano także oszacowana dokładnośc tych oblczeń rezultat pokazano jako przedzał rozrzutu wartośc na pozome stotnośc =,5. odczas oblczana prognozy przyjęto T 4, T 3. Wynk oblczeń prognozy ogólnej lczby kerowców, które wyznaczono wykorzystując zależnośc (4), (6), przedstawone są na rysunku 4. Na rysunku zaznaczono także przedzał rozrzutu wartośc prognozy, oblczony na podstawe zależnośc (8), (9). Rys. 4. Zmana ogólnej lczby kerowców z pozwolenem kategor C w latach 4-3 oraz prognoza na lata 4-5 Wdoczny jest stały wzrost lczebnośc tej grupy kerowców. Jednak tempo przyrostu systematyczne spada: lata 4-6 średnoroczny przyrost 8 kerowców/rok; lata 7-9 kerowców/rok; lata 5-5 prognoza średnorocznego przyrostu 4 kerowców/rok. 49

6 rognoza pokazuje, że tempo tego przyrostu na lata następne może być ponad cztery razy mnejsze nż lat temu. Do nskego tempa wzrostu lczby kerowców zawodowych dochodzą znaczne zmany w strukturze wekowej tej grupy zawodowej. Wynk oblczeń lczebnośc w grupach wekowych 8-4 lata, lata oraz weku 6+ przedstawono na rysunku 5. Wartośc lczby kerowców w latach 4-3 w grupe wekowej 8-4 wykazują znaczne wahana, które pokazano na rysunku 5b. Zmena sę także tempo zman lczebnośc grupy wekowej lata. o analze tych danych podjęto następujące krok przed oblczanem prognozy w grupach wekowych:. Lczebność grupy wekowej lata w latach 4-8 wyraźne rośne. Jednak w następnych latach tempo wzrostu tej lczebnośc stało sę dużo mnejsze. Na potrzeby wyznaczanej prognozy założono, że w latach następnych utrzymany będze charakter zman z lat odczas oblczana prognozy dla grupy wekowej 8-4 lata, lczbę kerowców z lat 7 9 zastąpono przez wartośc średne odpowedno za lata 6 8 oraz 8 (rys. 5b). ommo tych dzałań dokładność prognozy lczby kerowców młodych w dalszym cągu ne jest zadowalająca (prognoza na 9 rok ma względny błąd predykcj ex ante około %). W tej sytuacj oblczena tej prognozy ogranczono do roku. a) b) Rys. 5. Zmana lczby kerowców z pozwolenem kategor C; a) grupy wekowe w latach 4-3 oraz prognoza ch lczebnośc na lata 4-5; b) lczebność w grupe wekowej 8-4 lata z zaznaczenem danych zamenonych do oblczeń Na rysunku 6 pokazano przebeg prognozy lczebnośc kerowców w grupe wekowej lata, którą oblczono na dwa sposoby: na podstawe danych z lat 4-3 oraz 8-3. Borąc pod uwagę wartośc współczynnka determnacj, za podstawową prognozę do dalszej analzy przyjęto oblczoną na podstawe danych z lat

7 Rys. 6. rzebeg prognozy lczebnośc kerowców z pozwolenem kategor C w grupe wekowej na lata 4-5 dla logarytmcznej funkcj trendu, oblczonej na podstawe danych za 6 lat W tabel podano nektóre wartośc lczby kerowców wynk oblczeń prognostycznych wraz z ch oszacowanem. Tab.. Zmana ogólnej lczby kerowców z pozwolenem kat. C oraz w wybranych grupach wekowych Grupy kerowców Wek V D 5 8,3% V D = 4% V D 5,5% V D,6% V D 5,8% V D 5,% V D,% V D 5,% Kategora C V D 5,4% V D,4% V D 5,5% Tab. 3. Udzał procentowy grup wekowych w ogólnej lczbe kerowców z pozwolenem kategor C Grupy wekowe kerowców 8-4 7,6 4,7 4,,8,9 Ok , 3,4,9 9,6 8, 7, 6+ 6,7 9,3, 6,8 3,8 36,7 ozostałe grupy wekowe 5,5 5,6 5,7 5,8 48, Ok. 45 Na podstawe ogólnej lczby kerowców oraz w branych pod uwagę grupach wekowych kerowców z pozwolenem kategor C z lat 4-3 oblczono wartośc prognozowane na lata 5-5 oraz ch oszacowane, które w tabel podano w postac błędu względnego prognozy ex ante V DT. Na rysunkach 4 5a pokazano przebeg zman prognozowanej lczby kerowców obszar rozrzutu tych wartośc. Zaznaczony obszar ogranczają lne górnej dolnej grancy przedzału rozrzutu. Oblczona prognoza lczby kerowców ogółem w grupach wekowych wskazują na nekorzystne zmany w analzowanej grupe zawodowej, mmo że grupa ta jako całość zwększa swą lczebność, gdy szybko maleje lczba osób w weku produkcyjnym w olsce []. Jednak tempo tego przyrostu wynos tylko 4 kerowców na rok. Zanepokojene budzą także zmany w strukturze wekowej, czyl spadek udzału młodych kerowców, a jednocześne szybke tempo wzrostu lczby kerowców w grupe 6+. To pokazuje zestawene zman procentowego udzału grup wekowych wśród kerowców z pozwolenem kategor C w latach 4-5: 4

