Modelowanie procesu produkcji banków i badanie ich efektywności kosztowej 1
|
|
- Paweł Wolski
- 8 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Jerzy Marzec (Katedra Ekonometr Akadem Ekonomcznej w Krakowe) Modelowane procesu produkcj banków badane ch efektywnośc kosztowej 1 1. Podstawy pomaru efektywnośc kosztowej. Mkroekonomczny model przedsęborstwa opera sę na założenu, że frma dzałając przy pewnych ogranczenach nałożonych przez jej konkurentów, rynek konsumentów oraz przyrodę dostępne technologe realzuje swój cel - maksymalzację zysku. Dążąc do realzacj tego przesłana zarząd przedsęborstwa, mając śwadomość stnena tych ogranczeń ze strony przyrody technolog (dotyczących sposobów wytwarzana produkcj z nakładów dostępnych czynnków produkcj), decyduje m.n. o rozmarze (skal) produkcj jej strukturze. W teor mkroekonom te ogranczena opsuje sę poprzez mkroekonomczną funkcję produkcj, f(x 1,,x H ), zwaną często granczną funkcją produkcj (ang. fronter producton functon), wyrażającą maksymalną produkcję Q możlwą do uzyskana z danych welkośc nakładów czynnków x 1,,x H. Dla uproszczena dalsze rozważana dotyczą przypadku, że frma wytwarza jeden produkt bądź stneje możlwość wyrażena produkcj w postac agregatu merzonego w jednostkach penężnych. Natomast problem wyboru przez frmę welkośc nakładów czynnków ekonomczne nezbędnych do uzyskana produkcj Q (czyl wyboru metod wytwarzana) gwarantujących mnmalny koszt oraz welkośc produkcj maksymalzującej zysk po najnższym koszce (wyboru planów produkcj) ujęte są za pomocą modelu mnmalzacj kosztu maksymalzacj zysku. Mkroekonomczna (tzw. granczna) funkcja kosztów, otrzymana jako rozwązane problemu mnmalzacj kosztów, ma szeroke zastosowane w analze emprycznej kosztów frmy. Jednym z obszarów jej wykorzystana jest analza efektywnośc kosztowej frmy, a w szczególnośc nstytucj fnansowych (w tym banków komercyjnych). Analza efektywnośc 1 Praca wykonana w ramach projektu badawczego nr 1-H02B , fnansowanego przez Komtet Badań Naukowych. Autor pragne wyrazć wdzęczność Profesorow Jackow Osewalskemu za uwag dyskusje. 1
2 kosztowej umożlwa zbadane, czy przy danych cenach czynnków produkcj (ewentualne także nakładach czynnków stałych) frma ponos mnmalny koszt całkowty wytworzena określonego pozomu produkcj. Jeżel przedsęborstwo ponos koszt wększy nż wynka on z mkroekonomcznej (grancznej) funkcj kosztu, to spowodowane jest to neefektywnoścą kosztową - alokacyjną lub technczną (zob. Marzec Osewalsk [1997]). Neefektywność technczna ma mejsce, gdy występują odchylena n mnus obserwowanego pozomu produkcj od mkroekonomcznej funkcj produkcj. Neefektywność alokacyjna polega na tym, że struktura nakładów czynnków produkcj ne odpowada relacj ch cen rynkowych. Empryczne badana efektywnośc prowadz sę w oparcu o modele ekonometryczne, bądź o modele determnstyczne wykorzystujące technk programowana matematycznego 2 (zob. Berg, Forsund, Hjalmarsson Soumnen [1993], Ferrer Lovell [1990], Grabowsk, Ragan Rezvanan [1993], Hassan, Grabowsk, Pasurka Ragan [1990], Rangan, Grabowsk, Aly Pasurka [1988], Sherman Gold [1985]). Bez względu na postać modelu wymaga sę, aby wykorzystywane dane statystyczne dotyczyły frm należących do jednej branży, a węc dysponujących lub mających swobodny dostęp do tej samej technolog przy założenu, że frmy mogą nabywać czynnk produkcj po egzogenczne danych cenach. Według metodolog ekonometrycznej, problem efektywnośc (techncznej lub kosztowej) formułuje sę zwykle za pomocą modelu jednorównanowego składającego sę z odpowedno wyspecyfkowanej mkroekonomcznej funkcj produkcj lub kosztów (dla logarytmów tych zmennych) oraz dwóch składnków losowych, z których jeden (symetryczny względem zera) odzwercedla efekt czynnków przypadkowych błędów pomaru, zaś drug (asymetryczny stałego znaku) modeluje potencjalną neefektywność. W lteraturze określa sę je jako tzw. stochastyczne modele granczne (ang. stochastc fronter models) zostały one zaproponowane przez Agnera, Lovella Schmdta [1977] oraz Meeusena van den Broecka [1977]. Dalszego rozwoju tej metodolog, prezentowanej główne na łamach Journal of Econometrcs, dokonal m. n. Stevenson [1980], Ptt Lee [1981], Jondrow, Lovell, Materov Schmdt [1982], Schmdt Sckles [1984], Beckers Hammond [1987], Greene [1980], van den Broeck, Koop, Osewalsk Steel [1994] oraz Koop, Osewalsk Steel [1994], [1997]. Wykorzystane tych model w zagadnenach badana efektywnośc kosztowej banków prezentowane jest w czołowej specjalstycznej lteraturze, główne na łamach Journal of Bankng and Fnance, Journal of Money, Credt and Bankng oraz Journal of Productvty 2 podstawową metodą jest tzw. DEA (Data Envelopment Analyss). 2
3 Analyss (zob. Bauer, Hancock [1993], Cebenoyan, Cooperman, Regster Hudgns [1993], Ferrer Lovell [1990], Kaparaks, Mller Noulas [1994] oraz Mester [1993]). Najprostszy jednorównanowy model stochastycznej grancznej długookresowej funkcj kosztów frmy może być w przypadku danych przekrojowych sformułowany następująco (dla logarytmu kosztu): ( W, Q ; β ) + u + ν ln TC = ln c, (1) gdze: =1,..,N - numer frmy, TC (Total Cost) - obserwowany koszt całkowty -tej frmy, Q - wektor G 1 produktów -tej frmy, W - wektor H 1 cen czynnków produkcj dla frmy, β - wektor parametrów, c(w, Q,; β) - granczna funkcja kosztów. Zakłada sę, że u ν są nezależnym zmennym losowym, przy czym: u są to składnk wyrażające neefektywność badanych frm, o rozkładach nezależnych o wartoścach wyłączne neujemnych (u 0), ν są to symetryczne składnk losowe wyrażające wpływ czynnków przypadkowych bądź błędów w pomarze kosztów; zakłada sę, że posadają nezależne, dentyczne rozkłady o zerowej wartośc oczekwanej, np. ν ~N(0,σ ν 2 ). Z punktu wdzena mkroekonomcznej teor opsu dzałalnośc nstytucj fnansowych (w tym banków komercyjnych) koneczne jest określene czynnków produkcj produktów oraz pomar tych welkośc kosztu całkowtego. Punktem wyjśca dla sformułowana modelu produkcj kosztów nstytucj fnansowych jest węc ustalene produktów czynnków produkcj. Podstawy obecne stosowanej mkroekonomcznej klasyfkacj czynnków produktów nstytucj fnansowych banków stworzyl Sealey Lndley [1977]. Mmo, że dokonana przez nch gruntowna analzy dwóch aspektów procesu produkcyjnego nstytucj fnansowych (w tym banków): techncznego ekonomcznego, zaowocowała sklasyfkowanem produktów czynnków produkcj, to wcąż trwa dyskusja na ten temat. 2. Czynnk produkcj produkty banków wg Sealeya Lndleya. Sealey Lndley [1977] dokonal analzy obydwu aspektów procesu produkcyjnego: 3
