Model oceny ryzyka w działalności firmy logistycznej - uwagi metodyczne

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "Model oceny ryzyka w działalności firmy logistycznej - uwagi metodyczne"

Transkrypt

1 Magdalena OSIŃSKA Unwersytet Mkołaja Kopernka w Torunu Model oceny ryzyka w dzałalnośc frmy logstycznej - uwag metodyczne WSTĘP Logstyka w cągu ostatnch 2. lat stała sę bardzo rozbudowaną dzedzną dzałalnośc ludzkej oraz rozległą dzedzną wedzy. Obejmuje ona bowem ne tylko zaopatrzene dystrybucję, ale także procesy produkcyjne usługowe, transport, nformację, zwroty, recyklng td. W wynku tego zawód logstyk przekształcł sę z unwersalnego w wysoko wyspecjalzowany, wymagający konkretnej precyzyjnej wedzy oraz takch samych umejętnośc kompetencj społecznych. Przedsęborstwa z branży logstycznej są narażone na ryzyko gospodarcze, podobne jak frmy należące do nnych dzałów gospodark, a ponadto same generują ryzyko dla swoch kontrahentów. Logstyka, znajdując sę na styku różnych procesów podmotów gospodarczych, jest dzałalnoścą warunkującą powodzene wszelkch projektów, dlatego też wymaga szczególnej uwag. Popularne realzowane w praktyce koncepcje logstyczne take jak just-n-tme czy też door-to-door przyzwyczały użytkownków oraz logstyków do tego, że określone procesy są realzowane zgodne z harmonogramem. W praktyce jednak pojawają sę przypadk, w których termnowa czy też nezawodna realzacja zadana ne jest zachowana. Należy zatem postawć pytane o specyfczne źródła ryzyka w logstyce, jak równeż o koncepcje modelowe dotyczące ryzyka w dzałalnośc logstycznej. Celem nnejszego opracowana jest sformułowane modelu oceny ryzyka w dzałalnośc logstycznej oraz wskazane narzędz technk pozwalających określć zagrożena wykonana zadań logstycznych. W kolejnych częścach pracy omówone zostały rodzaje źródła ryzyka w logstyce, metody pomaru ryzyka, model oceny ryzyka dzałalnośc logstycznej oraz model probtowy w ocene ryzyka w logstyce.. RODZAJE I ŹRÓDŁA RYZYKA W LOGISTYCE W języku potocznym słowa nepewność oraz ryzyko bywają stosowane zamenne. W nauce jednak pojęca te wyraźne sę rozgrancza. Współcześne nepewność defnuje sę jako stan, w którym przyszłe możlwośc szanse ch wystąpena ne są z góry znane. Ryzyko zaś dotyczy sytuacj, w których rezultat, jak będze osągnęty w przyszłośc, ne jest znany, ale możlwe jest zdentyfkowane przyszłych sytuacj lub znane jest prawdopodobeństwo zrealzowana sę poszczególnych możlwośc w przyszłośc. Nepewnoścą określane są zatem wszystke zmany, które są trudne do oszacowana lub ne ma możlwośc oszacowana prawdopodobeństwa ch zajśca, natomast wszelke zdarzena, w warunkach dwóch lub węcej możlwośc, dla których można zmerzyć prawdopodobeństwo ch wystąpena oraz ch skutk nazywane są ryzykem [por. 7]. Z punktu wdzena efektów można wyróżnć dwe koncepcje ryzyka, tj. negatywną koncepcję ryzyka oraz neutralną koncepcję ryzyka. Perwsza z nch mów o ryzyku jako o możlwośc ponesena straty czy szkody, czyl o zagrożenu nezrealzowana określonego celu dzałana. Z kole w koncepcj neutralnej ryzyko jest możlwoścą wystąpena efektu nezgodnego z oczekwanam, gdy ne znamy wynku danego dzałana. Efekt, zatem może być lepszy lub gorszy od spodzewanego. Prof. dr hab. Magdalena Osńska - Unwersytet Mkołaja Kopernka w Torunu, Wydzał Nauk Ekonomcznych Zarządzana, Katedra Ekonometr Statystyk, e-mal: emo@umk.pl Artykuł recenzowany. Logstyka 5/24 24

2 W analze ryzyka wyróżna sę często klka jego rodzajów. W perwszym rzędze warto wymenć ryzyko rynkowe oraz ryzyko specyfczne. Ryzyko rynkowe jest nezależne od przedsęborstwa trudno je z tej pozycj zmnmalzować. Dlatego też ryzyko rynkowe należy traktować jako dane na beżąco kontrolować zmany jego wskaźnków. Do podstawowych składnków ryzyka rynkowego w logstyce zalczyć należy: ryzyko poltyczne, ryzyko sytuacj gospodarczej w kraju na śwece, ryzyko zman prawnych, ryzyko nflacj, ryzyko stopy procentowej oraz ryzyko kursu walutowego. Ryzyko branży logstycznej stanow także składnk ryzyka rynkowego wpływając bezpośredno na zmany w popyce podaży oraz na ceny. Ryzyko rynkowe trudno jest wyrazć za pomocą jednej lczby. Jest ono bowem ścśle zwązane ze stanem gospodark kraju a nawet śwata, który podlega wahanom konunkturalnym oraz neustannym zmanom legslacyjnym. Zatem montorować należy klka najstotnejszych elementów mających wpływ na ryzyko dzałalnośc danej frmy. W Polsce ne występuje branżowy ndeks gełdowy dotyczący frm logstycznych an też sektora TSL. Gdyby był on publkowany to można by traktować jego wartośc jako benchmark dla rynkowej sytuacj w branży. Indeks tego typu publkowany, na przykład, w USA jako DJTA (Dow Jones Transportaton Average). [] W Polsce można natomast odneść sę do poszczególnych spółek z branży TSL notowanych na GPW w Warszawe, jednak tak punkt odnesena ne zawsze może być właścwy, gdyż uwzględnć należy wówczas cechy specyfczne frmy, take jak: rodzaj zakres wykonywanej dzałalnośc, welkość obrotów frmy wele nnych [por. 9]. Ryzyko specyfczne w dzałalnośc logstycznej dotyczy w szczególnośc kontrahentów oraz sytuacj wewnętrznej frmy. Z perwszą grupą zwązane jest neodłączne ryzyko asymetr nformacj zarówno co do oczekwań, jak co do możlwośc realzacj kontraktu aż do regulacj należnośc włączne. Jednym z głównych bardzo powszechnym kryterów podzału ryzyka jest podzał na ryzyko fnansowe nefnansowe. Ryzyko fnansowe zwązane jest z dzałalnoścą nstytucj fnansowych, frm prywatnych nwestorów. Dotyczy ono neoczekwanych zman przepływów penężnych, zwązanych z aktywnoścą na rynkach fnansowych czy też dzałalnoścą operacyjną. Ryzyko fnansowe generowane jest główne przez wybór rodzajów struktury źródeł fnansowana jednostk gospodarczej. Występuje szczególne w przypadku korzystana z długu w celu fnansowana dzałalnośc. Źródłem tego ryzyka mogą być wahana stóp procentowych, kursów walutowych, a także rynkowej wyceny aktywów. W odróżnenu od ryzyka fnansowego, ryzyko nefnansowe wąże sę z podejmowanem decyzj ne mających bezpośredno charakteru fnansowego ne dające sę ująć fnansowo. Warto jednak pamętać, że konsekwencje tych decyzj mogą meć charakter wymerny dla fnansów podmotu podejmującego te decyzje. W lteraturze naukowej znaleźć można wele pozycj na temat zarządzana ryzykem, podających szereg defncj oraz metod pozwalających zmnmalzować ekspozycję danego przedsęborstwa na ryzyko [6,, 5]. Wele z tych defncj metod wymaga operacjonalzacj przekształcena w praktyczne narzędza wskaźnk montorujące ryzyko w sposób beżący. Należy bowem zwrócć uwagę na fakt, ż całoścowe zarządzane ryzykem może ne tylko doprowadzć do mnmalzacj strat wynkających z różnych rodzajów ryzyka lecz także wpłynąć na dzałana o charakterze długookresowym, w tym na strategę rynkową przedsęborstwa z branży logstycznej. Zarządzane ryzykem podmotu logstycznego można określć jako podejmowane decyzj realzacja dzałań prowadzących do osągnęca przez ten podmot akceptowalnego pozomu ryzyka. Oznacza to oczywśce koneczność rozpoznana źródeł ryzyka określena zboru prawdopodobnych możlwośc. Proces zarządzana ryzykem w przedsęborstwe składa sę z następujących etapów [4]: dentyfkacja ryzyka, pomar ryzyka, sterowane ryzykem, montorng kontrola ryzyka. Identyfkacja ryzyka polega na określenu rodzajów ryzyka, które wążą sę z rozważaną dzałalnoścą. Prawdłowe ch rozpoznane umożlwa przedsęborcy podjęce dzałań mających na 25 Logstyka 5/24

