Wstęp. Obliczenia własne na podstawie: Budżety (2015), s. 116.

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "Wstęp. Obliczenia własne na podstawie: Budżety (2015), s. 116."

Transkrypt

1 Studa Prace WNEZ US nr 43/3 216 DOI: /sp /3-38 Anna Turczak* Zachodnopomorska Szkoła Bznesu w Szczecne Czynnk kształtujące wydatk na żywność napoje bezalkoholowe gospodarstw domowych w Polsce Streszczene Wydatk na żywność napoje bezalkoholowe gospodarstw domowych w Polsce stanową prawe 1/4 wydatków ogółem tych gospodarstw oraz ponad 1/4 ch wydatków na towary usług konsumpcyjne. Celem artykułu było określene wpływu welkośc spożyca ceny na zróżncowane gospodarstw domowych pod względem wydatków na żywność napoje bezalkoholowe. Analza przyczynowa pozwolła odpowedzeć na pytane, jak w poszczególnych grupach gospodarstw domowych wymenone czynnk wpływają na rozpatrywaną zmenną ekonomczną, a zatem jak jest kerunek sła ch oddzaływana. Do oceny wpływu odchyleń w spożycu w ujęcu loścowym oraz odchyleń w cenach wykorzystano metodę logarytmczną. W artykule wykazano, że na różnce w wartośc wydatków per capta mędzy gospodarstwam domowym pracownków, rolnków, pracujących na własny rachunek oraz emerytów rencstów wpływają główne różnce w welkośc spożyca na osobę, natomast dużo mnejsze znaczene mają różnce w płaconej cene. Słowa kluczowe: wydatk na żywność napoje bezalkoholowe, grupy społeczno-ekonomczne, analza przyczynowa, metoda logarytmczna * Adres e-mal: aturczak@zpsb.szczecn.pl.

2 414 Zarządzane Wstęp Wydatk na żywność napoje bezalkoholowe mają najwększy udzał w strukturze wydatków gospodarstw domowych w Polsce w 214 roku stanowły przecętne aż 24,4% wydatków ogółem oraz ponad 25,5% wydatków na towary usług konsumpcyjne 1. Wartość wydatków gospodarstw domowych na żywność napoje bezalkoholowe jest zróżncowana zależy mędzy nnym od grupy, do której dane gospodarstwo należy. Wyróżnono cztery take rozłączne zbory gospodarstw domowych nazwane grupam społeczno-ekonomcznym. Są to gospodarstwa: pracownków 2, rolnków 3, pracujących na własny rachunek 4, emerytów rencstów 5. Na różnce w wartoścach wydatków na żywność napoje bezalkoholowe mędzy poszczególnym gospodarstwam domowym mają wpływ ne tylko różnce w spożycu w ujęcu loścowym, ale równeż różnce w cene. Skoro welkość spożyca oraz cena są tym zmennym, które determnują wartość wydatków na osobę, nteresującą kwestą może być określene znaczena poszczególnych przyczyn powodujących zróżncowane wspomnanych wydatków. Toteż ocena wpływu wymenonych dwóch czynnków spożyca w ujęcu loścowym ceny na wartość stała sę celem głównym nnejszego artykułu. W analze przyczynowej celem badana jest ustalene, jak poszczególne czynnk wpływają na daną zmenną, a manowce jak jest kerunek sła ch oddzaływana. Analza przyczynowa pozwala zatem odpowedzeć na pytane, czy dany czynnk powoduje zwększene, czy zmnejszene badanej zmennej, oraz określć, 1 Oblczena własne na podstawe: Budżety (215), s Gospodarstwa domowe pracownków to gospodarstwa, których wyłącznym lub przeważającym źródłem utrzymana jest dochód z pracy najemnej w sektorze publcznym lub prywatnym (czyl dochód uzyskwany ze źródeł dodatkowych jest nższy od dochodów uzyskwanych z pracy najemnej). 3 Gospodarstwa domowe rolnków to gospodarstwa, których wyłącznym lub przeważającym źródłem utrzymana jest dochód z użytkowanego gospodarstwa ndywdualnego w rolnctwe. 4 Gospodarstwa domowe pracujących na własny rachunek to gospodarstwa, których wyłącznym lub przeważającym źródłem utrzymana jest praca na własny rachunek poza gospodarstwem ndywdualnym w rolnctwe lub wykonywane wolnego zawodu. 5 Gospodarstwa domowe emerytów rencstów to gospodarstwa, których wyłącznym lub głównym źródłem utrzymana jest emerytura lub renta.