4 techncznego ekonomcznego dla nstytucj fnansowych, w tym banków komercyjnych. Proces produkcyjny w sense techncznym to proces transformacj kerowany przez człoweka; transformacja ta powoduje, że pewne dobra /lub usług wchodzą do procesu, w którym tracą swoją tożsamość, tzn. kończą stnene w orygnalnej forme, podczas gdy tworzone są nne dobra lub usług (Frsch [1965]). W przypadku nstytucj fnansowych proces transformacj wg Sealeya Lndleya polega na pozyskanu penędzy od podmotów mających nadwyżkę fnansową a następne pożyczanu tych środków tym podmotom gospodarczym, które mają ch defcyt (nedobór). Dla nstytucj fnansowych produktem w sense techncznym jest wachlarz usług fnansowych śwadczonych zarówno depozytaruszom jak kredytoborcom. Usług te mogą być kategoryzowane jako: admnstrowane płatnoścam klentów (w przypadku banków komercyjnych, tzn. nstytucj fnansowych specjalzujących sę w pozyskwanu depozytów płatnych depozytaruszom na żądane udzelanu kredytów komercyjnych), usług pośrednctwa (ntermedaton) śwadczone depozytaruszom kredytoborcom (np. przyjmowane lokat, udzelane kredytów, gwarancj poręczeń), nne usług w postac doradztwa fnansowego zarządzana fnansam klentów nstytucj fnansowych. Wg Frscha proces produkcj mał także drug obok techncznego wymar - ekonomczny. Autor ten zatem proponuje, abyśmy przez proces produkcj w sense ekonomcznym rozumel próbę stworzena produktu, który posada wyższą wartość nż orygnalne czynnk produkcj (Frsch [1965]). Sealey Lndley słuszne uważają węc, że za produkty nstytucj fnansowych rozumane w sense ekonomcznym uważać tylko te produkty technczne, które mają wyższą wartość nż ponesone nakłady czynnków produkcj (gdze wartość ta wyrażona jest w cenach rynkowych). Spośród usług będących produktam w sense techncznym, produktam ekonomcznym są tylko te, które posadają wyższą wartość (merzoną przez rynek) nż zużyte czynnk produkcj. Natomast usług śwadczone depozytaruszom przez nstytucje fnansowe można skojarzyć z nabywanem ekonomcznych czynnków produkcj, bo ponoszone koszty tych usług ne rodzą żadnych bezpośrednch przychodów. Można traktować te usług (w postac np. udostępnana skrytek bankowych, obrotu czekowego kart płatnczych) jako częścową zapłatę za używane środków depozytaruszy. Instytucje fnansowe poberają opłaty za te usług (np. za wydane karty płatnczej lub prowadzene 4
5 rachunku oszczędnoścowo-rozlczenowego), jednak zwykle ne pokrywają one rzeczywśce ponesonych kosztów zwązanych z tym czynnoścam. W wynku przeprowadzonej przez Sealeya Lndleya analzy procesu produkcyjnego nstytucj fnansowych wdać wyraźne, że z punktu wdzena tych frm jest on procesem weloetapowym, wymagającym półproduktów (ntermedate outputs), w którym środk pożyczone od depozytaruszy (a przeznaczone na kredyty) usług śwadczone przez nstytucje fnansowe przy użycu kaptału, pracy materałowych czynnków produkcj, są użyte do wytworzena aktywów generujących przychód (ang. earnng assets). Proces ten jest analogczny jak w przedsęborstwe produkcyjnym, w którym jeden wydzał wytwarza półprodukty, które są bezpośredno użyte jako czynnk produkcj w nnym wydzale. Ostateczne półprodukty powalają na uzyskane fnalnego produktu ekonomcznego - aktywów generujących przychód. W przypadku nstytucj fnansowych mkroekonomcznym produktam są wg Sealeya Lndleya zatem różne kategore aktywów generujących przychód (earnng assets). Pomaru produkcj dokonuje sę poprzez wyrażene różnych typów tych aktywów w jednostkach penężnych. Czynnkam produkcj są: praca, kaptał pozyskane przez bank środk penężne, których zaangażowane merzy sę odpowedno lczbą zatrudnonych, wartoścą składnków majątku trwałego wartoścą depozytów. Ceną czynnka jest loraz ponesonego kosztu, zwązanego z jego użycem welkośc zaangażowana czynnka. Szczegółową dyskusję podejść do klasyfkacj czynnków produkcj produktów bankowych spotykanych w lteraturze przedmotu prezentuje Marzec [1998]. 3. Przykład empryczny. Podejśce Sealeya Lndleya do specyfkacj produktów bankowych, czynnków produkcj funkcj kosztów zostane wykorzystane w celu budowy prostej grancznej funkcj kosztów zaprezentowana de pomaru efektywnośc kosztowej na przykładze oddzałów jednego z polskch banków. Z uwag na przyjęte założene, że jeden z czynnków produkcj jest czynnkem stałym, rozważamy krótkookresową funkcje kosztu zmennego, przyjmując jej najprostszą postać - Cobba-Douglasa. Założene, że badane obekty należą do jednorodnej grupy, czyl charakteryzują sę tą samą technologą (lub mają do nej dostęp), wydaje sę być spełnone w przypadku oddzałów jednego banku. Fakt, że przedmotem zanteresowana są oddzały jednego banku ma wpływ na rozważane kategore czynnków produkcj produktów. 5
6 Zgodne z dyskusją przeprowadzoną w poprzednej częśc artykułu, za czynnk produkcj przyjęto: pracownków oddzału (zmenną oznaczono lterą L), neruchomośc (a także nwestycje w neruchomośc obce) (N), nne środk trwałe (m.n sprzęt komputerowy) oraz wartośc nemateralne prawne (m.n. oprogramowane) (S), depozyty (złotowe walutowe) nne pozyskane przez bank penądze (D), środk penężne z Central nnych oddzałów w przypadku oddzałów kredytowych. Rozróżnene dwóch kategor kaptału fzycznego, N S, jest spowodowane przyjęcem założena, że neruchomośc muszą być traktowane w analze jako czynnk stały (ne podlegający optymalzacj). Natomast charakter czynnka S powoduje, że można go traktować jako czynnk zmenny, a zatem w funkcj kosztów pojawa sę jego cena. W sytuacj, gdy centrala banku na drodze przetargu wybera dostawców sprzętu dla oddzałów (m.n. komputerów, drukarek, akcesorów komputerowych oraz oprogramowana) przyjęto, że cena tego czynnka jest jednakowa dla każdego oddzału. Oddzały różną sę one w zakrese śwadczonych usług w zależnośc od geografcznej lokalzacj, charakteru lokalnego rynku potrzeb klentów, węc występuje wśród nch specjalzacja. Podstawowy podzał wyróżna oddzały: depozytowe tj. take, które specjalzują sę w pozyskwanu (depozytów) od ludnośc przedsęborstw (mają ch zatem nadwyżkę w stosunku do wartość udzelonych kredytów) oraz oddzały kredytowe, dla których wartość udzelonych kredytów