3 celu zabezpeczene sę przed nm lub ch redukcję. Pomaru ryzyka dokonuje sę stosując różne mernk, pozwalające wyrazć pozom ryzyka w postac lczbowej. Wybór mernków zależy od rodzaju ryzyka jake podlega ocene. Sterowane rozume sę jako podejmowane dzałań mających na celu ogranczene ryzyka do dopuszczalnych rozmarów. Podmot poprzez to dzałane dostosowuje ryzyko do akceptowalnego przez nego pozomu. Z kole montorng kontrola ryzyka wynkają z faktu ze zarządzane ryzykem jest procesem cągłym, ne zaś jednorazowym dzałanem. Głównym zatem celem kontrol jest badane efektywnośc podejmowanych dzałań, mających na celu ogranczene ryzyka. 2. MIARY RYZYKA Do najczęścej stosowanych metod pomaru ryzyka zalcza sę statystyczne mary zmennośc, take jak: warancja odchylene standardowe, semwarancja semodchylene standardowe oraz rozstęp współczynnk zmennośc (por. Sobczyk. Mary te wyjaśnają jak przecętne odchylają sę możlwe wynk od wynków średnch lub oczekwanych. Im wyższe wartośc mar zmennośc tym wększe ryzyko. W praktyce wyznaczene tych mar pownno odnosć sę do określonych zmennych będących wskaźnkam ryzyka. Mogą to być na przykład zmany kosztów, zmany cen, zmany kursu walutowego tp. Identyfkacj ryzyka można dokonać na podstawe analzy hstorycznej kosztów oraz przychodów w ujęcu całkowtym oraz w postac zdezagregowanej. Można bowem rozpatrywać koszty oraz przychody według rodzajów bądź według procesów, wynkających z zastosowana rachunku ABC. Celowa jest także dezagregacja kosztów przychodów według kontrahentów lub według welkośc czy rodzaju transakcj. Jakekolwek kryterum zostane przyjęte, najważnejsze jest, aby zdentyfkować źródło ryzyka oraz ocenć welkość odchyleń od wartośc przecętnej. Zalecane jest, aby mary zmennośc były uwzględnane w zntegrowanych systemach zarządzana przedsęborstwem, w tym przedsęborstwem logstycznym. Często ryzyko dotyczy dzałań, a węc poszczególnych procesów lub ch częśc. Jeśl prowadzone dzałana mają charakter rutynowy, określene zagrożeń jest relatywne łatwe, jeśl natomast dzałana mają charakter nestandardowy, wówczas nezbędna jest wedza ekspercka w celu określena ryzyka. W takm przypadku użyteczna może okazać sę choćby metoda burzy mózgów. W bardzej zaawansowanej postac do oceny ryzyka wykorzystać można mary wrażlwośc (na przykład model probtowy model ekonometryczny) czy mary zagrożena, zblżone do tych które stosowane są na rynkach fnansowych (na przykład wartość zagrożona). 3. MODEL OCENY RYZYKA W DZIAŁALNOŚCI LOGISTYCZNEJ Borąc pod uwagę potencjalne źródła ryzyka w dzałalnośc logstycznej sformułowano ogólny model oceny ryzyka dzałalnośc logstycznej. Jego dostosowane do potrzeb konkretnego przedsęborstwa wymaga znajomośc poszczególnych procesów logstycznych realzowanych przez przedsęborstwo. Identyfkacj źródeł ryzyka dokonano z punktu wdzena podmotów generujących zagrożena. Zatem na perwszym mejscu wymenono zagrożena tkwące w samym podmoce logstycznym, następne w jego blższym otoczenu (kontrahenc dostawcy odborcy) oraz w otoczenu dalszym (branża, gospodarka kraju, regonu lub śwata). Wang Regan (23) wskazują, na to, że outsourcng jest jednym z ważnejszych źródeł ryzyka w dzałalnośc logstycznej. Składnk modelu oraz ch przyblżoną ocenę jakoścową przedstawono w tabel. Tab.. Model oceny ryzyka dzałalnośc logstycznej [opracowane własne] Elementy oceny Termnowość Nezawodność/ Bezpeczeństwo Kadra Koneczność outsourcngu Ocena Newystarczają własnych ca możlwośc Wystarczająca Bardzo dobra Wypłacalność/ Ceny Problemy z płynnoścą fnansową Płatnośc realzowane z częścowym opóźnenem Logstyka 5/24 26