3 Anna Turczak Czynnk kształtujące wydatk na żywność napoje bezalkoholowe gospodarstw domowych w Polsce 415 jaka jest welkość wpływu tego czynnka (Gabrusewcz, 27, s. 55). W celu przeprowadzena analzy przyczynowej odchyleń średnch wydatków na osobę na żywność napoje bezalkoholowe odnoszących sę do poszczególnych grup gospodarstw domowych od wartośc, które zostały przyjęte jako podstawa porównań, wykorzystana zostane metoda logarytmczna (Gołębowsk, Tłaczała, 29, s. 111). 1. Sposób przeprowadzena analzy przyczynowej W celu przeprowadzena poszczególnych etapów procedury oblczenowej zwązanej z realzacją metody logarytmcznej przyjęto, że średna wartość spożyca na osobę to zmenna, średna welkość spożyca na osobę to zmenna q, a cena to zmenna p. Wartość spożyca na osobę może zostać przedstawona jako loczyn dwóch czynnków średnej welkośc spożyca na osobę ceny. Wykorzystywana w dalszej częśc artykułu równość wskaźnkowa będze mała węc budowę: = q p. Wartość zmennej wyznaczona dla wszystkch gospodarstw domowych łączne będze stanowła podstawę odnesena oznaczona zostane przez. Z kole średna wartość tej zmennej oblczona dla -tej grupy gospodarstw domowych oznaczona zostane przez. Zatem wskaźnk w ; skonstruowany dla zmennej będze mał postać. Poneważ = q p oraz = q p, toteż dzeląc przez, otrzymuje sę: q p =, q p gdze, q p to średne wartośc zmennych, q p dla -tej grupy gospodarstw domowych, natomast, q p to średne wartośc zmennych, q p dla wszystkch gospodarstw w Polsce. I dalej (Bednarsk n., 1998, s. 52): czyl: q p =, q p w ; w; q w; p =, gdze w ;, w ; q w ; p to wskaźnk zbudowane odpowedno dla zmennych, q p. Z matematycznego punktu wdzena równane można obustronne zlogarytmować dowolnym logarytmem, o le lczba logarytmowana jest dodatna (Kaszubowsk, 24, s. 37). Wartośc wskaźnków w ;, w ; q oraz w ; p są zawsze wększe od zera,

4 416 Zarządzane stąd równane w ; = w; q w można obustronne zlogarytmować (Żwrbla, 27, ; p s. 34). Oczywśce podstawa logarytmu mus być wększa od zera różna od jeden (Matłoka, Wojceszyn, 28, s. 59). Do dalszych oblczeń wykorzystany zostane logarytm dzesętny 6. Logarytmując obustronne równane = w w, uzyskuje sę: w ; ; q ; p log( w; ) = log( w; q w; p ). Następne korzystając z własnośc logarytmu stanowącej, ż logarytm z loczynu dwóch lczb jest równy sume logarytmów z tych lczb (Żwrbla, 21, s. 6), można otrzymać następujące równane: log( w ; ) = log( w; q ) + log( w; p ). Kolejnym etapem jest podzelene obu stron tego równana przez log( w ; ). W ten sposób powstaje wyrażene: log( w; q ) log( w; p ) 1 = +, log( w ) log( w ) ; ; q ; p gdze to odpowedno wpływ odchylena czynnka q wpływ odchylena czynnka p na odchylene zmennej. Następne obe strony równana zostaną log( w; ) log( w; ) pomnożone przez wartość odchylena oblczoną dla zmennej. Otrzymuje sę: log( w; q ) log( w; p ) - = ( - ) + ( - ), log( w ) log( w ) ; ; q ; p gdze ( - ) ( - ) to odchylene zmennej wywołane odpowedno zmaną czynnka q zmaną czynnka p log( w; ) log( w; ). ; ; 2. Analza przeprowadzona dla gospodarstw pracownków W tabel 1 jak w każdej następnej tabel zameszczonej w nnejszym artykule przy poszczególnych kategorach asortymentowych znajdują sę symbole od A do F. Symbol A wprowadzono w celu oznaczena kategor produktów, w przypadku której wszystke trzy wskaźnk (tj. wskaźnk war- 6 Wybór podstawy logarytmu ne ma żadnego wpływu na wynk końcowe analzy przyczynowej (Grzenkowcz, Kowalczyk, Kusak, Podgórsk, 27, s. 45).