przewyższa wartość depozytów. Oddzały z perwszej grupy w głównej merze dostarczają środk penężne, które stanową źródło fnansowana kredytów udzelanych przez te druge oddzały. Cena tych środków jest stała (ustalana przez centrale banku) służy do korekty wynków z dzałalnośc operacyjnej wszystkch oddzałów. Zatem środk te należy traktować z jednej strony jako dodatkowy czynnk produkcj (o stałej cene) w przypadku oddzałów kredytowych, jako produkt oddzałów depozytowych. Zaangażowane czynnków produkcj proponuje sę merzyć odpowedno poprzez lczbę zatrudnonych w przelczenu na pełne etaty, wartość brutto składnków rzeczowego majątku trwałego, wartość brutto składnków nemateralnych prawnych oraz wartość depozytów wraz z nnym pozyskanym środkam penężnym. Produkcję oddzałów bankowych (Q) proponuje sę wyrazć przez łączną wartość różnego rodzaju kredytów złotowych walutowych (m.n. kredyty w rachunku beżącym, obrotowy, ratalny, dyskontowy, 6
7 nwestycyjny), pożyczek gotówkowych dla ludnośc, faktorngu, zrealzowanych gwarancj poręczeń, rachunków nostro lokat w nnych bankach oraz - w przypadku oddzałów depozytowych - nadwyżk mędzy wartoścą przyjętych lokat a wartoścą udzelonych kredytów; nadwyżka ta może być traktowana jak dodatkowy typ produktu, odsprzedawanego central banku oddzałom kredytowym. Całkowte koszty zmenne (C) stanową sumę kosztów zwązanych z zaangażowanem każdego z czynnków zmennych, czyl wynagrodzeń wraz z narzutam, zmennych kosztów rzeczowych (m.n. zużyce tonera paperu do drukarek, dysketek, materałów burowych) oraz kosztów zaangażowana kaptału fnansowego (odsetek od depozytów nnych pożyczonych środków, a także prowzj płaconych od zacągnętych przez dany oddzał kredytów pożyczek). W przypadku oddzałów kredytowych w skład kosztów całkowtych wchodz koszt pozyskana z central lub nnych oddzałów środków będących różncą mędzy wartoścą udzelonych kredytów a wartoścą przyjętych lokat. Ceną czynnka ludzkego jest średne wynagrodzene (w L ), natomast ceną depozytów (w D ) średne ch oprocentowane lczone jako loraz kosztów odsetkowych wartośc depozytów. Przyjmując założene, że neruchomośc w analze krótkookresowej traktowane są jako czynnk stały, a ceny dwóch wyróżnonych czynnków zmennych są jednakowe dla każdego oddzału, stochastyczny model grancznej krótkookresowej funkcj kosztu zmennego Cobba-Douglasa przyjmuje postać: ln C β w + u + ν, (2) = 0 + β1 ln N + β 2 ln Q + β3 ln wl, + β 4 ln gdze =1,,n to numer oddzału. O składnkach u ν przyjmujemy założena jak we wzorze (1). Warunek jednorodnośc względem wszystkch cen czynnków jest w tym przypadku automatyczne spełnony, a wpływ tych cen, które są jednakowe dla każdego oddzału, jest zawarty w wyraze wolnym. W celu oszacowana neznanych parametrów funkcj kosztu oraz pomaru neefektywnośc na podstawe danych przekrojowych użyto (ze względu na łatwość oblczeń) tzw. Skorygowaną Metodę Najmnejszych Kwadratów (ang. Corrected Ordnary Least Squares; OLS). Zakładając dodatkowo, że składnk reprezentujące neefektywność (u ) posadają dentyczne rozkłady o wspólnej wartośc oczekwanej µ>0 równane (2) z nowym wyrazem wolnym β 0 +µ złożonym składnkem losowym u +ν -µ szacujemy zwykłą MNK. Omówene tej najprostszej metody można znaleźć u Schmdta Scklesa [1984]; podają ją równeż Marzec Osewalsk [1997] oraz Osewalsk Wróbel-Rotter [1998]. Przyblżony D, 7
8 pomar efektywnośc odbywa sę w oparcu o reszty MNK. Oddzał, dla którego reszta lnc lncˆ ) jest mnmalna przyjmuje sę jako w pełn efektywny (jako wzorzec ( efektywnośc). Względną efektywność -tego oddzału merzy sę jako: rˆ ef, = exp mn j= 1, K, n ( lnc lncˆ ) ( lnc lncˆ ) j j (3) W oparcu o dane z I kwartału 1997 roku, a pochodzące z 58 oddzałów jednego banku, oszacowano krótkookresową funkcję kosztów zmennych, otrzymując następujące oceny parametrów równana (2), błędy średne szacunku tych ocen, wartośc statystyk t- Studenta, wartość współczynnka determnacj R 2 oraz współczynnk efektu skal produkcj (odwrotność elastycznośc kosztu względem welkośc produkcj): zmenna ocena parametru przy błąd oceny statystyka zmennej t-studenta const ln N ln Q ln w L ln (w D *100) R 2 =0.965, Efekt skal =1.13 Dopasowane danych emprycznych do danych teoretycznych dla badanego okresu jest bardzo dobre; współczynnk determnacj wynos ponad Otrzymane oceny parametrów oprócz oceny przy czynnku stałym (N) mają sensowną nterpretację. Warunk regularnośc ekonomcznej funkcj kosztów powodują, że znak parametru β 1 przy lnn pownen być ujemny. Oceny parametrów uzyskano stosując MNK ne nakładając żadnych restrykcj na parametry. Natomast użyce podejśca bayesowskego w analze tego problemu umożlwłoby pełne uwzględnene założeń mkroekonomcznych wstępnych nformacj, a także właścwe, probablstyczne modelowane efektywnośc. Podstawy bayesowskej analzy efektywnośc kosztowej banków komercyjnych przedstawają Osewalsk Marzec [1998]. Parametrem, którego oceny wykazującym najwększą stablność jest elastyczność kosztu względem welkośc produkcj (β 2 ). Proces produkcyjny w badanych oddzałach charakteryzuje sę rosnącym efektem skal, wynoszącym Wzrost kosztów zmennych o 1%, spowodowany wzrostem nakładów czynnków zmennych o 1%, jest zwązany ze wzrostem produkcj o około 1.13%. Wskazuje to, przy ustalonych cenach, na możlwość zwększena zysku poprzez zwększene skal dzałalnośc oddzałów. Szczególne dużą ( statystyczne bardzo stotną) rolę odgrywa cena depozytów w kształtowanu sę pozomu kosztu zmennego. Wzrost tej ceny o 10% (tj. o 2 punkty procentowe przy wyjścowym 8
9 oprocentowanu depozytów 20%) powoduje wzrost kosztów o około 6%. Wskaźnk neefektywnośc kosztowej oddzałów oblczone wg wzoru (3) zawarte są w Tabel 1. Tabela Błąd! Neznany argument przełącznka. Porównane ocen kosztowej efektywnośc oddzałów. oddzał $r Rankng oddzał $r Rankng Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Oddzał Mnmalne rˆ 0.51 Średne rˆ 0.74 Interpretując otrzymane wynk można stwerdzć, że np. w perwszym kwartale 1997 roku średno 26% kosztu zmennego ponesonego przez wszystke oddzały banku było kosztem nadwyżkowym, neuzasadnonym an welkoścą produkcj an cenam czynnków zmennych czy welkoścą zaangażowana czynnka stałego. Warto jednak zauważyć, że otrzymane oszacowana neefektywnośc charakteryzują sę znacznym, prawdopodobne nadmernym zróżncowanem, co wynka z uproszczonej metody estymacj funkcj kosztu pomaru samej neefektywnośc. O le rankng oddzałów może być warygodny, to pozom efektywnośc wydaje sę być zanżony. 9