4 Ocena kontrahentów - dostawców odborców Branża Ocena sytuacj zewnętrznej (zwązek z określonym kerunkem bądź obszarem geografcznym) Ogólna ocena ryzyka newykonana zadana Neznana Neznana Neznana Pełna Problemy z płynnoścą fnansową Płatnośc realzowane z częścowym opóźnenem Termnowa realzacja płatnośc ceny Przecętne ceny ceny ceny Przecętne ceny ceny Przedstawonej skal jakoścowej można przyporządkować oceny loścowe. Przykładowa skala loścowa może być następująca: ocene nske przyporządkować można wartośc z przedzału,,2); ocene średne wartośc (,3,6); zaś ocene wysoke wartośc z przedzału (,7,). Poszczególnym elementom oceny towarzyszą oczywśce różne metody. Zostały one przedstawone w tabel 2. Tab. 2. Metody oceny ryzyka dzałalnośc logstycznej [opracowane własne] Elementy oceny Metody oceny Ocena własnych możlwośc Analza sprawozdań fnansowych, analza wskaźnkowa, rachunek kosztów, ocena termnowośc jakośc wykonanych zadań, prognozowane, oceny ekspercke Ocena kontrahentów - dostawców odborców Analza dotychczasowych transakcj z kontrahentam, zberane opn o nowym kontrahence, ocena jakośc termnowośc współpracy Branża Analza wskaźnków branży, benchmarkng, analza nformacj jakoścowych, analza cen w branży, prognozowane Ocena sytuacj zewnętrznej (zwązek z określonym Analza wskaźnków makroekonomcznych, ocena kerunkem bądź obszarem geografcznym) ryzyka poltycznego, ocena bezpeczeństwa, prognozowane Powyższy model oceny ryzyka oraz metody towarzyszące tej ocene wymagają zarówno czasu jak specjalstycznej wedzy, zatem wskazane jest powołane stanowska menedżera ryzyka. Ne zawsze jest to możlwe ze względu na welkość sytuację fnansową frmy, ale nawet wówczas można wykorzystywać publkowane nformacje analzować odstępstwa od założeń ch przyczyny. W normalnych warunkach gospodarczych schemat postępowana w ocene ryzyka przedstawa sę następująco:. Ocena kontrahenta każdorazowo. 2. Ocena zagrożeń wynkających z sytuacj wewnętrznej frmy każdorazowo. 27 Logstyka 5/24

5 3. Ocena sytuacj w branży raz na mesąc. 4. Ocena sytuacj gospodarczej w kraju na śwece raz na kwartał. 5. Ogólna ocena ryzyka każdorazowo. 4. MODEL PROBITOWY W ANALIZIE RYZYKA NIEWYKONANIA ZADANIA LOGISTYCZNEGO Dysponując danym dotyczącym wykonana newykonana zadana logstycznego można dokonać estymacj modelu ekonometrycznego opsującego prawdopodobeństwo wykonana (newykonana) zadana logstycznego zależne od potencjalnych czynnków. Do czynnków tych można zalczyć: cenę (koszt jednostkowy) zadana, lczbę kontrahentów zaangażowanych w wykonane zadana, fakt korzystana z outsourcngu, czas wykonana zadana wele nnych. Model tak pozwala na ocenę oraz prognozowane prawdopodobeństwa newykonana zadana w zblżonych warunkach. Modele, w których zmenną objaśnaną stanow zmenna jakoścowa reprezentowana przez zmenną zero-jedynkową są specjalnym modelam ekonometrycznym. Zmenna objaśnana może węc przyjmować dwe wartośc lub, co w omawanej sytuacj odpowada dwóm przypadkom: newykonana zadana oraz wykonana zadana. Wartość oczekwana tej zmennej może być nterpretowana jako prawdopodobeństwo warunkowe wykonana zadana, przy ustalonych wartoścach zmennych objaśnających. Do modelowana zmennych jakoścowych ne można stosować klasycznych model ekonometrycznych, poneważ wartośc tych zmennych (wartośc prawdopodobeństwa) mogą przyjmować wartośc jedyne z przedzału. Dlatego też dokonuje sę odpowednch monotoncznych przekształceń przedzału prawdopodobeństwa na przedzał,. Jednym z najpopularnejszych przekształceń o wymenonych własnoścach jest przekształcene probtowe. Skorzystane z przekształcena wymaga posadana szczegółowych danych o dotychczas wykonanych lub newykonanych zadanach. Są to tzw. mkrodane [por. 2]. Przyjmjmy za punkt wyjśca klasyczny lnowy model ekonometryczny, postac: gdze: Y X... X Y k k, (). (2) Nech p oznacza warunkowe prawdopodobeństwo pojawena sę danego warantu zmennej objaśnanej przy ustalonych wartoścach zmennych objaśnających. Transformacja probtowa polega na zamane danego prawdopodobeństwa p na wartość dystrybuanty F standaryzowanego rozkładu normalnego, tzn.: gdze: N ; p F(Y) p, (3) a ax u ~ N,. F X... k X k Dokonując przekształcena postac: F p X... X k k 2 2 u exp du 2,,, (4) (5) Logstyka 5/24 28

6 gdze: jest funkcją odwrotną do dystrybuanty standaryzowanego rozkładu normalnego, otrzymuje sę funkcję probtową (tzw. probt), którą dla unknęca wartośc ujemnych należy powększyć o lczbę 5. Stąd funkcja probtowa dana jest następującym wzorem: F P F p 5. (6) W mejsce prawdopodobeństw emprycznych (częstośc) podstawa sę probty otrzymuje następującą postać modelu: P X... X k k, (7) którego parametry należy oszacować na podstawe danych lczbowych. Estymacj parametrów modelu probtowego (7) na podstawe mkrodanych dokonuje sę za pomocą metody najwększej warygodnośc. Na obecnym etape rozwoju technk oblczenowych oraz towarzyszącemu temu rozwojow oprogramowana statystycznego oszacowane parametrów takego modelu oraz ocena jego dopasowana ne pownny nastręczać welu trudnośc. WNIOSKI Analza ryzyka dzałalnośc logstycznej wymaga specjalstycznej wedzy teoretycznej praktycznej. Z punktu wdzena przedsęborstwa logstycznego wskazane jest opracowane ndywdualne dobranego modelu oceny ryzyka jego źródeł oraz beżący montorng ryzyka. W wększych frmach, wskazane jest ponadto powołane stanowska menedżera ryzyka, który przeprowadzałby analzy zagrożeń zwązanych z realzacją operacj logstycznych zarówno ex post, jak ex ante. Z naukowego punktu wdzena nezbędne są zarówno opracowana metodyczne jak analzy empryczne dotyczące ryzyka w logstyce w celu jak najbardzej efektywnego elmnowana bądź unkana jego źródeł. Analzy take wnny bazować na opnach samych zanteresowanych wdrożenem tych model, tj. przedsęborstw logstycznych. Pewnym jest, że w tej dzedzne znajduje sę jeszcze wele możlwośc współpracy środowska naukowego z praktyką. W nnejszym opracowanu przedstawono model oceny ryzyka dzałalnośc logstycznej rozpatrujący źródła ryzyka z punktu wdzena podmotu logstycznego oraz jego otoczena blższego dalszego. Wskazano przy tym na koneczność stałego montorowana ryzyka, a także na możlwość oceny prawdopodobnych zagrożeń za pomocą probtowego modelu ekonometrycznego. Streszczene Przedsęborstwa z branży logstycznej są narażone na ryzyko gospodarcze, podobne jak frmy należące do nnych dzałów gospodark, a ponadto same generują ryzyko dla swoch kontrahentów. Logstyka, znajdując sę na styku różnych procesów podmotów gospodarczych, jest dzałalnoścą warunkującą powodzene wszelkch projektów, dlatego też wymaga szczególnej uwag. Celem nnejszego opracowana jest sformułowane modelu oceny ryzyka w dzałalnośc logstycznej oraz wskazane narzędz technk pozwalających określć zagrożena wykonana zadań logstycznych. Analza ryzyka dzałalnośc logstycznej wymaga specjalstycznej wedzy teoretycznej praktycznej. Z punktu wdzena przedsęborstwa logstycznego wskazane jest opracowane ndywdualne dobranego modelu oceny ryzyka jego źródeł oraz beżący montorng ryzyka prowadzony przez specjalstów. Model of rsk assessment n logstcs actvty - methodologcal remarks Abstract Enterprses of the logstcs ndustry are exposed to economc rsk, as well as companes belongng to other sectors of the economy, and also generate the rsk to ts contractors. Logstcs, found at the juncton of dfferent processes and enttes, s an actvty condtonng the success of any project, and therefore requres specal attenton. The am of ths study s to formulate a model for the assessment of rsk n logstcs actvtes and to ndcate the tools and technques to dentfy the hazards of logstcs tasks performance. Analyss of the rsk n logstcs actvtes requres specalzed theoretcal and practcal knowledge. From the perspectve of logstcs 29 Logstyka 5/24