5 Anna Turczak Czynnk kształtujące wydatk na żywność napoje bezalkoholowe gospodarstw domowych w Polsce 417 tośc, lośc ceny) są 1. Symbol B dotyczy kategor produktów, w przypadku której wskaźnk wartośc wskaźnk lośc są 1, natomast wskaźnk ceny jest < 1. Symbol C dotyczy kategor produktów, w przypadku której wskaźnk wartośc wskaźnk ceny są 1, natomast wskaźnk lośc jest < 1. Symbol D dotyczy kategor produktów, w przypadku której wskaźnk lośc jest 1, a wskaźnk wartośc wskaźnk ceny są < 1. Symbol E dotyczy kategor produktów, w przypadku której wskaźnk ceny jest 1, a wskaźnk wartośc wskaźnk lośc są < 1. Symbol F dotyczy kategor produktów, w przypadku której wszystke trzy wskaźnk są < 1. W tabel 1 przedstawono wskaźnk wartośc, lośc cen oblczone dla gospodarstw pracownków oraz wynk uzyskane w drodze zastosowana metody logarytmcznej. Tabela 1. Czynnk kształtujące wydatk na żywność napoje bezalkoholowe gospodarstw domowych pracownków Wyszczególnene Kl. w wq wp - ( - ) log( wq ) ( - ) log( wp ) Żywność Peczywo produkty zbożowe E,942,915 1,29-2,4-3,53 1,13 Męso E,915,95 1,1-6,2-6,72,7 Ryby owoce morza E,896,848 1,56 -,86-1,29,43 Mleko E,893,893 1,1 -,82 -,82, Jogurty A 1,25 1,2 1,4,9,7,2 Sery twarog E,971,951 1,21 -,38 -,66,28 Śmetana F,859,861,997 -,4 -,39 -,1 Jaja F,871,888,982 -,82 -,71 -,11 Oleje tłuszcze F,877,893,983-1,43-1,24 -,19 Owoce E,915,95 1,11-1,31-1,46,15 Warzywa E,925,878 1,54-2,8-3,46 1,38 Cuker, dżem, mód, czekolada wyroby cukerncze E,956,899 1,63 -,69-1,63,94 Napoje bezalkoholowe Kawa F,92,941,978 -,5 -,36 -,14 Herbata E,898,833 1,77 -,26 -,44,18 Wody mneralne źródlane D,993 1,5,988 -,3,2 -,5 Sok owocowe warzywne B 1,56 1,91,968,3,5 -,2 Źródło: oblczena własne na podstawe: Budżety (215), s ,

6 418 Zarządzane Ze względu na ogranczone rozmary artykułu omówone zostaną wyłączne te pozycje asortymentowe, dla których wartość wskaźnka dotyczącego wydatków była mnejsza od,9 bądź wększa od 1,1. Wersze te zostały w tabel 1 pogrubone. Analza pogrubonych wynków znajdujących sę w tabel 1 pozwala stwerdzć, że: 1. W przypadku ryb owoców morza, mleka oraz herbaty welkośc spożyca na osobę w gospodarstwach domowych pracownków są znaczne mnejsze od średnego spożyca w Polsce, natomast płacone za te dobra ceny są neznaczne wyższe od średnch cen wyznaczonych dla wszystkch gospodarstw domowych w kraju. W efekce wartość spożyca na osobę jest nższa od średnej wartośc spożyca oblczonej dla ogółu gospodarstw. 2. W przypadku śmetany, jaj oraz olejów tłuszczy welkośc spożyca na osobę w gospodarstwach domowych pracownków są mnejsze od średnego spożyca w Polsce, jak równeż płacone za te dobra ceny są nższe od średnch cen wyznaczonych dla wszystkch gospodarstw domowych w kraju. W efekce wartość spożyca na osobę jest dużo nższa od średnej wartośc spożyca oblczonej dla ogółu gospodarstw. 3. Analza przeprowadzona dla gospodarstw rolnków Z przeprowadzonych badań wynka, że: 1. W przypadku śmetany oraz jaj welkośc spożyca na osobę w gospodarstwach domowych rolnków są wększe od średnego spożyca w Polsce, jak równeż płacone za te dobra ceny są wyższe od średnch cen wyznaczonych dla wszystkch gospodarstw domowych w kraju. W efekce wartość spożyca na osobę jest dużo wyższa od średnej wartośc spożyca oblczonej dla ogółu gospodarstw. 2. W przypadku mleka welkość spożyca na osobę w gospodarstwach domowych rolnków jest znaczne wększa od średnego spożyca w Polsce, natomast płacona za to mleko cena jest neznaczne nższa od średnej ceny wyznaczonej dla wszystkch gospodarstw domowych w kraju. W efekce wartość spożyca na osobę jest wyższa od średnej wartośc spożyca oblczonej dla ogółu gospodarstw. 3. W przypadku warzyw welkość spożyca na osobę w gospodarstwach domowych rolnków jest wększa od średnego spożyca w Polsce, natomast płacona za te warzywa cena jest dużo nższa od średnej ceny wyznaczonej