10 Zagadnene analzy efektywnośc kosztowej banków na podstawe danych przekrojowych przekrojowo-czasowych przy użycu formalnych metod statystycznych (np. podejśca bayesowskego) stanow przedmot odrębnych badań; por. Osewalsk Marzec [1998]). Bblografa 1. Agner D., C.A.K. Lovell, P. Schmdt, 1977, Formulaton and Estmaton of Stochastc Fronter Producton Functon Models, Journal of Econometrcs, Bauer P.W., D. Hancock, 1993, The effcency of the Federal Reserve n provdng check processng servces, Journal of Bankng and Fnance, Beckers D.E., C.J. Hammond, 1987, A tractable lkelhood functon for the normalgamma stochastc fronter model, Economcs Letters, Berg S.A, F.R. Forsund, L. Hjalmarsson, M. Soumnen, 1993, Bankng effcency n the Nordc countres, Journal of Bankng and Fnance, Cebenoyan A.S., E.S. Cooperman, C.A. Regster, S.C. Hudgns, 1993, The relatve effceny of stock versus Mutual S&Ls: A stochastc cost fronter approach, Journal of Fnancal Servces Research. 6. Ferrer G.D., C.A.K. Lovell, 1990, Measurng cost effcency n bankng: econometrc and lnear programmng evdence, Journal of Econometrcs, Frsch R., 1965, Theory of Producton, Chcago. 8. Grabowsk R., N. Ragan, R. Rezvanan, 1993, Organzatonal forms n bankng: An emprcal nvestgaton of cost effcency, Journal of Bankng and Fnance, Greene W., 1980, Maxmum lkelhood estmaton of econometrc fronter functons, Journal of Econometrcs, Hassan Y.A., Grabowsk R., C. Pasurka, N. Ragan, 1990, Techncal, scale, and allocatve effcences n U.S. bankng: An emprcal nvestgaton, Revew of Economcs and Statstcs. 11. Jondrow J., C.A.K. Lovell, I. Materov, P. Schmdt, 1982, On the estmaton of techncal neffcency n the stochastc fronter producton functon model, Journal of Econometrcs, Kaparaks E., S. M. Mller, A.G. Noulas, 1994, Short-run cost neffcency of commercal banks: A flexble stochastc fronter approach, Journal of Money, Credt, and Bankng, Koop G., J. Osewalsk, M.F.J Steel, 1994, Bayesan effcency analyss wth a flexble form: The AIM cost functon, Journal of Busness and Economc Statstcs, Koop G., J. Osewalsk, M.F.J Steel, 1997, Hosptal effcency analyss wth ndvdual effects: A Bayesan approach, Journal of Econometrcs,
11 15. Marzec J, 1998, Produkty, czynnk produkcj funkcja kosztów w badanach efektywnośc kosztowej banków, maszynops opracowana w ramach grantu KBN nr 1- H02B , Akadema Ekonomczna, Kraków. 16. Marzec J, Osewalsk J., 1997, Pomar efektywnośc kosztowej banków: zarys metodolog, Fola Economca Cracovensa, w druku. 17. Meeusen W., J. van den Broeck, 1977, Effcency Estmaton from Cobb-Douglas Producton Functons wth Composed Error, Internatonal Economc Revew, 1977, Mester L.J., 1993, Effcency n the savngs and loan ndustry, Journal of Bankng and Fnance, Molyneux P., Y. Altunbas, E. Gardener, 1996, Effcency n European Bankng, J. Wley & Sons, Chchester. 20. Osewalsk J., J. Marzec, 1998, Bayesan Analyss of Cost Effcency Wth an Applcaton to Bank Branches, w: Global Tendences and Changes n East European Bankng, matera³y z konferencj organzowanej przez Unwersytet Jagelloñsk, w druku. 21. Osewalsk J, R. Wróbel-Rotter, 1998, Estymacja grancznych funkcj produkcj wskaźnków efektywnośc techncznej na podstawe danych przekrojowych, Przegląd Statystyczny, w druku. 22. Ptt M., L.F. Lee, 1981, The measurement and sources of techncal neffcency n the Indonesan weavng ndustry, Journal of Development Economcs, Rangan N., R. Grabowsk, N.Y. Aly, C. Pasurka, 1988, The techncal effcency of US Banks, Economcs Letters, Schmdt P., R. Sckles, 1984, Producton fronters and panel data, Journal of Busness and Economc Statstcs, Sealey C.W., J.T. Lndley, 1977, Inputs, outputs, and a theory of producton and cost at depostory fnancal nsttutons, The Journal of Fnance, Sherman H.D., F. Gold, 1985, Bank branch operatng effcency, Journal of Bankng and Fnance, Stevenson R.E., 1980, Lkelhood functons for generalzed stochastc fronter estmaton, Journal of Econometrcs, Towey R., 1974, Money Creaton and the Theory of Bankng Frm, Journal of Fnance, van den Broeck J., G. Koop, J. Osewalsk, M.F.J. Steel, 1994, Stochastc fronter models: A Bayesan perspectve, Journal of Econometrcs, Varan H.R., 1992, Mcroeconomc Analyss, W.W. Norton & Company, Inc., New York. 31. Zardokooh A., J. Kolar, 1994, Branch offce economes of scale and scope: Evdence from savngs banks n Fnland, Journal of Bankng and Fnance,
Produkty i czynniki produkcji w badaniach efektywności kosztowej banków 1
Produkty czynnk produkcj w badanach efektywnośc kosztowej banków 1 Jerzy Marzec Katedra Ekonometr Akadem Ekonomcznej w Krakowe Podstawy pomaru efektywnośc kosztowej. Mkroekonomczny model przedsęborstwa
Bardziej szczegółowoModelowanie procesu produkcji banków i badanie ich efektywności kosztowej 1
mgr Jerzy Marzec (Katedra Ekonometrii Akademii Ekonomicznej w Krakowie) Modelowanie procesu produkcji banków i badanie ich efektywności kosztowej 1 1. Podstawy pomiaru efektywności kosztowej. Mikroekonomiczny
Bardziej szczegółowoPomiar efektywności kosztowej banków: zarys metodologii i
Maszynops artykułu: Marzec J., J. Osewalsk, 996-97, Pomar efektywnośc kosztowe banków: zarys Jerzy Marzec, Jacek Osewalsk (Katedra Ekonometr Akadem Ekonomczne w Krakowe) Pomar efektywnośc kosztowe banków:
Bardziej szczegółowoW y d ział Za r ządzania. J e r zy Marzec. Praca doktorska napisana pod kierunkiem Prof. AE dra hab. Jacka Osiewalskiego
Akadema Ekonomczna w Krakowe W y d zał Za r ządzana Katedra Ekonome t r J e r zy Marzec Ekonometryczna analza efektywnośc kosztów w bankach komercyjnych Praca doktorska napsana pod kerunkem Prof. AE dra
Bardziej szczegółowoGRANICZNA FUNKCJA KOSZTU DLA ODDZIAŁÓW
Jerzy Marzec GRANICZNA FUNKCJA KOSZTU DLA ODDZIAŁÓW BANKU: WYNIKI ESTYMACJI BAYESOWSKIEJ 1 1. Wprowadzene W śwatowej lteraturze analza efektywnośc kosztowej jest często wykorzystywana do ekonomcznej oceny
Bardziej szczegółowoSZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW
SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW Stefan WÓJTOWICZ, Katarzyna BIERNAT ZAKŁAD METROLOGII I BADAŃ NIENISZCZĄCYCH INSTYTUT ELEKTROTECHNIKI ul. Pożaryskego 8, 04-703 Warszawa tel.