7 enterprse t s desrable to select proper rsk assessment model, and ongong montorng of the rsks run by professonals. BIBLIOGRAFIA. Damodaran A., Ryzyko strategczne. Podstawy zarządzana ryzykem, Wydawnctwa Akademcke Profesjonalne, Warszawa Gruszczyńsk M. (red)., Mkroekonometra. Modele metody analzy danych ndywdualnych. Wolters Kluwer, Warszawa Jajuga K. (red.), Metody ekonometryczne statystyczne w analze, Wydawnctwo Akadem Ekonomcznej m. Oskara Langego we Wrocławu, Wrocław Jajuga K. (red.), Zarządzane ryzykem, Wydawnctwo Naukowe PWN, Warszawa Kasewcz S. (red.), Zarządzane zntegrowanym ryzykem przedsęborstwa w Polsce. Kerunk narzędza. Wydawnctwo Wolters Kluwer, Warszawa Stanec I., Zawła-Nedźweck J. (red.), Zarządzane ryzykem operacyjnym, Wydawnctwo C.H. Beck, Warszawa Tarczyńsk W., Mojsewcz M., Zarządzane ryzykem, Polske Wydawnctwo Ekonomczne, Warszawa Wang, C., Regan, A.C., Reducng Rsks n Logstcs Outsourcng, G.S.M, Unversty of Calforna, Berkley, CA, Włodarczyk A., Ocena dochodu ryzyka nwestycj w akcje spółek z branży TSL notowanych na GPW w Warszawe, Czasopsmo Logstyka, Nr 5/ wych.html. Logstyka 5/24 22

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

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

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

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

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

Analiza ryzyka jako instrument zarządzania środowiskiem

Analiza ryzyka jako instrument zarządzania środowiskiem WARSZTATY 2003 z cyklu Zagrożena naturalne w górnctwe Mat. Symp. str. 461 466 Elżbeta PILECKA, Małgorzata SZCZEPAŃSKA Instytut Gospodark Surowcam Mneralnym Energą PAN, Kraków Analza ryzyka jako nstrument

Bardziej 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

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

METODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównanie obiektów przy ocenie wielokryterialnej. Ranking obiektów.

METODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównanie obiektów przy ocenie wielokryterialnej. Ranking obiektów. Opracowane: Dorota Mszczyńska METODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównane obektów przy ocene welokryteralnej. Rankng obektów. Porównane wybranych obektów (warantów decyzyjnych) ze względu na różne cechy (krytera)

Bardziej 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

WYBRANE METODY TWORZENIA STRATEGII ZRÓWNOWAŻONEGO TRANSPORTU MIEJSKIEGO SELECTED METHODS FOR DEVELOPING SUSTAINABLE URBAN TRANS- PORT STRATEGIES

WYBRANE METODY TWORZENIA STRATEGII ZRÓWNOWAŻONEGO TRANSPORTU MIEJSKIEGO SELECTED METHODS FOR DEVELOPING SUSTAINABLE URBAN TRANS- PORT STRATEGIES Zbgnew SKROBACKI WYBRANE METODY TWORZENIA STRATEGII ZRÓWNOWAŻONEGO TRANSPORTU MIEJSKIEGO SELECTED METHODS FOR DEVELOPING SUSTAINABLE URBAN TRANS- PORT STRATEGIES W artykule przedstawone systemowe podejśce

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

Regulacje i sądownictwo przeszkody w konkurencji między firmami w Europie Środkowej i Wschodniej

Regulacje i sądownictwo przeszkody w konkurencji między firmami w Europie Środkowej i Wschodniej Łukasz Goczek * Regulacje sądownctwo przeszkody w konkurencj mędzy frmam w Europe Środkowej Wschodnej Wstęp Celem artykułu jest analza przeszkód dla konkurencj pomędzy frmam w Europe Środkowej Wschodnej.

Bardziej szczegółowo

KONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE

KONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE Adranna Mastalerz-Kodzs Unwersytet Ekonomczny w Katowcach KONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE Wprowadzene W dzałalnośc nstytucj fnansowych, takch

Bardziej szczegółowo

OPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE OPTIMAL INVESTMENT STRATEGY FUNDAMENTAL ANALYSIS

OPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE OPTIMAL INVESTMENT STRATEGY FUNDAMENTAL ANALYSIS ZESZYTY NAUKOWE POLITECHNIKI ŚLĄSKIEJ 2014 Sera: ORGANIZACJA I ZARZĄDZANIE z. 68 Nr kol. 1905 Adranna MASTALERZ-KODZIS Unwersytet Ekonomczny w Katowcach OPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE

Bardziej szczegółowo

POJAZDY SZYNOWE 2/2014

POJAZDY SZYNOWE 2/2014 ANALIZA PRZYCZYN I SKUTKÓW USZKODZEŃ (FMEA) W ZASTOSOWANIU DO POJAZDÓW SZYNOWYCH dr nż. Macej Szkoda, mgr nż. Grzegorz Kaczor Poltechnka Krakowska, Instytut Pojazdów Szynowych al. Jana Pawła II 37, 31-864

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

Usługi KPMG oferowane polskim przedsiębiorcom

Usługi KPMG oferowane polskim przedsiębiorcom Usług KPMG oferowane polskm przedsęborcom Czyl jak w czym pomagamy polskm frmom kpmg.pl 1 Usług KPMG oferowane polskm przedsęborcom 2013 Usług KPMG oferowane polskm przedsęborcom Doradztwo fnansowe ksęgowe

Bardziej szczegółowo

ZAŁĄCZNIK NR 1C KARTA USŁUGI Utrzymanie Systemu Kopii Zapasowych (USKZ)

ZAŁĄCZNIK NR 1C KARTA USŁUGI Utrzymanie Systemu Kopii Zapasowych (USKZ) Załącznk nr 1C do Umowy nr.. z dna.2014 r. ZAŁĄCZNIK NR 1C KARTA USŁUGI Utrzymane Systemu Kop Zapasowych (USKZ) 1 INFORMACJE DOTYCZĄCE USŁUGI 1.1 CEL USŁUGI: W ramach Usług Usługodawca zobowązany jest