8 kerowcy młodz - spadek udzału z 7,6 % do ok. %; kerowcy z grupy odnesena - spadek udzału z 4,% do ok. 7,%; kerowcy stars - wzrost udzału z 6,7% do ok. 36,7%. Tempo zman udzału analzowanych grup wekowych w całośc tej grupy zawodowej jest różne: kerowcy młodz - średnoroczny spadek udzału o,3% ; kerowcy z grupy odnesena - średnoroczny spadek udzału o,3% ; kerowcy stars - średnoroczny wzrost udzału o,8%. Bardzej szczegółowa analza tych zman pokazuje zmnejszane sę tempa spadku udzału młodych kerowców z ok.,6% roczne w latach 4-6 do,% tej populacj w okrese prognozowanym. Natomast tempo wzrostu udzału kerowców starszych zwększa sę z,5% roczne w latach 4-6 do,9% w całośc tej grupy kerowców zawodowych w latach 5-5. ODSUMOWANIE Analza lczebnośc oraz struktury wekowej w grupe kerowców samochodów cężarowych, którzy zawodowo realzują podstawowe zadane logstyczne w obszarze drogowego transportu ładunków została przeprowadzona na podstawe wynków oblczeń, które są oparte na danych z lat 4-3. rognozę sporządzono na lata 5-5. Następne dokonano oszacowana dokładnośc tych oblczeń rezultat pokazano jako przedzał rozrzutu wartośc na pozome stotnośc,5. Oblczena pokazują nekorzystne aspekty zachodzących zman lczbowych. Wynk oblczeń prognostycznych wskazują, że tempo przyrostu lczby kerowców z pozwolenem kategor C w latach następnych może być ponad cztery razy mnejsze nż lat temu. Dodatkowo obserwuje sę przyrost udzału lczby kerowców 6+ w całośc grupy kerowców posadających pozwolene kategor C z,5% roczne na początku analzowanego okresu do,9% w latach następnych. To może meć łączny wpływ na realzację planowanych zadań logstycznych, wdocznych przede wszystkm w prognozach wzrostu drogowego przewozu ładunków. rzeprowadzone oblczena wraz z dokonanym oszacowanem dokładnośc otrzymanych wynków umożlwają poznane zman zachodzących w strukturze wekowej kerowców zawodowych. Informacja ta ma znaczene w welu aspektach, m.n.: konecznośc uwzględnenem struktury wekowej kerowców w organzacj ch pracy; oceny kondycj zawodowej wynkającej z tego programowana edukacj kerowców; planowana zadań transportowych, zatrudnena kerowców dostosowana struktury taboru do możlwośc realzacj zadań transportowych. W pracy wyznaczano prognozy lczebnośc wybranych grup wekowych kerowców przy założenu, że czynnk kształtujące rozpatrywane zjawsko (m. n. gospodarcze, ekonomczne, organzacyjno-prawne) ne zmeną sę w sposób zasadnczy w okrese objętym prognozą (lata 5-5). Streszczene Wek człoweka wpływa na efektywność jego pracy. Zgromadzone dane szczegółowe o lczebnośc wybranych grup wekowych kerowców (8-4 lata, lata, wek 6+) posadających pozwolene kategor C oraz wyznaczone na ch podstawe prognozy na lata 4-5 umożlwły pokazane zachodzących przewdywanych zman w strukturze wekowej kerowców zawodowych. Waga problemu wynka z faktu, osoby starsze są obecne najszybcej rosnącą grupą kerowców w olsce. Do nskego tempa wzrostu lczby kerowców zawodowych dochodzą znaczne zmany w strukturze wekowej tej grupy zawodowej. Zmany te pokazano na tle zman struktury wekowej ludnośc olsk w okrese weloletnm. Słowa kluczowe: transport drogowy, kerowcy samochodów cężarowych, prognozowane lczby kerowców 4

9 Analyss of changes n the age structure of drvers havng powers of category C and the base of prognoss calculatons n ths regards Abstract The age of human affects the effcency of hs work. The collected detaled data concernng the number of drvers n age groups (8-4 years old, age 6+) havng powers of category C and based ths data the prognoss desgnaton for 4-5 enabled the presentaton of the current and predctng changes n the age structure of professonal drvers. Importance of the problem s caused by fact that elderly people are now the fastest ncreasng group of drvers n oland. The low rate of number of the professonal drvers addtonally s accompaned by sgnfcant changes n an age structure of ths professonal group. These changes were shown n the context of changes of an age structure of olsh populaton n multannual perod. Keywords: road transport, truck drvers, forecastng of number of drvers BIBLIOGRAFIA. Dttmann.: rognozowane w przedsęborstwe. Metody ch zastosowane. Wolters Kluwer olska Sp. z.o.o., Kraków 8. Główny Urząd Statystyczny: Stan struktura ludnośc Główny Urząd Statystyczny: rognoza ludnośc na lata 4-5 olska Kochanek H., rochowsk L., Wek kerowców a zagrożene wypadkowe w drogowym transporce ładunków. Logstyka 3/4, Instytut Logstyk Magazynowana, oznań 4 5. Mtchell Chrstopher G.B., The lcensng and safety of older drvers n Brtan. Accdent Analyss and reventon, 5 (3) 6. rochowsk L., Czynnk weku ofar wypadków w ruchu drogowym w olsce. Zeszyty Naukowe Instytutu ojazdów nr 4/9 7. rochowsk L., Kochanek H., Analza weku obrażeń ofar wypadków drogowych w aspekce programowana ratownctwa drogowego. Logstyka 4/ 4, Instytut Logstyk Magazynowana, oznań 4 8. rochowsk L., Żuchowsk A., Technka transportu ładunków, WKŁ, Warszawa 9. Raport 3 Branża motoryzacyjna, opracowane ZMD 3. Rosner A., Stanny M., Demografczne aspekty zasobów pracy w olsce do 3 r. oltyka Społeczna nr /8. System Centralnej Ewdencj ojazdów Kerowców. MSWA, Warszawa 4. Waśkewcz J., Kordel Z., awlak., rognoza rynku pracy kerowców zawodowych w olsce do roku. Gospodarka Materałowa Logstyka, Nr 3/3 3. Zalaś A., awełek B., Wanat S.: rognozowane ekonomczne. Teora, przykłady, zadana. Wydawnctwo Naukowe WN, Warszawa 3 4. Żurowska J.: rognozowane przewozów. Modele, metody, przykłady. Wydawnctwa oltechnk Krakowskej, Kraków 5 43

Weryfikacja hipotez dla wielu populacji

Weryfikacja 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 szczegółowo

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH

STATYSTYKA 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 szczegółowo

Kształtowanie się firm informatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu

Kształtowanie 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 szczegółowo

W praktyce często zdarza się, że wyniki obu prób możemy traktować jako. wyniki pomiarów na tym samym elemencie populacji np.