Bardziej szczegółowoRegulacje 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 szczegółowoPortfele zawierające walor pozbawiony ryzyka. Elementy teorii rynku kapitałowego
Portel nwestycyjny ćwczena Na podst. Wtold Jurek: Konstrukcja analza rozdzał 5 dr chał Konopczyńsk Portele zawerające walor pozbawony ryzyka. lementy teor rynku kaptałowego 1. Pożyczane penędzy amy dwa
Bardziej szczegółowoBadanie optymalnego poziomu kapitału i zatrudnienia w polskich przedsiębiorstwach - ocena i klasyfikacja
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Badane optymalnego pozomu kaptału zatrudnena w polskch przedsęborstwach - ocena klasyfkacja Prowadząc dzałalność gospodarczą przedsęborstwa kerują sę jedną z dwóch zasad
Bardziej szczegółowoKształtowanie się firm informatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu
PRACE KOMISJI GEOGRAFII PRZEMY SŁU Nr 7 WARSZAWA KRAKÓW 2004 Akadema Pedagogczna, Kraków Kształtowane sę frm nformatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu Postępujący proces rozwoju
Bardziej szczegółowoEKONOMETRIA 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 szczegółowoAnaliza rodzajów skutków i krytyczności uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 1629A
Analza rodzajów skutków krytycznośc uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 629A Celem analzy krytycznośc jest szeregowane potencjalnych rodzajów uszkodzeń zdentyfkowanych zgodne z zasadam FMEA na podstawe
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Interpretacja parametrów przy zmennych objaśnających cągłych Semelastyczność 2. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy 3. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne
Bardziej szczegółowoANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVI/3, 2015, str. 248 257 ANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ Sławomr
Bardziej szczegółowoZadane 1: Wyznacz średne ruchome 3-okresowe z następujących danych obrazujących zużyce energ elektrycznej [kwh] w pewnym zakładze w mesącach styczeń - lpec 1998 r.: 400; 410; 430; 40; 400; 380; 370. Zadane
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE ANALIZY HARMONICZNEJ DO OKREŚLENIA SIŁY I DŁUGOŚCI CYKLI GIEŁDOWYCH
Grzegorz PRZEKOTA ZESZYTY NAUKOWE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH ZASTOSOWANIE ANALIZY HARMONICZNEJ DO OKREŚLENIA SIŁY I DŁUGOŚCI CYKLI GIEŁDOWYCH Zarys treśc: W pracy podjęto problem dentyfkacj cykl gełdowych.
Bardziej szczegółowobanków detalicznych Metody oceny efektywnoœci operacyjnej
Metody oceny efektywnoœc operacyjnej banków detalcznych Danuta Skora, mgr, doktorantka Wydza³u Nauk Ekonomcznych, Dyrektor Regonu jednego z najwêkszych banków detalcznych Adran Kulczyck, mgr, doktorant
Bardziej szczegółowo± Δ. Podstawowe pojęcia procesu pomiarowego. x rzeczywiste. Określenie jakości poznania rzeczywistości
Podstawowe pojęca procesu pomarowego kreślene jakośc poznana rzeczywstośc Δ zmerzone rzeczywste 17 9 Zalety stosowana elektrycznych przyrządów 1/ 1. możlwość budowy czujnków zamenających werne każdą welkość
Bardziej szczegółowoProces 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 szczegółowoSTATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH 1 Test zgodnośc χ 2 Hpoteza zerowa H 0 ( Cecha X populacj ma rozkład o dystrybuance F). Hpoteza alternatywna H1( Cecha X populacj
Bardziej szczegółowoProdukty, czynniki produkcji i funkcja kosztów w badaniach efektywności kosztowej banków 1
Jerzy Marzec (Katedra Ekonometrii Akademii Ekonomicznej w Krakowie) Produkty, czynniki produkcji i funkcja kosztów w badaniach efektywności kosztowej banków 1 Kraków, marzec 1999 1 Praca wykonana w ramach
Bardziej szczegółowoOKRESOWA EMERYTURA KAPITAŁOWA ZE ŚRODKÓW ZGROMADZONYCH W OFE
OKRESOWA EMERYTURA KAPITAŁOWA ZE ŚRODKÓW ZGROMADZONYCH W OFE 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 Warunk nabywana prawa do okresowej emerytury kaptałowej ze środków zgromadzonych w otwartym
Bardziej szczegółowoSystem Przeciwdziałania Powstawaniu Bezrobocia na Terenach Słabo Zurbanizowanych SPRAWOZDANIE Z BADAŃ Autor: Joanna Wójcik
Opracowane w ramach projektu System Przecwdzałana Powstawanu Bezroboca na Terenach Słabo Zurbanzowanych ze środków Europejskego Funduszu Społecznego w ramach Incjatywy Wspólnotowej EQUAL PARTNERSTWO NA
Bardziej szczegółowoKURS STATYSTYKA. Lekcja 6 Regresja i linie regresji ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 6 Regresja lne regresj ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 Funkcja regresj I rodzaju cechy Y zależnej
Bardziej szczegółowoPropozycja modyfikacji klasycznego podejścia do analizy gospodarności
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Propozycja modyfkacj klasycznego podejśca do analzy gospodarnośc Przedsęborstwa dysponujące dentycznym zasobam czynnków produkcj oraz dzałające w dentycznych warunkach
Bardziej szczegółowoModele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe ogólne. α β β β ε. Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 4.