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

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

Analiza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009

Analiza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009 Mara Konopka Katedra Ekonomk Organzacj Przedsęborstw Szkoła Główna Gospodarstwa Wejskego w Warszawe Analza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009 Wstęp Polska prywatyzacja

Bardziej szczegółowo

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

A O n RZECZPOSPOLITA POLSKA. Gospodarki Narodowej. Warszawa, dnia2/stycznia 2014

A O n RZECZPOSPOLITA POLSKA. Gospodarki Narodowej. Warszawa, dnia2/stycznia 2014 Warszawa, dna2/styczna 2014 r, RZECZPOSPOLITA POLSKA MINISTERSTWO ADMINISTRACJI I CYFRYZACJI PODSEKRETARZ STANU Małgorzata Olsze wska BM-WP 005.6. 20 14 Pan Marek Zółkowsk Przewodnczący Komsj Gospodark

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

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

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

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

RODO final countdown - nowa jakość w ochronie danych osobowych

RODO final countdown - nowa jakość w ochronie danych osobowych RODO fnal countdown - nowa jakość w ochrone danych osobowych TEMAT WYSTĄPIENIA: Ocena wprowadzana obowązków RODO w JST PRELEGENT Arkadusz ŚPIEWAKOWSKI PRELEGENT VIOLETTA DĄBROWSKA członek SIODO WSPÓŁAUTOR

Bardziej szczegółowo

MATERIAŁY I STUDIA. Zeszyt nr 286. Analiza dyskryminacyjna i regresja logistyczna w procesie oceny zdolności kredytowej przedsiębiorstw

MATERIAŁY I STUDIA. Zeszyt nr 286. Analiza dyskryminacyjna i regresja logistyczna w procesie oceny zdolności kredytowej przedsiębiorstw MATERIAŁY I STUDIA Zeszyt nr 86 Analza dyskrymnacyjna regresja logstyczna w procese oceny zdolnośc kredytowej przedsęborstw Robert Jagełło Warszawa, 0 r. Wstęp Robert Jagełło Narodowy Bank Polsk. Składam

Bardziej 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

Zarządzanie ryzykiem w przedsiębiorstwie i jego wpływ na analizę opłacalności przedsięwzięć inwestycyjnych

Zarządzanie ryzykiem w przedsiębiorstwie i jego wpływ na analizę opłacalności przedsięwzięć inwestycyjnych dr nż Andrze Chylńsk Katedra Bankowośc Fnansów Wyższa Szkoła Menedżerska w Warszawe Zarządzane ryzykem w rzedsęborstwe ego wływ na analzę ołacalnośc rzedsęwzęć nwestycynych w w w e - f n a n s e c o m

Bardziej szczegółowo

Statystyka Inżynierska

Statystyka Inżynierska Statystyka Inżynerska dr hab. nż. Jacek Tarasuk AGH, WFIS 013 Wykład DYSKRETNE I CIĄGŁE ROZKŁADY JEDNOWYMIAROWE Zmenna losowa, Funkcja rozkładu, Funkcja gęstośc, Dystrybuanta, Charakterystyk zmennej, Funkcje

Bardziej szczegółowo

Dotyczy: opinii PKPP lewiatan do projektow dwoch rozporzqdzen z 27 marca 2012 (pismo P-PAA/137/622/2012)

Dotyczy: opinii PKPP lewiatan do projektow dwoch rozporzqdzen z 27 marca 2012 (pismo P-PAA/137/622/2012) 30/04! 2012 PON 13: 30! t FAX 22 55 99 910 PKPP Lewatan _..~._. _., _. _ :. _._..... _.. ~._..:.l._.... _. '. _-'-'-'"." -.-.---.. ----.---.-.~.....----------.. LEWATAN Pol~ka KonfederacJa Pracodawcow

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

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

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

5. OPTYMALIZACJA GRAFOWO-SIECIOWA

5. OPTYMALIZACJA GRAFOWO-SIECIOWA . OPTYMALIZACJA GRAFOWO-SIECIOWA Defncja grafu Pod pojęcem grafu G rozumemy następującą dwójkę uporządkowaną (defncja grafu Berge a): (.) G W,U gdze: W zbór werzchołków grafu, U zbór łuków grafu, U W 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

Finanse, Rynki Finansowe, Ubezpieczenia nr 5/2016 (83), cz. 2. DOI: /frfu /2-11 s

Finanse, Rynki Finansowe, Ubezpieczenia nr 5/2016 (83), cz. 2. DOI: /frfu /2-11 s Fnanse, Rynk Fnansowe, Ubezpeczena nr 5/2016 (83), cz. 2 DOI: 10.18276/frfu.2016.5.83/2-11 s. 121 130 Zastosowane modelu probtowego oraz ucętego lnowego modelu prawdopodobeństwa do analzy kondycj ekonomczno-fnansowej

Bardziej szczegółowo

OeconomiA copernicana 2013 Nr 3. Modele ekonometryczne w opisie wartości rezydualnej inwestycji

OeconomiA copernicana 2013 Nr 3. Modele ekonometryczne w opisie wartości rezydualnej inwestycji OeconomA coperncana 2013 Nr 3 ISSN 2083-1277, (Onlne) ISSN 2353-1827 http://www.oeconoma.coperncana.umk.pl/ Klber P., Stefańsk A. (2003), Modele ekonometryczne w opse wartośc rezydualnej nwestycj, Oeconoma

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

Portfele zawierające walor pozbawiony ryzyka. Elementy teorii rynku kapitałowego

Portfele zawierające walor pozbawiony ryzyka. Elementy teorii rynku kapitałowego Portel nwestycyjny ćwczena Na podst. Wtold Jurek: Konstrukcja analza rozdzał 5 dr chał Konopczyńsk Portele zawerające walor pozbawony ryzyka. lementy teor rynku kaptałowego 1. Pożyczane penędzy amy dwa

Bardziej 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

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

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

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych

Bardziej szczegółowo

O PEWNYM MODELU POZWALAJĄCYM IDENTYFIKOWAĆ K NAJBARDZIEJ PODEJRZANYCH REKORDÓW W ZBIORZE DANYCH KSIĘGOWYCH W PROCESIE WYKRYWANIA OSZUSTW FINANSOWYCH

O PEWNYM MODELU POZWALAJĄCYM IDENTYFIKOWAĆ K NAJBARDZIEJ PODEJRZANYCH REKORDÓW W ZBIORZE DANYCH KSIĘGOWYCH W PROCESIE WYKRYWANIA OSZUSTW FINANSOWYCH Mateusz Baryła Unwersytet Ekonomczny w Krakowe O PEWNYM MODELU POZWALAJĄCYM IDENTYFIKOWAĆ K NAJBARDZIEJ PODEJRZANYCH REKORDÓW W ZBIORZE DANYCH KSIĘGOWYCH W PROCESIE WYKRYWANIA OSZUSTW FINANSOWYCH Wprowadzene