W 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 szczegółowo

Analiza rodzajów skutków i krytyczności uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 1629A

Analiza 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 szczegółowo

Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4

Stanisław 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 szczegółowo

Egzamin ze statystyki/ Studia Licencjackie Stacjonarne/ Termin I /czerwiec 2010

Egzamin 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 szczegółowo

KURS STATYSTYKA. Lekcja 6 Regresja i linie regresji ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1

KURS 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 szczegółowo

SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW

SZACOWANIE 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 szczegółowo

Zadane 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 szczegółowo

Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4

Natalia 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 szczegółowo

6. ROŻNICE MIĘDZY OBSERWACJAMI STATYSTYCZNYMI RUCHU KOLEJOWEGO A SAMOCHODOWEGO

6. ROŻNICE MIĘDZY OBSERWACJAMI STATYSTYCZNYMI RUCHU KOLEJOWEGO A SAMOCHODOWEGO Różnce mędzy obserwacjam statystycznym ruchu kolejowego a samochodowego 7. ROŻNICE MIĘDZY OBSERWACJAMI STATYSTYCZNYMI RUCHU KOLEJOWEGO A SAMOCHODOWEGO.. Obserwacje odstępów mędzy kolejnym wjazdam na stację

Bardziej szczegółowo

Procedura normalizacji

Procedura 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 szczegółowo

KURS STATYSTYKA. Lekcja 1 Statystyka opisowa ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1

KURS 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 szczegółowo

± Δ. Podstawowe pojęcia procesu pomiarowego. x rzeczywiste. Określenie jakości poznania rzeczywistości

± Δ. Podstawowe pojęcia procesu pomiarowego. x rzeczywiste. Określenie jakości poznania rzeczywistości Podstawowe pojęca procesu pomarowego kreślene jakośc poznana rzeczywstośc Δ zmerzone rzeczywste 17 9 Zalety stosowana elektrycznych przyrządów 1/ 1. możlwość budowy czujnków zamenających werne każdą welkość

Bardziej szczegółowo

Natalia Nehrebecka. Wykład 2

Natalia Nehrebecka. Wykład 2 Natala Nehrebecka Wykład . Model lnowy Postad modelu lnowego Zaps macerzowy modelu lnowego. Estymacja modelu Wartośd teoretyczna (dopasowana) Reszty 3. MNK przypadek jednej zmennej . Model lnowy Postad

Bardziej szczegółowo

Proste modele ze złożonym zachowaniem czyli o chaosie

Proste modele ze złożonym zachowaniem czyli o chaosie Proste modele ze złożonym zachowanem czyl o chaose 29 kwetna 2014 Komputer jest narzędzem coraz częścej stosowanym przez naukowców do ukazywana skrzętne ukrywanych przez naturę tajemnc. Symulacja, obok

Bardziej szczegółowo

65120/ / / /200

65120/ / / /200 . W celu zbadana zależnośc pomędzy płcą klentów ch preferencjam, wylosowano kobet mężczyzn zadano m pytane: uważasz za lepszy produkt frmy A czy B? Wynk były następujące: Odpowedź Kobety Mężczyźn Wolę

Bardziej szczegółowo

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

Prawdopodobieństwo i statystyka r. Prawdopodobeństwo statystya.05.00 r. Zadane Zmenna losowa X ma rozład wyładnczy o wartośc oczewanej, a zmenna losowa Y rozład wyładnczy o wartośc oczewanej. Obe zmenne są nezależne. Oblcz E( Y X + Y =

Bardziej szczegółowo

STARE A NOWE KRAJE UE KONKURENCYJNOŚĆ POLSKIEGO EKSPORTU

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 szczegółowo

PROGNOZOWANIE SPRZEDAŻY Z ZASTOSOWANIEM ROZKŁADU GAMMA Z KOREKCJĄ ZE WZGLĘDU NA WAHANIA SEZONOWE

PROGNOZOWANIE 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 szczegółowo

Natalia Nehrebecka. Zajęcia 3

Natalia 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 szczegółowo

Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe ogólne. α β β β ε. Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 4.

Modele 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 szczegółowo

Nieparametryczne Testy Istotności

Nieparametryczne Testy Istotności Neparametryczne Testy Istotnośc Wzory Neparametryczne testy stotnośc schemat postępowana punkt po punkce Formułujemy hpotezę główną odnoszącą sę do: zgodnośc populacj generalnej z jakmś rozkładem, lub:

Bardziej szczegółowo

Badanie współzależności dwóch cech ilościowych X i Y. Analiza korelacji prostej

Badanie współzależności dwóch cech ilościowych X i Y. Analiza korelacji prostej Badane współzależnośc dwóch cech loścowych X Y. Analza korelacj prostej Kody znaków: żółte wyróżnene nowe pojęce czerwony uwaga kursywa komentarz 1 Zagadnena 1. Zwązek determnstyczny (funkcyjny) a korelacyjny.

Bardziej szczegółowo

) będą niezależnymi zmiennymi losowymi o tym samym rozkładzie normalnym z następującymi parametrami: nieznaną wartością 1 4

) będą niezależnymi zmiennymi losowymi o tym samym rozkładzie normalnym z następującymi parametrami: nieznaną wartością 1 4 Zadane. Nech ( X, Y ),( X, Y ), K,( X, Y n n ) będą nezależnym zmennym losowym o tym samym rozkładze normalnym z następującym parametram: neznaną wartoścą oczekwaną EX = EY = m, warancją VarX = VarY =

Bardziej szczegółowo

Badania sondażowe. Braki danych Konstrukcja wag. Agnieszka Zięba. Zakład Badań Marketingowych Instytut Statystyki i Demografii Szkoła Główna Handlowa

Badania 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 szczegółowo

System Przeciwdziałania Powstawaniu Bezrobocia na Terenach Słabo Zurbanizowanych SPRAWOZDANIE Z BADAŃ Autor: Joanna Wójcik

System 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 szczegółowo

Metody predykcji analiza regresji

Metody predykcji analiza regresji Metody predykcj analza regresj TPD 008/009 JERZY STEFANOWSKI Instytut Informatyk Poltechnka Poznańska Przebeg wykładu. Predykcja z wykorzystanem analzy regresj.. Przypomnene wadomośc z poprzednch przedmotów..