Modele weloczynnkowe Analza Zarządzane Portfelem cz. 4 Ogólne model weloczynnkowy można zapsać jako: (,...,,..., ) P f F F F = n Dr Katarzyna Kuzak lub (,...,,..., ) f F F F = n Modele weloczynnkowe Można
Bardziej szczegółowoNatalia Nehrebecka. Wykład 2
Natala Nehrebecka Wykład . Model lnowy Postad modelu lnowego Zaps macerzowy modelu lnowego. Estymacja modelu Wartośd teoretyczna (dopasowana) Reszty 3. MNK przypadek jednej zmennej . Model lnowy Postad
Bardziej szczegółowoOPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE OPTIMAL INVESTMENT STRATEGY FUNDAMENTAL ANALYSIS
ZESZYTY NAUKOWE POLITECHNIKI ŚLĄSKIEJ 2014 Sera: ORGANIZACJA I ZARZĄDZANIE z. 68 Nr kol. 1905 Adranna MASTALERZ-KODZIS Unwersytet Ekonomczny w Katowcach OPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE
Bardziej szczegółowoEKONOMIA MENEDŻERSKA. Wykład 3 Funkcje produkcji 1 FUNKCJE PRODUKCJI. ANALIZA KOSZTÓW I KORZYŚCI SKALI. MINIMALIZACJA KOSZTÓW PRODUKCJI.
EONOMIA MENEDŻERSA Wykład 3 Funkcje rodukcj 1 FUNCJE PRODUCJI. ANAIZA OSZTÓW I ORZYŚCI SAI. MINIMAIZACJA OSZTÓW PRODUCJI. 1. FUNCJE PRODUCJI: JEDNO- I WIEOCZYNNIOWE Funkcja rodukcj określa zależność zdolnośc
Bardziej szczegółowo2012-10-11. 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 szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zastosowane
Bardziej szczegółowody 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 szczegółowoJerzy Marzec, Jacek Osiewalski (Akademia Ekonomiczna w Krakowie) Funkcja kosztów dla oddziałów banku: mierniki korzyści specjalizacji 1.
Jerzy Marzec, Jacek Osewalsk, Katedra Ekonometr Badań Operacyjnych, Unwersytet Ekonomczny w Krakowe Jerzy Marzec, Jacek Osewalsk (Akadema Ekonomczna w Krakowe) Funkcja kosztów dla oddzałów banku: mernk
Bardziej szczegółowoMETODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównanie obiektów przy ocenie wielokryterialnej. Ranking obiektów.
Opracowane: Dorota Mszczyńska METODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównane obektów przy ocene welokryteralnej. Rankng obektów. Porównane wybranych obektów (warantów decyzyjnych) ze względu na różne cechy (krytera)
Bardziej szczegółowoEvaluation 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 szczegółowoUsługi 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 szczegółowoDr 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 szczegółowoANALIZA WPŁYWU OBSERWACJI NIETYPOWYCH NA WYNIKI MODELOWANIA REGIONALNEJ WYDAJNOŚCI PRACY
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36, T. 1 Barbara Batóg *, Jacek Batóg ** Unwersytet Szczecńsk ANALIZA WPŁYWU OBSERWACJI NIETYPOWYCH NA WYNIKI MODELOWANIA REGIONALNEJ WYDAJNOŚCI
Bardziej szczegółowoOeconomiA 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 szczegółowoOŚWIADCZENIE MAJĄTKOWE radnego gminy. (miejscowość)
OŚWIADCZENIE MAJĄTKOWE radnego gmny (mejscowość). dna Uwaga: 1. Osoba składająca ośwadczene obowązana jest do zgodnego z prawdą, starannego zupełnego wypełnena każdej z rubryk. 2. Jeżel poszczególne rubryk
Bardziej szczegółowoAnaliza i diagnoza sytuacji finansowej wybranych branż notowanych na Warszawskiej Giełdzie Papierów Wartościowych w latach
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Analza dagnoza sytuacj fnansowej wybranych branż notowanych na Warszawskej Gełdze Paperów Wartoścowych w latach 997-998 W artykule podjęta została próba analzy dagnozy
Bardziej szczegółowoAnaliza ryzyka jako instrument zarządzania środowiskiem
WARSZTATY 2003 z cyklu Zagrożena naturalne w górnctwe Mat. Symp. str. 461 466 Elżbeta PILECKA, Małgorzata SZCZEPAŃSKA Instytut Gospodark Surowcam Mneralnym Energą PAN, Kraków Analza ryzyka jako nstrument
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0-1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających Interpretacja
Bardziej szczegółowoO 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 szczegółowoMODEL NADWYŻKI FINANSOWEJ PRZEDSIĘBIORSTWA DEWELOPERSKIEGO. SYMULACYJNE STUDIUM PRZYPADKU
Tadeusz Czernk Unwersytet Ekonomczny w Katowcach Wydzał Fnansów Ubezpeczeń Katedra Matematyk Stosowanej tadeusz.czernk@ue.katowce.pl Danel Iskra Unwersytet Ekonomczny w Katowcach Wydzał Fnansów Ubezpeczeń
Bardziej szczegółowoPlan wykładu: Typowe dane. Jednoczynnikowa Analiza wariancji. Zasada: porównać zmienność pomiędzy i wewnątrz grup
Jednoczynnkowa Analza Waranc (ANOVA) Wykład 11 Przypomnene: wykłady zadana kursu były zaczerpnęte z podręcznków: Statystyka dla studentów kerunków techncznych przyrodnczych, J. Koronack, J. Melnczuk, WNT
Bardziej szczegółowo8. 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 szczegółowoW praktyce często zdarza się, że wyniki obu prób możemy traktować jako. wyniki pomiarów na tym samym elemencie populacji np.
Wykład 7 Uwaga: W praktyce często zdarza sę, że wynk obu prób możemy traktować jako wynk pomarów na tym samym elemence populacj np. wynk x przed wynk y po operacj dla tego samego osobnka. Należy wówczas
Bardziej szczegółowoKONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE
Adranna Mastalerz-Kodzs Unwersytet Ekonomczny w Katowcach KONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE Wprowadzene W dzałalnośc nstytucj fnansowych, takch
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 7 1 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy
Bardziej szczegółowoWSPOMAGANIE KOOPERACJI Z WYKORZYSTANIEM TEORII GIER I ANALIZY WIELOKRYTERIALNEJ
Macej Wolny WPOMAGANIE KOOPERACJI Z WYKORZYTANIEM TEORII GIER I ANALIZY WIELOKRYTERIALNEJ Wprowadzene Kooperacja mędzy organzacjam ma stotne znaczene w życu gospodarczym. Podmoty gospodarcze lub ch poszczególne
Bardziej szczegółowo5. 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 szczegółowoNatalia Nehrebecka. Zajęcia 3
St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 3 1. Dobroć dopasowana równana regresj. Współczynnk determnacj R Dk Dekompozycja warancj zmennej zależnej ż Współczynnk determnacj R. Zmenne cągłe a
Bardziej szczegółowoPODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH
PODSTAWA WYMIARU ORAZ WYSOKOŚĆ EMERYTURY USTALANEJ NA DOTYCHCZASOWYCH ZASADACH Z a k ł a d U b e z p e c z e ń S p o ł e c z n y c h Wprowadzene Nnejsza ulotka adresowana jest zarówno do osób dopero ubegających
Bardziej szczegółowoStanisław 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 szczegółowoMakroekonomia Gospodarki Otwartej Wykład 8 Polityka makroekonomiczna w gospodarce otwartej. Model Mundella-Fleminga
Makroekonoma Gospodark Otwartej Wykład 8 Poltyka makroekonomczna w gospodarce otwartej. Model Mundella-Flemnga Leszek Wncencak Wydzał Nauk Ekonomcznych UW 2/29 Plan wykładu: Założena analzy Zaps modelu
Bardziej szczegółowoZaawansowane 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 szczegółowoNatalia Nehrebecka. Dariusz Szymański
Natala Nehrebecka Darusz Szymańsk . Sprawy organzacyjne Zasady zalczena Ćwczena Lteratura. Czym zajmuje sę ekonometra? Model ekonometryczny 3. Model lnowy Postać modelu lnowego Zaps macerzowy modelu dl
Bardziej szczegółowoProblemy jednoczesnego testowania wielu hipotez statystycznych i ich zastosowania w analizie mikromacierzy DNA
Problemy jednoczesnego testowana welu hpotez statystycznych ch zastosowana w analze mkromacerzy DNA Konrad Furmańczyk Katedra Zastosowań Matematyk SGGW Plan referatu Testowane w analze mkromacerzy DNA
Bardziej szczegółowoOGŁOSZENIE TARYFA DLA ZBIOROWEGO ZAOPATRZENIA W WODĘ I ZBIOROWEGO ODPROWADZANIA ŚCIEKÓW. Taryfa obowiązuje od 01.01.2014 do 31.12.