Bardziej szczegółowo

Pattern Classification

Pattern Classification attern Classfcaton All materals n these sldes were taken from attern Classfcaton nd ed by R. O. Duda,. E. Hart and D. G. Stork, John Wley & Sons, 000 wth the permsson of the authors and the publsher Chapter

Bardziej szczegółowo

Zad 2 Dynamika zatrudnienia mierzona indeksami łańcuchowymi w ostatnich pięciu latach kształtowały się następująco: Lata Indeksy ( w %)

Zad 2 Dynamika zatrudnienia mierzona indeksami łańcuchowymi w ostatnich pięciu latach kształtowały się następująco: Lata Indeksy ( w %) Analza dnamk Zad. 1 Indeks lczb studującch studentów w województwe śląskm w kolejnch pęcu latach przedstawał sę następująco: Lata 1 2 3 4 5 Indeks jednopodstawowe z roku t = 1 100,0 115,7 161,4 250,8 195,9

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

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

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

WSHiG Karta przedmiotu/sylabus. Studia stacjonarne 15 w Studia niestacjonarne 8 w Studia stacjonarne 45 ćw Studia niestacjonarne 12 ćw

WSHiG Karta przedmiotu/sylabus. Studia stacjonarne 15 w Studia niestacjonarne 8 w Studia stacjonarne 45 ćw Studia niestacjonarne 12 ćw WSHG Karta przedmotu/sylabus KIERUNEK SPECJALNOŚĆ TRYB STUDIÓW SEMESTR Turystyka Rekreacja Obsługa Ruchu Turystycznego Stacjonarny / nestacjonarny VI / I stopna Nazwa przedmotu Analza ORT_MKK_S_21 ORT_MKK_NST_21

Bardziej szczegółowo

PORÓWNANIE METOD PROSTYCH ORAZ METODY REGRESJI HEDONICZNEJ DO KONSTRUOWANIA INDEKSÓW CEN MIESZKAŃ

PORÓWNANIE METOD PROSTYCH ORAZ METODY REGRESJI HEDONICZNEJ DO KONSTRUOWANIA INDEKSÓW CEN MIESZKAŃ PORÓWNANIE METOD PROSTYCH ORAZ METODY REGRESJI HEDONICZNEJ DO KONSTRUOWANIA INDEKSÓW CEN MIESZKAŃ Radosław Trojanek Katedra Inwestycj Neruchomośc Unwersytet Ekonomczny w Poznanu e-mal: r.trojanek@ue.poznan.pl

Bardziej szczegółowo

Uchwała Senatu Uniwersytetu Kazimierza Wielkiego. Nr 110/2016/2017. z dnia 27 czerwca 2017 r.

Uchwała Senatu Uniwersytetu Kazimierza Wielkiego. Nr 110/2016/2017. z dnia 27 czerwca 2017 r. Uchwała Senatu Unwersytetu Kazmerza Welkego Nr 110/2016/2017 z dna 27 czerwca 2017 r. w sprawe określena zakładanych efektów kształcena dla kerunku studów nformacja naukowa bblotekoznawstwo studa perwszego

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

SYSTEM ZALICZEŃ ĆWICZEŃ

SYSTEM ZALICZEŃ ĆWICZEŃ AMI, zma 010/011 mgr Krzysztof Rykaczewsk System zalczeń Wydzał Matematyk Informatyk UMK SYSTEM ZALICZEŃ ĆWICZEŃ z Analzy Matematycznej I, 010/011 (na podst. L.G., K.L., J.M., K.R.) Nnejszy dokument dotyczy

Bardziej szczegółowo

Dr inż. Robert Smusz Politechnika Rzeszowska im. I. Łukasiewicza Wydział Budowy Maszyn i Lotnictwa Katedra Termodynamiki

Dr inż. Robert Smusz Politechnika Rzeszowska im. I. Łukasiewicza Wydział Budowy Maszyn i Lotnictwa Katedra Termodynamiki Dr nż. Robert Smusz Poltechnka Rzeszowska m. I. Łukasewcza Wydzał Budowy Maszyn Lotnctwa Katedra Termodynamk Projekt jest współfnansowany w ramach programu polskej pomocy zagrancznej Mnsterstwa Spraw Zagrancznych

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

Statystyka Opisowa 2014 część 1. Katarzyna Lubnauer

Statystyka Opisowa 2014 część 1. Katarzyna Lubnauer Statystyka Opsowa 2014 część 1 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

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

Edukacja kulturalna mieszkańców wsi Pniewo w dziedzinie muzyki poprzez wyposażenie. Powiat/gmina łomżyński Łomża. sekretariat@gminalomza.

Edukacja kulturalna mieszkańców wsi Pniewo w dziedzinie muzyki poprzez wyposażenie. Powiat/gmina łomżyński Łomża. sekretariat@gminalomza. RAPORT Z CZYNNOŚCI KONTROLNYCH NR 10 '413/0081/10 2 dna 18/10/2010 fn wo./nt dzałana/ nrr&pjrok) PROGRAM ROZWOJU OBS..TA 2007 2013 ZNAK SPRAWY UM10-6930-UM1040106/10 ROW-IV.0911-6-12/10 NR IDENTYFIKACYJNY

Bardziej szczegółowo

KRZYWA BÉZIERA TWORZENIE I WIZUALIZACJA KRZYWYCH PARAMETRYCZNYCH NA PRZYKŁADZIE KRZYWEJ BÉZIERA

KRZYWA BÉZIERA TWORZENIE I WIZUALIZACJA KRZYWYCH PARAMETRYCZNYCH NA PRZYKŁADZIE KRZYWEJ BÉZIERA KRZYWA BÉZIERA TWORZENIE I WIZUALIZACJA KRZYWYCH PARAMETRYCZNYCH NA PRZYKŁADZIE KRZYWEJ BÉZIERA Krzysztof Serżęga Wyższa Szkoła Informatyk Zarządzana w Rzeszowe Streszczene Artykuł porusza temat zwązany

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka Katarzyna Rosiak-Lada. Zajęcia 3

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka Katarzyna Rosiak-Lada. Zajęcia 3 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Katarzyna Rosak-Lada Zajęca 3 1. Dobrod dopasowana równana regresj. Współczynnk determnacj R 2 Dekompozycja warancj zmennej zależnej Współczynnk determnacj R 2 2. Zmenne

Bardziej szczegółowo

Ryzyko inwestycji. Ryzyko jest to niebezpieczeństwo niezrealizowania celu, założonego przy podejmowaniu określonej decyzji. 3.