Bardziej szczegółowo

MODELOWANIE LICZBY SZKÓD W UBEZPIECZENIACH KOMUNIKACYJNYCH W PRZYPADKU WYSTĘPOWANIA DUŻEJ LICZBY ZER, Z WYKORZYSTANIEM PROCEDURY KROSWALIDACJI

MODELOWANIE LICZBY SZKÓD W UBEZPIECZENIACH KOMUNIKACYJNYCH W PRZYPADKU WYSTĘPOWANIA DUŻEJ LICZBY ZER, Z WYKORZYSTANIEM PROCEDURY KROSWALIDACJI Alcja Wolny-Domnak Unwersytet Ekonomczny w Katowcach MODELOWANIE LICZBY SZKÓD W UBEZPIECZENIACH KOMUNIKACYJNYCH W PRZYPADKU WYSTĘPOWANIA DUŻEJ LICZBY ZER, Z WYKORZYSTANIEM PROCEDURY KROSWALIDACJI Wprowadzene

Bardziej szczegółowo

Zaawansowane metody numeryczne Komputerowa analiza zagadnień różniczkowych 1. Układy równań liniowych

Zaawansowane metody numeryczne Komputerowa analiza zagadnień różniczkowych 1. Układy równań liniowych Zaawansowane metody numeryczne Komputerowa analza zagadneń różnczkowych 1. Układy równań lnowych P. F. Góra http://th-www.f.uj.edu.pl/zfs/gora/ semestr letn 2006/07 Podstawowe fakty Równane Ax = b, x,

Bardziej szczegółowo

Projekt 6 6. ROZWIĄZYWANIE RÓWNAŃ NIELINIOWYCH CAŁKOWANIE NUMERYCZNE

Projekt 6 6. ROZWIĄZYWANIE RÓWNAŃ NIELINIOWYCH CAŁKOWANIE NUMERYCZNE Inormatyka Podstawy Programowana 06/07 Projekt 6 6. ROZWIĄZYWANIE RÓWNAŃ NIELINIOWYCH CAŁKOWANIE NUMERYCZNE 6. Równana algebraczne. Poszukujemy rozwązana, czyl chcemy określć perwastk rzeczywste równana:

Bardziej szczegółowo

Laboratorium ochrony danych

Laboratorium ochrony danych Laboratorum ochrony danych Ćwczene nr Temat ćwczena: Cała skończone rozszerzone Cel dydaktyczny: Opanowane programowej metody konstruowana cał skończonych rozszerzonych GF(pm), poznane ch własnośc oraz

Bardziej szczegółowo

Badanie współzaleŝności dwóch cech ilościowych X i Y. Analiza korelacji prostej. Badanie zaleŝności dwóch cech ilościowych. Analiza regresji prostej

Badanie współzaleŝności dwóch cech ilościowych X i Y. Analiza korelacji prostej. Badanie zaleŝności dwóch cech ilościowych. Analiza regresji prostej Badane współzaleŝnośc dwóch cech loścowych X Y. Analza korelacj prostej Badane zaleŝnośc dwóch cech loścowych. Analza regresj prostej Kody znaków: Ŝółte wyróŝnene nowe pojęce czerwony uwaga kursywa komentarz

Bardziej szczegółowo

( ) ( ) 2. Zadanie 1. są niezależnymi zmiennymi losowymi o. oraz. rozkładach normalnych, przy czym EX. i σ są nieznane. 1 Niech X

( ) ( ) 2. Zadanie 1. są niezależnymi zmiennymi losowymi o. oraz. rozkładach normalnych, przy czym EX. i σ są nieznane. 1 Niech X Prawdopodobeństwo statystyka.. r. Zadane. Zakładamy, że,,,,, 5 są nezależnym zmennym losowym o rozkładach normalnych, przy czym E = μ Var = σ dla =,,, oraz E = μ Var = 3σ dla =,, 5. Parametry μ, μ σ są

Bardziej szczegółowo

Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka W 11: Analizy zależnościpomiędzy zmiennymi losowymi Model regresji wielokrotnej

Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka W 11: Analizy zależnościpomiędzy zmiennymi losowymi Model regresji wielokrotnej Rachunek prawdopodobeństwa statstka W 11: Analz zależnoścpomędz zmennm losowm Model regresj welokrotnej Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok 407 adan@agh.edu.pl Model regresj lnowej Model regresj lnowej prostej

Bardziej szczegółowo

3. Modele tendencji czasowej w prognozowaniu

3. 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 szczegółowo

dy dx stąd w przybliżeniu: y

dy dx stąd w przybliżeniu: y Przykłady do funkcj nelnowych funkcj Törnqusta Proszę sprawdzć uzasadnć, które z podanych zdań są prawdzwe, a które fałszywe: Przykład 1. Mesęczne wydatk na warzywa (y, w jednostkach penężnych, jp) w zależnośc

Bardziej szczegółowo

STATECZNOŚĆ SKARP. α - kąt nachylenia skarpy [ o ], φ - kąt tarcia wewnętrznego gruntu [ o ],

STATECZNOŚĆ SKARP. α - kąt nachylenia skarpy [ o ], φ - kąt tarcia wewnętrznego gruntu [ o ], STATECZNOŚĆ SKARP W przypadku obektu wykonanego z gruntów nespostych zaprojektowane bezpecznego nachylena skarp sprowadza sę do przekształcena wzoru na współczynnk statecznośc do postac: tgφ tgα = n gdze:

Bardziej szczegółowo

Proces narodzin i śmierci

Proces narodzin i śmierci Proces narodzn śmerc Jeżel w ewnej oulacj nowe osobnk ojawają sę w sosób losowy, rzy czym gęstość zdarzeń na jednostkę czasu jest stała w czase wynos λ, oraz lczba osobnków n, które ojawły sę od chwl do