OGŁOSZENIE Zgodne z Uchwałą Nr XXXIII/421/2013 Rady Mejskej w Busku-Zdroju z dna 14 lstopada 2013 r. w sprawe zatwerdzena taryf za zborowe zaopatrzene w wodę zborowe odprowadzane śceków dla Mejskego Przedsęborstwa
Bardziej szczegółowoAnaliza danych OGÓLNY SCHEMAT. http://zajecia.jakubw.pl/ Dane treningowe (znana decyzja) Klasyfikator. Dane testowe (znana decyzja)
Analza danych Dane trenngowe testowe. Algorytm k najblższych sąsadów. Jakub Wróblewsk jakubw@pjwstk.edu.pl http://zajeca.jakubw.pl/ OGÓLNY SCHEMAT Mamy dany zbór danych podzelony na klasy decyzyjne, oraz
Bardziej szczegółowoZapis 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 szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych
Bardziej szczegółowoProcedura normalizacji
Metody Badań w Geograf Społeczno Ekonomcznej Procedura normalzacj Budowane macerzy danych geografcznych mgr Marcn Semczuk Zakład Przedsęborczośc Gospodark Przestrzennej Instytut Geograf Unwersytet Pedagogczny
Bardziej szczegółowoProjekt 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 szczegółowoOKRESOWA EMERYTURA KAPITAŁOWA ZE ŚRODKÓW ZGROMADZONYCH W OFE
OKRESOWA EMERYTURA KAPITAŁOWA ZE ŚRODKÓW ZGROMADZONYCH W OFE 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 Warunk nabywana prawa do okresowej emerytury kaptałowej ze środków zgromadzonych w otwartym
Bardziej szczegółowoAnaliza korelacji i regresji
Analza korelacj regresj Zad. Pewen zakład produkcyjny zatrudna pracownków fzycznych. Ich wydajność pracy (Y w szt./h) oraz mesęczne wynagrodzene (X w tys. zł) przedstawa ponższa tabela: Pracownk y x A
Bardziej szczegółowoWpływ płynności obrotu na kształtowanie się stopy zwrotu z akcji notowanych na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie
Agata Gnadkowska * Wpływ płynnośc obrotu na kształtowane sę stopy zwrotu z akcj notowanych na Gełdze Paperów Wartoścowych w Warszawe Wstęp Płynność aktywów na rynku kaptałowym rozumana jest przez nwestorów
Bardziej szczegółowoWPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI NA NIEPEWNOŚĆ WYNIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO
Walenty OWIECZKO WPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI A IEPEWOŚĆ WYIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO STRESZCZEIE W artykule przedstaono ynk analzy nepenośc pomaru ybranych cech obektu obrazu cyfroego. Wyznaczono
Bardziej szczegółowoWeryfikacja hipotez dla wielu populacji
Weryfkacja hpotez dla welu populacj Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Intelgencj Metod Matematycznych Wydzał Informatyk Poltechnk Szczecńskej 5. Parametryczne testy stotnośc w
Bardziej szczegółowoAnaliza regresji modele ekonometryczne
Analza regresj modele ekonometryczne Klasyczny model regresj lnowej - przypadek jednej zmennej objaśnającej. Rozpatrzmy klasyczne zagadnene zależnośc pomędzy konsumpcją a dochodam. Uważa sę, że: - zależność
Bardziej szczegółowoRegulamin promocji zimowa piętnastka
zmowa pętnastka strona 1/5 Regulamn promocj zmowa pętnastka 1. Organzatorem promocj zmowa pętnastka, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa od 01 grudna
Bardziej szczegółowoBadanie 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 szczegółowoUchwała Nr XXVI 11/176/2012 Rada Gminy Jeleśnia z dnia 11 grudnia 2012
RADA GMNY JELEŚNA Uchwała Nr XXV 11/176/2012 Rada Gmny Jeleśna z dna 11 grudna 2012 w sprawe zatwerdzena taryfy na odprowadzane śceków dostarczane wody przedstawonej przez Zakład Gospodark Komunalnej w
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 2(88)/2012
ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW (88)/01 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANIE ASOWEGO OENTU BEZWŁADNOŚCI WZGLĘDE OSI PIONOWEJ DLA SAOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWIE WZORU EPIRYCZNEGO 1. Wstęp asowy moment
Bardziej szczegółowoHipotezy 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 szczegółowoMODELOWANIE LICZBY SZKÓD W UBEZPIECZENIACH KOMUNIKACYJNYCH W PRZYPADKU WYSTĘPOWANIA DUŻEJ LICZBY ZER, Z WYKORZYSTANIEM PROCEDURY KROSWALIDACJI
Alcja Wolny-Domnak Unwersytet Ekonomczny w Katowcach MODELOWANIE LICZBY SZKÓD W UBEZPIECZENIACH KOMUNIKACYJNYCH W PRZYPADKU WYSTĘPOWANIA DUŻEJ LICZBY ZER, Z WYKORZYSTANIEM PROCEDURY KROSWALIDACJI Wprowadzene
Bardziej szczegółowoBayesowskie testowanie modeli tobitowych w analizie spłaty kredytów detalicznych
Jerzy Marzec, Katedra Ekonometr Badań Oeracyjnych, Unwersytet Ekonomczny w Krakowe 1 Bayesowske testowane model tobtowych w analze słaty kredytów detalcznych Wstę Podstawowym narzędzem wsomagającym racę
Bardziej szczegółowoRozliczanie kosztów Proces rozliczania kosztów
Rozlczane kosztów Proces rozlczana kosztów Koszty dzałalnośc jednostek gospodarczych są złoŝoną kategorą ekonomczną, ujmowaną weloprzekrojowo. W systeme rachunku kosztów odbywa sę transformacja jednych
Bardziej szczegółowoNatalia Nehrebecka. Zajęcia 4
St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0 1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających
Bardziej szczegółowoSZTUCZNA 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 szczegółowoD Archiwum Prac Dyplomowych - Instrukcja dla studentów