7 Anna Turczak Czynnk kształtujące wydatk na żywność napoje bezalkoholowe gospodarstw domowych w Polsce 419 dla wszystkch gospodarstw domowych w kraju. W efekce wartość spożyca na osobę jest nższa od średnej wartośc spożyca oblczonej dla ogółu gospodarstw. 4. W przypadku ryb owoców morza, jogurtów, serów twarogów, owoców oraz wszystkch kategor napojów bezalkoholowych welkośc spożyca na osobę w gospodarstwach domowych rolnków są mnejsze od średnego spożyca w Polsce, jak równeż płacone za te dobra ceny są nższe od średnch cen wyznaczonych dla wszystkch gospodarstw domowych w kraju. W efekce wartość spożyca na osobę jest znaczne nższa od średnej wartośc spożyca oblczonej dla ogółu gospodarstw. Tabela 2 zawera wynk oblczeń dotyczących gospodarstw domowych rolnków. Tabela 2. Czynnk kształtujące wydatk na żywność napoje bezalkoholowe gospodarstw domowych rolnków Wyszczególnene Kl. w wq wp - ( - ) log( wq ) ( - ) log( wp ) Żywność Peczywo produkty zbożowe D,958 1,23,797 1,71 7,44 9,15 Męso B 1,74 1,14,943 5,26 9,6 4,34 Ryby owoce morza F,778,939,828 1,84,46 1,38 Mleko B 1,259 1,368,92 1,99 2,71,72 Jogurty F,665,68,978 1,23 1,16,7 Sery twarog F,737,78,944 3,5 2,84,66 Śmetana A 1,12 1,56 1,44,29,16,13 Jaja A 1,334 1,21 1,13 2,13 1,41,72 Oleje tłuszcze D,967 1,83,894,38,91 1,29 Owoce F,728,866,84 4,19 1,89 2,3 Warzywa D,883 1,221,723 3,23 5,19 8,42 Cuker, dżem, mód, czekolada wyroby cukerncze D,919 1,28,718 1,27 3,73 5, Napoje bezalkoholowe Kawa F,786,941,835 1,34,34 1, Herbata F,795,833,954,52,41,11 Wody mneralne źródlane F,714,755,945 1,22 1,1,21 Sok owocowe warzywne F,556,659,843,24,17,7 Źródło: oblczena własne na podstawe: Budżety (215), s ,

8 42 Zarządzane 4. Analza przeprowadzona dla gospodarstw pracujących na własny rachunek Z przeprowadzonych badań wynka, że: 1. W przypadku ryb owoców morza, jogurtów, serów twarogów, owoców oraz wód mneralnych źródlanych welkośc spożyca na osobę w gospodarstwach domowych pracujących na własny rachunek są wększe od średnego spożyca w Polsce, jak równeż płacone za te dobra ceny są wyższe od średnch cen wyznaczonych dla wszystkch gospodarstw domowych w kraju. W efekce wartość spożyca na osobę jest dużo wyższa od średnej wartośc spożyca oblczonej dla ogółu gospodarstw. 2. W przypadku soków owocowych warzywnych welkość spożyca na osobę w gospodarstwach domowych pracujących na własny rachunek jest znaczne wększa od średnego spożyca w Polsce, natomast płacona za te sok cena jest neznaczne nższa od średnej ceny wyznaczonej dla wszystkch gospodarstw domowych w kraju. W efekce wartość spożyca na osobę jest wyższa od średnej wartośc spożyca oblczonej dla ogółu gospodarstw. 3. W przypadku śmetany oraz jaj welkośc spożyca na osobę w gospodarstwach domowych pracujących na własny rachunek są dużo mnejsze od średnego spożyca w Polsce, natomast płacone za te produkty ceny są neznaczne wyższe od średnch cen wyznaczonych dla wszystkch gospodarstw domowych w kraju. W efekce wartość spożyca na osobę jest nższa od średnej wartośc spożyca oblczonej dla ogółu gospodarstw. W tabel 3 przedstawono wynk analzy przeprowadzonej dla gospodarstw pracujących na własny rachunek. Tabela 3. Czynnk kształtujące wydatk na żywność napoje bezalkoholowe gospodarstw domowych pracujących na własny rachunek Wyszczególnene Kl. w wq wp - ( - ) q ( - ) p Żywność Peczywo produkty zbożowe E,973,843 1,154 1,11 6,91 5,8 Męso E,965,864 1,117 2,47 1,16 7,69 Ryby owoce morza A 1,221 1,3 1,185 1,83,27 1,56 Mleko E,928,92 1,29,55,76,21