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 7 . Zmenne dyskretne Kontrasty: efekty progowe, kontrasty w odchylenach Interakcje. Przyblżane model nelnowych Stosowane do zmennych dyskretnych o uporządkowanych

Bardziej szczegółowo

7.8. RUCH ZMIENNY USTALONY W KORYTACH PRYZMATYCZNYCH

7.8. RUCH ZMIENNY USTALONY W KORYTACH PRYZMATYCZNYCH WYKŁAD 7 7.8. RUCH ZMIENNY USTALONY W KORYTACH PRYZMATYCZNYCH 7.8.. Ogólne równane rucu Rucem zmennym w korytac otwartyc nazywamy tak przepływ, w którym parametry rucu take jak prędkość średna w przekroju

Bardziej szczegółowo

Analiza i diagnoza sytuacji finansowej wybranych branż notowanych na Warszawskiej Giełdzie Papierów Wartościowych w latach

Analiza 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 szczegółowo

1.1. Uprość opis zdarzeń: 1.2. Uprościć opis zdarzeń: a) A B A Uprościć opis zdarzeń: 1.4. Uprościć opis zdarzeń:

1.1. Uprość opis zdarzeń: 1.2. Uprościć opis zdarzeń: a) A B A Uprościć opis zdarzeń: 1.4. Uprościć opis zdarzeń: .. Uprość ops zdarzeń: a) A B, A \ B b) ( A B) ( A' B).. Uproścć ops zdarzeń: a) A B A b) A B, ( A B) ( B C).. Uproścć ops zdarzeń: a) A B A B b) A B C ( A B) ( B C).4. Uproścć ops zdarzeń: a) A B, A B

Bardziej szczegółowo

Rozwiązywanie zadań optymalizacji w środowisku programu MATLAB

Rozwiązywanie zadań optymalizacji w środowisku programu MATLAB Rozwązywane zadań optymalzacj w środowsku programu MATLAB Zagadnene optymalzacj polega na znajdowanu najlepszego, względem ustalonego kryterum, rozwązana należącego do zboru rozwązań dopuszczalnych. Standardowe

Bardziej szczegółowo

WSKAŹNIK OCENY HIC SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO

WSKAŹNIK OCENY HIC SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO WSKAŹNIK OCENY SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO Dagmara KARBOWNICZEK 1, Kazmerz LEJDA, Ruch cała człoweka w samochodze podczas wypadku drogowego zależy od sztywnośc nadwoza

Bardziej szczegółowo

WPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI NA NIEPEWNOŚĆ WYNIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO

WPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI NA NIEPEWNOŚĆ WYNIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO Walenty OWIECZKO WPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI A IEPEWOŚĆ WYIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO STRESZCZEIE W artykule przedstaono ynk analzy nepenośc pomaru ybranych cech obektu obrazu cyfroego. Wyznaczono

Bardziej szczegółowo

BADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG20

BADANIE 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 szczegółowo

SYMULACJA KOMPUTEROWA NAPRĘŻEŃ DYNAMICZNYCH WE WRĘGACH MASOWCA NA FALI NIEREGULARNEJ

SYMULACJA KOMPUTEROWA NAPRĘŻEŃ DYNAMICZNYCH WE WRĘGACH MASOWCA NA FALI NIEREGULARNEJ Jan JANKOWSKI *), Maran BOGDANIUK *),**) SYMULACJA KOMPUTEROWA NAPRĘŻEŃ DYNAMICZNYCH WE WRĘGACH MASOWCA NA FALI NIEREGULARNEJ W referace przedstawono równana ruchu statku w warunkach falowana morza oraz

Bardziej szczegółowo

BADANIA OPERACYJNE. Podejmowanie decyzji w warunkach niepewności. dr Adam Sojda

BADANIA OPERACYJNE. Podejmowanie decyzji w warunkach niepewności. dr Adam Sojda BADANIA OPERACYJNE Podejmowane decyzj w warunkach nepewnośc dr Adam Sojda Teora podejmowana decyzj gry z naturą Wynk dzałana zależy ne tylko od tego, jaką podejmujemy decyzję, ale równeż od tego, jak wystąp

Bardziej szczegółowo

Analiza struktury zbiorowości statystycznej

Analiza 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 szczegółowo

Hipotezy o istotności oszacowao parametrów zmiennych objaśniających ˆ ) ˆ

Hipotezy o istotności oszacowao parametrów zmiennych objaśniających ˆ ) ˆ WERYFIKACJA HIPOTEZY O ISTOTNOŚCI OCEN PARAMETRÓW STRUKTURALNYCH MODELU Hpoezy o sonośc oszacowao paramerów zmennych objaśnających Tesowane sonośc paramerów zmennych objaśnających sprowadza sę do nasępującego

Bardziej szczegółowo

Współczynnik korelacji liniowej oraz funkcja regresji liniowej dwóch zmiennych

Współczynnik korelacji liniowej oraz funkcja regresji liniowej dwóch zmiennych Współcznnk korelacj lnowej oraz funkcja regresj lnowej dwóch zmennch S S r, cov współcznnk determnacj R r Współcznnk ndetermnacj ϕ r Zarówno współcznnk determnacj jak ndetermnacj po przemnożenu przez 00

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6

Stanisław 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 szczegółowo

Analiza korelacji i regresji

Analiza korelacji i regresji Analza korelacj regresj Zad. Pewen zakład produkcyjny zatrudna pracownków fzycznych. Ich wydajność pracy (Y w szt./h) oraz mesęczne wynagrodzene (X w tys. zł) przedstawa ponższa tabela: Pracownk y x A

Bardziej szczegółowo

ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 2(88)/2012

ZESZYTY 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 szczegółowo

Propozycja modyfikacji klasycznego podejścia do analizy gospodarności

Propozycja 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 szczegółowo

ANALIZA KORELACJI WYDATKÓW NA KULTURĘ Z BUDŻETU GMIN ORAZ WYKSZTAŁCENIA RADNYCH

ANALIZA 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 szczegółowo

Statystyka Opisowa 2014 część 2. Katarzyna Lubnauer

Statystyka 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 szczegółowo

Plan wykładu: Typowe dane. Jednoczynnikowa Analiza wariancji. Zasada: porównać zmienność pomiędzy i wewnątrz grup