Kraków 01.10.2015 D Archwum Prac Dyplomowych - Instrukcja dla studentów Procedura Archwzacj Prac Dyplomowych jest realzowana zgodne z zarządzenem nr 71/2015 Rektora Unwersytetu Rolnczego m. H. Kołłątaja
Bardziej szczegółowoANALIZA PREFERENCJI SŁUCHACZY UNIWERSYTETU TRZECIEGO WIEKU Z WYKORZYSTANIEM WYBRANYCH METOD NIESYMETRYCZNEGO SKALOWANIA WIELOWYMIAROWEGO
Artur Zaborsk Unwersytet Ekonomczny we Wrocławu ANALIZA PREFERENCJI SŁUCHACZY UNIWERSYTETU TRZECIEGO WIEKU Z WYKORZYSTANIEM WYBRANYCH METOD NIESYMETRYCZNEGO SKALOWANIA WIELOWYMIAROWEGO Wprowadzene Od ukazana
Bardziej szczegółowoOcena jakościowo-cenowych strategii konkurowania w polskim handlu produktami rolno-spożywczymi. dr Iwona Szczepaniak
Ocena jakoścowo-cenowych strateg konkurowana w polskm handlu produktam rolno-spożywczym dr Iwona Szczepanak Ekonomczne, społeczne nstytucjonalne czynnk wzrostu w sektorze rolno-spożywczym w Europe Cechocnek,
Bardziej szczegółowoZAJĘCIA X. Zasada największej wiarygodności
ZAJĘCIA X Zasada najwększej warygodnośc Funkcja warygodnośc Estymacja wg zasady maksymalzacj warygodnośc Rodzna estymatorów ML Przypadk szczególne WPROWADZEIE Komputerowa dentyfkacja obektów Przyjęce na
Bardziej szczegółowoMETODY 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 szczegółowoMetody 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 szczegółowoRegulamin promocji upalne lato 2014 2.0
upalne lato 2014 2.0 strona 1/5 Regulamn promocj upalne lato 2014 2.0 1. Organzatorem promocj upalne lato 2014 2.0, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa
Bardziej szczegółowoWykłady Jacka Osiewalskiego. z Ekonometrii. CZĘŚĆ PIERWSZA: Modele Regresji. zebrane ku pouczeniu i przestrodze
Wykłady Jacka Osewalskego z Ekonometr zebrane ku pouczenu przestrodze UWAGA!! (lstopad 003) to jest wersja neautoryzowana, spsana przeze mne dawno temu od tego czasu ne przejrzana; ma status wersj roboczej,
Bardziej szczegółowoRegulamin. udostępniania i korzystania ze zbiorów archiwum Lubuskiego Wojewódzkiego Konserwatora Zabytków przez osoby z zewnątrz
Załącznk Nr 1do Zarządzena nr 9 /2014 z dna 19.03.2014 r. Lubuskego Wojewódzkego Konserwatora Zabytków w Zelonej Górze Regulamn udostępnana korzystana ze zborów archwum Lubuskego Wojewódzkego Konserwatora
Bardziej szczegółowoTwierdzenie Bezouta i liczby zespolone Javier de Lucas. Rozwi azanie 2. Z twierdzenia dzielenia wielomianów, mamy, że
Twerdzene Bezouta lczby zespolone Javer de Lucas Ćwczene 1 Ustal dla których a, b R można podzelć f 1 X) = X 4 3X 2 + ax b przez f 2 X) = X 2 3X+2 Oblcz a b Z 5 jeżel zak ladamy, że f 1 f 2 s a welomanam
Bardziej szczegółowo- wysokie kwalifikacje,
Wyklad 8. Metropole Perwotne metropola: - masto-matka masto zalozycelske kolon - gospodarcza poltyczna stolca panstwa - duze masto (powyzej 100 tys a ostatno powyzej 1mln meszkanc6w) - nowe w~zly sec osadnczej.
Bardziej szczegółowoAnaliza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009
Mara Konopka Katedra Ekonomk Organzacj Przedsęborstw Szkoła Główna Gospodarstwa Wejskego w Warszawe Analza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009 Wstęp Polska prywatyzacja
Bardziej szczegółowoRegulamin promocji 14 wiosna
promocja_14_wosna strona 1/5 Regulamn promocj 14 wosna 1. Organzatorem promocj 14 wosna, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa od 01 lutego 2014 do 30
Bardziej szczegółowoSTATECZNOŚĆ SKARP. α - kąt nachylenia skarpy [ o ], φ - kąt tarcia wewnętrznego gruntu [ o ],
STATECZNOŚĆ SKARP W przypadku obektu wykonanego z gruntów nespostych zaprojektowane bezpecznego nachylena skarp sprowadza sę do przekształcena wzoru na współczynnk statecznośc do postac: tgφ tgα = n gdze:
Bardziej szczegółowoAnaliza danych. Analiza danych wielowymiarowych. Regresja liniowa. Dyskryminacja liniowa. PARA ZMIENNYCH LOSOWYCH
Analza danych Analza danych welowymarowych. Regresja lnowa. Dyskrymnacja lnowa. Jakub Wróblewsk jakubw@pjwstk.edu.pl http://zajeca.jakubw.pl/ PARA ZMIENNYCH LOSOWYCH Parę zmennych losowych X, Y możemy
Bardziej szczegółowoPolityka dywidend w spółkach notowanych na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie w latach 1994 2002
Joanna Wyrobek Akadema Ekonomczna w Krakowe Poltyka dywdend w spółkach notowanych na Gełdze Paperów Wartoścowych w Warszawe w latach 1994 2002 1. Cel badań Celem badań była analza poltyk wypłaty dywdend
Bardziej szczegółowoPORÓWNANIE 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 szczegółowoMinister Edukacji Narodowej Pani Katarzyna HALL Ministerstwo Edukacji Narodowej al. J. Ch. Szucha 25 00-918 Warszawa Dnia 03 czerwca 2009 r.
Mnster Edukacj arodowej Pan Katarzyna HALL Mnsterstwo Edukacj arodowej al. J. Ch. Szucha 25 00-918 arszawa Dna 03 czerwca 2009 r. TEMAT: Propozycja zmany art. 30a ustawy Karta auczycela w forme lstu otwartego
Bardziej szczegółowoINFORMACJA DODATKOWA DO SPRAWOZDANIA FINANSOWEGO ZA ROK 2013 PODLASKIEGO STOWARZYSZENIA OSÓB NIEPEŁNOSPRAWNYCH W MIĘDZYRZECU PODLASKIM UL
odlask 86- tell083)3/^^9 INFORMACJA DODATKOWA DO SPRAWOZDANIA FINANSOWEGO ZA ROK 2013 PODLASKIEGO STOWARZYSZENIA OSÓB NIEPEŁNOSPRAWNYCH W MIĘDZYRZECU PODLASKIM UL.ZARÓW1E 86 KRS 0000043936 Sprawozdane
Bardziej szczegółowo