Ryzyko inwestycji. Ryzyko jest to niebezpieczeństwo niezrealizowania celu, założonego przy podejmowaniu określonej decyzji. 3. PZEDMIIOT : EFEKTYWNOŚĆ SYSTEMÓW IINFOMTYCZNYCH 3. 3. Istota, defncje rodzaje ryzyka Elementem towarzyszącym każdej decyzj, w tym decyzj nwestycyjnej, jest ryzyko. Wynka to z faktu, że decyzje operają

Bardziej szczegółowo

Określanie mocy cylindra C w zaleŝności od ostrości wzroku V 0 Ostrość wzroku V 0 7/5 6/5 5/5 4/5 3/5 2/5 Moc cylindra C 0,5 0,75 1,0 1,25 1,5 > 2

Określanie mocy cylindra C w zaleŝności od ostrości wzroku V 0 Ostrość wzroku V 0 7/5 6/5 5/5 4/5 3/5 2/5 Moc cylindra C 0,5 0,75 1,0 1,25 1,5 > 2 T A R C Z A Z E G A R O W A ASTYGMATYZM 1.Pojęca ogólne a) astygmatyzm prosty (najbardzej zgodny z pozomem) - najbardzej płask połudnk tzn. o najmnejszej mocy jest pozomy b) astygmatyzm odwrotny (najbardzej

Bardziej szczegółowo

Modelowanie systemu zarządzania przepływem materiałów i oceny efektywności procesów. Redakcja naukowa Bogusław Śliwczyoski

Modelowanie systemu zarządzania przepływem materiałów i oceny efektywności procesów. Redakcja naukowa Bogusław Śliwczyoski BOGUSŁAW ŚLIWCZYŃSKI (RED.) MODELOWANIE SYSTEMU ZARZĄDZANIA PRZEPŁYWEM MATERIAŁÓW I OCENY EFEKTYWNOŚCI PROCESÓW Modelowane systemu zarządzana przepływem materałów oceny efektywnośc procesów Redakcja naukowa

Bardziej szczegółowo

Wyznaczanie lokalizacji obiektu logistycznego z zastosowaniem metody wyważonego środka ciężkości studium przypadku

Wyznaczanie lokalizacji obiektu logistycznego z zastosowaniem metody wyważonego środka ciężkości studium przypadku B u l e t y n WAT Vo l. LXI, Nr 3, 2012 Wyznaczane lokalzacj obektu logstycznego z zastosowanem metody wyważonego środka cężkośc studum przypadku Emla Kuczyńska, Jarosław Zółkowsk Wojskowa Akadema Technczna,

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

Sprawozdanie Skarbnika Hufca Za okres 24.09.2011-24.11.2013. Wprowadzenie

Sprawozdanie Skarbnika Hufca Za okres 24.09.2011-24.11.2013. Wprowadzenie Skarbnk Hufca ZHP Kraków Nowa Huta phm. Marek Balon HO Kraków, dn. 21.10.2013r. Sprawozdane Skarbnka Hufca Za okres 24.09.2011-24.11.2013 Wprowadzene W dnu 24.09.2011r. odbył sę Zjazd Sprawozdawczo-Wyborczy

Bardziej szczegółowo

ZASTOSOWANIE MODELU MOTAD DO TWORZENIA PORTFELA AKCJI KLASYFIKACJA WARUNKÓW PODEJMOWANIA DECYZJI

ZASTOSOWANIE MODELU MOTAD DO TWORZENIA PORTFELA AKCJI KLASYFIKACJA WARUNKÓW PODEJMOWANIA DECYZJI Krzysztof Wsńsk Katedra Statystyk Matematycznej, AR w Szczecne e-mal: kwsnsk@e-ar.pl ZASTOSOWANIE MODELU MOTAD DO TWORZENIA PORTFELA AKCJI Streszczene: W artykule omówono metodologę modelu MOTAD pod kątem

Bardziej szczegółowo

EFEKTYWNOŚĆ INTERWENCJONIZMU PAŃSTWOWEGO W GOSPODARKĘ ŻYWNOŚCIOWĄ UKRAINY. Wstęp

EFEKTYWNOŚĆ INTERWENCJONIZMU PAŃSTWOWEGO W GOSPODARKĘ ŻYWNOŚCIOWĄ UKRAINY. Wstęp Efektywność STOWARZYSZENIE nterwencjonzmu EKONOMISTÓW państwowego ROLNICTWA w gospodarkę I AGROBIZNESU żywnoścową Ukrany Rocznk Naukowe tom XVI zeszyt 2 33 Georgj Czerewko Lwowsk Narodowy Unwersytet Agrarny

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

WSHiG Karta przedmiotu/sylabus. Studia stacjonarne 15 w Studia niestacjonarne 8 w Studia stacjonarne 45 ćw Studia niestacjonarne 12 ćw

WSHiG Karta przedmiotu/sylabus. Studia stacjonarne 15 w Studia niestacjonarne 8 w Studia stacjonarne 45 ćw Studia niestacjonarne 12 ćw WSHG Karta przedmotu/sylabus KIERUNEK SPECJALNOŚĆ TRYB STUDIÓW SEMESTR Turystyka Rekreacja Obsługa Ruchu Turystycznego Stacjonarny / nestacjonarny VI / I stopna Nazwa przedmotu Analza turystycznego ORT_MKK_S_21

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

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Interpretacja parametrów przy zmennych objaśnających cągłych Semelastyczność 2. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy 3. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne

Bardziej 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

BADANIE PROCESU EKSPLOATACJI W ASPEKCIE NIEZAWODNOŚCIOWO- EKONOMICZNYM

BADANIE PROCESU EKSPLOATACJI W ASPEKCIE NIEZAWODNOŚCIOWO- EKONOMICZNYM ZAKŁAD EKSPLOATACJI SYSTEMÓW ELEKTRONICZNYCH INSTYTUT SYSTEMÓW ELEKTRONICZNYCH WYDZIAŁ ELEKTRONIKI WOJSKOWA AKADEMIA TECHNICZNA ---------------------------------------------------------------------------------------------------------------

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

MPEC wydaje warunki techniczne KONIEC

MPEC wydaje warunki techniczne KONIEC 1 2 3 1 2 2 1 3 MPEC wydaje warunk technczne 4 5 6 10 9 8 7 11 12 13 14 15 KONIEC 17 16 4 5 Chcesz wedzeć, czy masz możlwość przyłączena budynku Możlwośc dofnansowana wymany peców węglowych do sec mejskej?

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

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

Parametry zmiennej losowej

Parametry zmiennej losowej Eonometra Ćwczena Powtórzene wadomośc ze statysty SS EK Defncja Zmenną losową X nazywamy funcję odwzorowującą przestrzeń zdarzeń elementarnych w zbór lczb rzeczywstych, taą że przecwobraz dowolnego zboru

Bardziej szczegółowo

NAFTA-GAZ marzec 2011 ROK LXVII. Wprowadzenie. Tadeusz Kwilosz

NAFTA-GAZ marzec 2011 ROK LXVII. Wprowadzenie. Tadeusz Kwilosz NAFTA-GAZ marzec 2011 ROK LXVII Tadeusz Kwlosz Instytut Nafty Gazu, Oddzał Krosno Zastosowane metody statystycznej do oszacowana zapasu strategcznego PMG, z uwzględnenem nepewnośc wyznaczena parametrów

Bardziej szczegółowo

Analiza danych OGÓLNY SCHEMAT. http://zajecia.jakubw.pl/ Dane treningowe (znana decyzja) Klasyfikator. Dane testowe (znana decyzja)