Plan 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 szczegółowo

Za: Stanisław Latoś, Niwelacja trygonometryczna, [w:] Ćwiczenia z geodezji II [red.] J. Beluch

Za: 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 szczegółowo

2012-10-11. Definicje ogólne

2012-10-11. Definicje ogólne 0-0- Defncje ogólne Logstyka nauka o przepływe surowców produktów gotowych rodowód wojskowy Utrzyywane zapasów koszty zwązane.n. z zarożene kaptału Brak w dostawach koszty zwązane.n. z przestoje w produkcj

Bardziej szczegółowo

ANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ

ANALIZA 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 szczegółowo

1. SPRAWDZENIE WYSTEPOWANIA RYZYKA KONDENSACJI POWIERZCHNIOWEJ ORAZ KONDENSACJI MIĘDZYWARSTWOWEJ W ŚCIANIE ZEWNĘTRZNEJ

1. SPRAWDZENIE WYSTEPOWANIA RYZYKA KONDENSACJI POWIERZCHNIOWEJ ORAZ KONDENSACJI MIĘDZYWARSTWOWEJ W ŚCIANIE ZEWNĘTRZNEJ Ćwczene nr 1 cz.3 Dyfuzja pary wodnej zachodz w kerunku od środowska o wyższej temperaturze do środowska chłodnejszego. Para wodna dyfundująca przez przegrody budowlane w okrese zmowym napotyka na coraz

Bardziej szczegółowo

XXX OLIMPIADA FIZYCZNA ETAP III Zadanie doświadczalne

XXX OLIMPIADA FIZYCZNA ETAP III Zadanie doświadczalne XXX OLIMPIADA FIZYCZNA ETAP III Zadane dośwadczalne ZADANIE D Nazwa zadana: Maszyna analogowa. Dane są:. doda półprzewodnkowa (krzemowa) 2. opornk dekadowy (- 5 Ω ), 3. woltomerz cyfrowy, 4. źródło napęca

Bardziej szczegółowo

Evaluation of estimation accuracy of correlation functions with use of virtual correlator model

Evaluation of estimation accuracy of correlation functions with use of virtual correlator model Jadwga LAL-JADZIAK Unwersytet Zelonogórsk Instytut etrolog Elektrycznej Elżbeta KAWECKA Unwersytet Zelonogórsk Instytut Informatyk Elektronk Ocena dokładnośc estymacj funkcj korelacyjnych z użycem modelu

Bardziej szczegółowo

0 0,2 0, p 0,1 0,2 0,5 0, p 0,3 0,1 0,2 0,4

0 0,2 0, p 0,1 0,2 0,5 0, p 0,3 0,1 0,2 0,4 Zad. 1. Dana jest unkcja prawdopodobeństwa zmennej losowej X -5-1 3 8 p 1 1 c 1 Wyznaczyć: a. stałą c b. wykres unkcj prawdopodobeństwa jej hstogram c. dystrybuantę jej wykres d. prawdopodobeństwa: P (

Bardziej szczegółowo

WYZNACZANIE WSPÓŁCZYNNIKA LEPKOŚCI CIECZY METODĄ STOKESA

WYZNACZANIE WSPÓŁCZYNNIKA LEPKOŚCI CIECZY METODĄ STOKESA WYZNACZANIE WSPÓŁCZYNNIKA LEPKOŚCI CIECZY METODĄ STOKESA. Ops teoretyczny do ćwczena zameszczony jest na strone www.wtc.wat.edu.pl w dzale DYDAKTYKA FIZYKA ĆWICZENIA LABORATORYJNE.. Ops układu pomarowego

Bardziej szczegółowo

Funkcje i charakterystyki zmiennych losowych

Funkcje i charakterystyki zmiennych losowych Funkcje charakterystyk zmennych losowych Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Intelgencj Metod Matematycznych Wydzał Informatyk Poltechnk Szczecńskej 5. Funkcje zmennych losowych

Bardziej szczegółowo

Statystyka. Zmienne losowe

Statystyka. Zmienne losowe Statystyka Zmenne losowe Zmenna losowa Zmenna losowa jest funkcją, w której każdej wartośc R odpowada pewen podzbór zboru będący zdarzenem losowym. Zmenna losowa powstaje poprzez przyporządkowane każdemu

Bardziej szczegółowo

Zaawansowane metody numeryczne

Zaawansowane metody numeryczne Wykład 9. jej modyfkacje. Oznaczena Będzemy rozpatrywać zagadnene rozwązana następującego układu n równań lnowych z n newadomym x 1... x n : a 11 x 1 + a 12 x 2 +... + a 1n x n = b 1 a 21 x 1 + a 22 x

Bardziej szczegółowo

APROKSYMACJA QUASIJEDNOSTAJNA

APROKSYMACJA QUASIJEDNOSTAJNA POZNAN UNIVE RSITY OF TE CHNOLOGY ACADE MIC JOURNALS No 73 Electrcal Engneerng 213 Jan PURCZYŃSKI* APROKSYMACJA QUASIJEDNOSTAJNA W pracy wykorzystano metodę aproksymacj średnokwadratowej welomanowej, przy

Bardziej szczegółowo

ZASTOSOWANIE ANALIZY HARMONICZNEJ DO OKREŚLENIA SIŁY I DŁUGOŚCI CYKLI GIEŁDOWYCH

ZASTOSOWANIE 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 szczegółowo

TAKSONOMICZNA ANALIZA ROZWOJU TRANSPORTU DROGOWEGO W POLSCE

TAKSONOMICZNA 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 szczegółowo

TRENDS IN THE DEVELOPMENT OF ORGANIC FARMING IN THE WORLD IN THE YEARS 1999-2012

TRENDS IN THE DEVELOPMENT OF ORGANIC FARMING IN THE WORLD IN THE YEARS 1999-2012 Mara GOLINOWSKA, Mchał KRUSZYŃSKI, Justyna JANOWSKA-BIERNAT Unwersytet Przyrodnczy we Wrocławu, Instytut Nauk Ekonomcznych Społecznych Pl. Grunwaldzk 24A, 50-367 Wrocław e-mal: mara.golnowska@up.wroc.pl

Bardziej szczegółowo

Kier. MTR Programowanie w MATLABie Laboratorium Ćw. 12

Kier. MTR Programowanie w MATLABie Laboratorium Ćw. 12 Ker. MTR Programowane w MATLABe Laboratorum Ćw. Analza statystyczna grafczna danych pomarowych. Wprowadzene MATLAB dysponuje weloma funcjam umożlwającym przeprowadzene analzy statystycznej pomarów, czy

Bardziej szczegółowo

MATEMATYKA POZIOM ROZSZERZONY Kryteria oceniania odpowiedzi. Arkusz A II. Strona 1 z 5

MATEMATYKA POZIOM ROZSZERZONY Kryteria oceniania odpowiedzi. Arkusz A II. Strona 1 z 5 MATEMATYKA POZIOM ROZSZERZONY Krytera ocenana odpowedz Arkusz A II Strona 1 z 5 Odpowedz Pytane 1 2 3 4 5 6 7 8 9 Odpowedź D C C A B 153 135 232 333 Zad. 10. (0-3) Dana jest funkcja postac. Korzystając

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 7 1 1. Interakcje 2. Przyblżane model nelnowych 3. Założena KMRL 1. Interakcje 2. Przyblżane model nelnowych 3. Założena KMRL W standardowym modelu lnowym zakładamy,

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7

Stanisław 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 szczegółowo

WPROWADZENIE DO ANALIZY KORELACJI I REGRESJI

WPROWADZENIE DO ANALIZY KORELACJI I REGRESJI WPROWADZENIE DO ANALIZY KORELACJI I REGRESJI dr Janusz Wątroba, StatSoft Polska Sp. z o.o. Prezentowany artykuł pośwęcony jest wybranym zagadnenom analzy korelacj regresj. Po przedstawenu najważnejszych

Bardziej szczegółowo

LABORATORIUM METROLOGII TECHNIKA POMIARÓW (M-1)

LABORATORIUM METROLOGII TECHNIKA POMIARÓW (M-1) LABORATORIUM METROLOGII TECHNIKA POMIARÓW (M-) wwwmuepolslpl/~wwwzmape Opracował: Dr n Jan Około-Kułak Sprawdzł: Dr hab n Janusz Kotowcz Zatwerdzł: Dr hab n Janusz Kotowcz Cel wczena Celem wczena jest

Bardziej szczegółowo

Opracowanie metody predykcji czasu życia baterii na obiekcie i oceny jej aktualnego stanu na podstawie analizy bieżących parametrów jej eksploatacji.

Opracowanie metody predykcji czasu życia baterii na obiekcie i oceny jej aktualnego stanu na podstawie analizy bieżących parametrów jej eksploatacji. Zakład Systemów Zaslana (Z-5) Opracowane nr 323/Z5 z pracy statutowej pt. Opracowane metody predykcj czasu życa bater na obekce oceny jej aktualnego stanu na podstawe analzy beżących parametrów jej eksploatacj.

Bardziej szczegółowo

ANALIZA JEDNOSTKOWYCH STRAT CIEPŁA W SYSTEMIE RUR PREIZOLOWANYCH

ANALIZA JEDNOSTKOWYCH STRAT CIEPŁA W SYSTEMIE RUR PREIZOLOWANYCH ZESZYTY NAUKOWE POLITECHNIKI RZESZOWSKIEJ Nr 83 Budownctwo Inżynera Środowska z. 59 (4/1) 01 Bożena BABIARZ Barbara ZIĘBA Poltechnka Rzeszowska ANALIZA JEDNOSTKOWYCH STRAT CIEPŁA W SYSTEMIE RUR PREIZOLOWANYCH

Bardziej szczegółowo

Dobór zmiennych objaśniających

Dobór zmiennych objaśniających Dobór zmennych objaśnających Metoda grafowa: Należy tak rozpąć graf na werzchołkach opsujących poszczególne zmenne, aby występowały w nm wyłączne łuk symbolzujące stotne korelacje pomędzy zmennym opsującym.

Bardziej szczegółowo

Piesi jako ofiary śmiertelnych wypadków analiza kryminalistyczna

Piesi 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 szczegółowo

A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XXXIX NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZTYT 389 TORUŃ 2009.

A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XXXIX NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZTYT 389 TORUŃ 2009. A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XXXIX NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZTYT 389 TORUŃ 2009 Unwersytet Mkołaja Kopernka w Torunu Katedra Ekonometr Statystyk Elżbeta

Bardziej szczegółowo

METODY PLANOWANIA EKSPERYMENTÓW. dr hab. inż. Mariusz B. Bogacki

METODY PLANOWANIA EKSPERYMENTÓW. dr hab. inż. Mariusz B. Bogacki Metody Planowana Eksperymentów Rozdzał 1. Strona 1 z 14 METODY PLANOWANIA EKSPERYMENTÓW dr hab. nż. Marusz B. Bogack Marusz.Bogack@put.poznan.pl www.fct.put.poznan.pl/cv23.htm Marusz B. Bogack 1 Metody

Bardziej szczegółowo

Rozkład dwupunktowy. Rozkład dwupunktowy. Rozkład dwupunktowy x i p i 0 1-p 1 p suma 1

Rozkład dwupunktowy. Rozkład dwupunktowy. Rozkład dwupunktowy x i p i 0 1-p 1 p suma 1 Rozkład dwupunktowy Zmenna losowa przyjmuje tylko dwe wartośc: wartość 1 z prawdopodobeństwem p wartość 0 z prawdopodobeństwem 1- p x p 0 1-p 1 p suma 1 Rozkład dwupunktowy Funkcja rozkładu prawdopodobeństwa

Bardziej szczegółowo

WikiWS For Business Sharks

WikiWS For Business Sharks WkWS For Busness Sharks Ops zadana konkursowego Zadane Opracowane algorytmu automatyczne przetwarzającego zdjęce odręczne narysowanego dagramu na tablcy lub kartce do postac wektorowej zapsanej w formace

Bardziej szczegółowo

Klasyfkator lnowy Wstęp Klasyfkator lnowy jest najprostszym możlwym klasyfkatorem. Zakłada on lnową separację lnowy podzał dwóch klas mędzy sobą. Przedstawa to ponższy rysunek: 5 4 3 1 0-1 - -3-4 -5-5

Bardziej szczegółowo

Zapis informacji, systemy pozycyjne 1. Literatura Jerzy Grębosz, Symfonia C++ standard. Harvey M. Deitl, Paul J. Deitl, Arkana C++. Programowanie.