Analiza danych OGÓLNY SCHEMAT. http://zajecia.jakubw.pl/ Dane treningowe (znana decyzja) Klasyfikator. Dane testowe (znana decyzja) Analza danych Dane trenngowe testowe. Algorytm k najblższych sąsadów. Jakub Wróblewsk jakubw@pjwstk.edu.pl http://zajeca.jakubw.pl/ OGÓLNY SCHEMAT Mamy dany zbór danych podzelony na klasy decyzyjne, oraz

Bardziej 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

Wpływ modernizacji gospodarki w sferze działalności proekologicznej na jakość środowiska naturalnego w Polsce w układzie regionalnym

Wpływ modernizacji gospodarki w sferze działalności proekologicznej na jakość środowiska naturalnego w Polsce w układzie regionalnym 194 Dr Marcn Salamaga Katedra Statystyk Unwersytet Ekonomczny w Krakowe Wpływ modernzacj gospodark w sferze dzałalnośc proekologcznej na jakość środowska naturalnego w Polsce w układze regonalnym WPROWADZENIE

Bardziej szczegółowo

PRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW POZIOMU ŻYCIA MIESZKAŃCÓW MIAST ŚREDNIEJ WIELKOŚCI A SYSTEM LOGISTYCZNY MIASTA 1

PRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW POZIOMU ŻYCIA MIESZKAŃCÓW MIAST ŚREDNIEJ WIELKOŚCI A SYSTEM LOGISTYCZNY MIASTA 1 METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XI/2, 2010, str. 102 111 PRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW POZIOMU ŻYCIA MIESZKAŃCÓW MIAST ŚREDNIEJ WIELKOŚCI A SYSTEM LOGISTYCZNY MIASTA 1

Bardziej szczegółowo

PODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH

PODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH PODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH Z a k ł a d U b e z p e c z e ń S p o ł e c z n y c h Wprowadzene Nnejsza ulotka adresowana jest zarówno do osób dopero ubegających

Bardziej 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

Semestr zimowy Brak Nie

Semestr zimowy Brak Nie KARTA MODUŁU / KARTA PRZEDMIOTU Kod modułu Nazwa modułu Nazwa modułu w języku angelskm Obowązuje od roku akademckego 2015/2016 Z-ID-702 Semnarum praca dyplomowa Semnar and Dplom Thess A. USYTUOWANIE MODUŁU

Bardziej szczegółowo

Teoria niepewności pomiaru (Rachunek niepewności pomiaru) Rodzaje błędów pomiaru

Teoria niepewności pomiaru (Rachunek niepewności pomiaru) Rodzaje błędów pomiaru Pomary fzyczne - dokonywane tylko ze skończoną dokładnoścą. Powodem - nedoskonałość przyrządów pomarowych neprecyzyjność naszych zmysłów borących udzał w obserwacjach. Podawane samego tylko wynku pomaru

Bardziej szczegółowo

ZASTOSOWANIE MODELU PANELOWEGO DO BADANIA NADWYśEK KAPITAŁOWYCH W BANKACH KOMERCYJNYCH W POLSCE WSTĘP

ZASTOSOWANIE MODELU PANELOWEGO DO BADANIA NADWYśEK KAPITAŁOWYCH W BANKACH KOMERCYJNYCH W POLSCE WSTĘP Monka Gładysz, Katedra Ekonom Polyk Gospodarczej SGGW, e-mal: gladysz@alpha.sggw.waw.pl ZASTOSOWANIE MODELU PANELOWEGO DO BADANIA NADWYśEK KAPITAŁOWYCH W BANKACH KOMERCYJNYCH W POLSCE Streszczene: Dane

Bardziej szczegółowo

8. Optymalizacja decyzji inwestycyjnych

8. Optymalizacja decyzji inwestycyjnych dr nż. Zbgnew Tarapata: Optymalzacja decyzj nwestycyjnych, cz.ii 8. Optymalzacja decyzj nwestycyjnych W rozdzale 8, część I przedstawono elementarne nformacje dotyczące metod oceny decyzj nwestycyjnych.

Bardziej szczegółowo

ROZDZIAŁ 3 INTERPRETACJA PARADOKSU ALLAISA ZA POMOCĄ MODELU KONFIGURALNIE WAŻONEJ UŻYTECZNOŚCI

ROZDZIAŁ 3 INTERPRETACJA PARADOKSU ALLAISA ZA POMOCĄ MODELU KONFIGURALNIE WAŻONEJ UŻYTECZNOŚCI Elżbeta Babula Anna Blajer-Gołębewska ROZDZIAŁ 3 INTERPRETACJA PARADOKSU ALLAISA ZA POMOCĄ MODELU KONFIGURALNIE WAŻONEJ UŻYTECZNOŚCI Wprowadzene Jednym z podstawowych założeń ekonom jest postulat racjonalnośc

Bardziej szczegółowo

ZASTOSOWANIE WYBRANYCH ELEMENTÓW ANALIZY FUNDAMENTALNEJ DO WYZNACZANIA PORTFELI OPTYMALNYCH

ZASTOSOWANIE WYBRANYCH ELEMENTÓW ANALIZY FUNDAMENTALNEJ DO WYZNACZANIA PORTFELI OPTYMALNYCH Adranna Mastalerz-Kodzs Ewa Pośpech Unwersytet Ekonomczny w Katowcach ZASTOSOWANIE WYBRANYCH ELEMENTÓW ANALIZY FUNDAMENTALNEJ DO WYZNACZANIA PORTFELI OPTYMALNYCH Wprowadzene Zagadnene wyznaczana optymalnych

Bardziej szczegółowo

KARTA MODUŁU KSZTAŁCENIA

KARTA MODUŁU KSZTAŁCENIA KARTA MODUŁU KSZTAŁCENIA I. 1 Nazwa modułu kształcena Geologa Informacje ogólne 2 Nazwa jednostk prowadzącej moduł Państwowa Szkoła Wyższa m. Papeża Jana Pawła II,Katedra Nauk Techncznych, Zakład Budownctwa

Bardziej szczegółowo

SYSTEMY UCZĄCE SIĘ WYKŁAD 7. KLASYFIKATORY BAYESA. Dr hab. inż. Grzegorz Dudek Wydział Elektryczny Politechnika Częstochowska.

SYSTEMY UCZĄCE SIĘ WYKŁAD 7. KLASYFIKATORY BAYESA. Dr hab. inż. Grzegorz Dudek Wydział Elektryczny Politechnika Częstochowska. SYSTEMY UCZĄCE SIĘ WYKŁAD 7. KLASYFIKATORY BAYESA Częstochowa 4 Dr hab. nż. Grzegorz Dudek Wydzał Elektryczny Poltechnka Częstochowska TWIERDZENIE BAYESA Wedza pozyskwana przez metody probablstyczne ma

Bardziej szczegółowo

Mikroekonometria 13. Mikołaj Czajkowski Wiktor Budziński

Mikroekonometria 13. Mikołaj Czajkowski Wiktor Budziński Mkroekonometra 13 Mkołaj Czajkowsk Wktor Budzńsk Symulacje Analogczne jak w przypadku cągłej zmennej zależnej można wykorzystać metody Monte Carlo do analzy różnego rodzaju problemów w modelach gdze zmenna

Bardziej szczegółowo