Zapis informacji, systemy pozycyjne 1. Literatura Jerzy Grębosz, Symfonia C++ standard. Harvey M. Deitl, Paul J. Deitl, Arkana C++. Programowanie. Zaps nformacj, systemy pozycyjne 1 Lteratura Jerzy Grębosz, Symfona C++ standard. Harvey M. Detl, Paul J. Detl, Arkana C++. Programowane. Zaps nformacj w komputerach Wszystke elementy danych przetwarzane

Bardziej szczegółowo

KRÓTKOTERMINOWE PROGNOZY CEN SKUPU ZBÓ, JAKO CZYNNIK WSPOMAGAJ CY ZARZ DZANIE RYZYKIEM CENOWYM W ROLNICTWIE 1

KRÓTKOTERMINOWE PROGNOZY CEN SKUPU ZBÓ, JAKO CZYNNIK WSPOMAGAJ CY ZARZ DZANIE RYZYKIEM CENOWYM W ROLNICTWIE 1 Krótkotermnowe STOWARZYSZENIE prognozy EKONOMISTÓW cen skupu zbó, jako ROLNICTWA czynnk wspomagaj¹cy I AGROBIZNESU zarz¹dzane... Rocznk Naukowe tom VIII zeszyt 5 53 Mcha³ A. Jerzak, Magdalena Œmglak Akadema

Bardziej szczegółowo

MIARY ZALEŻNOŚCI ANALIZA STATYSTYCZNA NA PRZYKŁADZIE WYBRANYCH WALORÓW RYNKU METALI NIEŻELAZNYCH

MIARY ZALEŻNOŚCI ANALIZA STATYSTYCZNA NA PRZYKŁADZIE WYBRANYCH WALORÓW RYNKU METALI NIEŻELAZNYCH Domnk Krężołek Unwersytet Ekonomczny w Katowcach MIARY ZALEŻNOŚCI ANALIZA AYYCZNA NA PRZYKŁADZIE WYBRANYCH WALORÓW RYNKU MEALI NIEŻELAZNYCH Wprowadzene zereg czasowe obserwowane na rynkach kaptałowych

Bardziej szczegółowo

I. Elementy analizy matematycznej

I. Elementy analizy matematycznej WSTAWKA MATEMATYCZNA I. Elementy analzy matematycznej Pochodna funkcj f(x) Pochodna funkcj podaje nam prędkość zman funkcj: df f (x + x) f (x) f '(x) = = lm x 0 (1) dx x Pochodna funkcj podaje nam zarazem

Bardziej szczegółowo

SZTUCZNA INTELIGENCJA

SZTUCZNA INTELIGENCJA SZTUCZNA INTELIGENCJA WYKŁAD 15. ALGORYTMY GENETYCZNE Częstochowa 014 Dr hab. nż. Grzegorz Dudek Wydzał Elektryczny Poltechnka Częstochowska TERMINOLOGIA allele wartośc, waranty genów, chromosom - (naczej

Bardziej szczegółowo

Mikroekonometria 15. Mikołaj Czajkowski Wiktor Budziński

Mikroekonometria 15. Mikołaj Czajkowski Wiktor Budziński Mkroekonometra 15 Mkołaj Czajkowsk Wktor Budzńsk Mkroekonometra podsumowane kursu Zagadnena ogólne NLOGIT Metoda maksymalzacj funkcj ML Testy statystyczne Metody numeryczne, symulacje Metody wyceny nerynkowej

Bardziej szczegółowo

EKONOMETRIA I Spotkanie 1, dn. 05.10.2010

EKONOMETRIA I Spotkanie 1, dn. 05.10.2010 EKONOMETRIA I Spotkane, dn. 5..2 Dr Katarzyna Beń Program ramowy: http://www.sgh.waw.pl/nstytuty/e/oferta_dydaktyczna/ekonometra_stacjonarne_nest acjonarne/ Zadana, dane do zadań, ważne nformacje: http://www.e-sgh.pl/ben/ekonometra

Bardziej szczegółowo

TESTY NORMALNOŚCI. ( Cecha X populacji ma rozkład normalny). Hipoteza alternatywna H1( Cecha X populacji nie ma rozkładu normalnego).

TESTY NORMALNOŚCI. ( Cecha X populacji ma rozkład normalny). Hipoteza alternatywna H1( Cecha X populacji nie ma rozkładu normalnego). TESTY NORMALNOŚCI Test zgodośc Hpoteza zerowa H 0 ( Cecha X populacj ma rozkład ormaly). Hpoteza alteratywa H1( Cecha X populacj e ma rozkładu ormalego). Weryfkacja powyższych hpotez za pomocą tzw. testu

Bardziej szczegółowo

Regresja liniowa i nieliniowa

Regresja liniowa i nieliniowa Metody prognozowana: Regresja lnowa nelnowa Dr nż. Sebastan Skoczypec Zmenna losowa Zmenna losowa X zmenna, która w wynku pewnego dośwadczena przyjmuje z pewnym prawdopodobeństwem wartość z określonego

Bardziej szczegółowo

Zjawiska masowe takie, które mogą wystąpid nieograniczoną ilośd razy. Wyrazów Obcych)

Zjawiska 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 szczegółowo