9 Anna Turczak Czynnk kształtujące wydatk na żywność napoje bezalkoholowe gospodarstw domowych w Polsce Jogurty A 1,155 1,1 1,5,57,38,19 Sery twarog A 1,134 1,49 1,81 1,78,67 1,11 Śmetana E,876,861 1,18,35,4,5 Jaja E,886,854 1,37,73,95,22 Oleje tłuszcze E,935,82 1,166,76 2,49 1,73 Owoce A 1,17 1,36 1,129 2,61,59 2,2 Warzywa C 1,32,839 1,23,87 4,93 5,8 Cuker, dżem, mód, czekolada wyroby cukerncze C 1,64,857 1,241 1, 2,5 3,5 Napoje bezalkoholowe Kawa C 1,8,824 1,224,5 1,22 1,27 Herbata C 1,55,833 1,266,14,48,62 Wody mneralne źródlane A 1,282 1,173 1,93 1,2,77,43 Sok owocowe warzywne B 1,13 1,341,842,7,17,1 Źródło: oblczena własne na podstawe: Budżety (215), s , Analza przeprowadzona dla gospodarstw emerytów rencstów Z przeprowadzonych badań wynka, że: 1. W przypadku mleka, jaj oraz olejów tłuszczy welkośc spożyca na osobę w gospodarstwach domowych emerytów rencstów są wększe od średnego spożyca w Polsce, jak równeż płacone za te dobra ceny są wyższe od średnch cen wyznaczonych dla wszystkch gospodarstw domowych w kraju. W efekce wartość spożyca na osobę jest dużo wyższa od średnej wartośc spożyca oblczonej dla ogółu gospodarstw. 2. W przypadku peczywa produktów zbożowych, męsa, ryb owoców morza, serów twarogów, śmetany, owoców, warzyw, cukru, dżemu, modu, czekolady wyrobów cukernczych, kawy herbaty welkośc spożyca na osobę w gospodarstwach domowych emerytów rencstów są znaczne wększe od średnego spożyca w Polsce, natomast płacone ceny są neznaczne nższe od średnch cen wyznaczonych dla wszystkch gospodarstw domowych w kraju. W efekce wartość spożyca na osobę jest wyższa od średnej wartośc spożyca oblczonej dla ogółu gospodarstw. W tabel 4 zebrano wynk otrzymane dla gospodarstw emerytów rencstów.

10 422 Zarządzane Tabela 4. Czynnk kształtujące wydatk na żywność napoje bezalkoholowe gospodarstw domowych emerytów rencstów Wyszczególnene Kl. w wq wp - ( - ) log( wq ) ( - ) log( wp ) Żywność Peczywo produkty zbożowe B 1,186 1,225,968 7,66 9,11 1,45 Męso B 1,249 1,276,979 17,59 19,3 1,71 Ryby owoce morza B 1,299 1,394,932 2,48 3,15,67 Mleko A 1,234 1,212 1,19 1,8 1,64,16 Jogurty B 1,8 1,2,988,3,7,4 Sery twarog B 1,134 1,183,958 1,78 2,38,6 Śmetana B 1,413 1,417,998 1,17 1,18,1 Jaja A 1,296 1,285 1,8 1,89 1,83,6 Oleje tłuszcze A 1,379 1,322 1,43 4,41 3,84,57 Owoce B 1,281 1,315,974 4,32 4,78,46 Warzywa B 1,233 1,325,931 6,43 8,64 2,21 Cuker, dżem, mód, czekolada wyroby cukerncze B 1,139 1,259,95 2,19 3,87 1,68 Napoje bezalkoholowe Kawa B 1,275 1,353,942 1,72 2,14,42 Herbata B 1,319 1,333,989,81,84,3 Wody mneralne źródlane A 1,35 1,31 1,4,15,13,2 Sok owocowe warzywne E,944,795 1,187,3,12,9 Źródło: oblczena własne na podstawe: Budżety (215), s , Podsumowane Celem nnejszego artykułu była odpowedź na pytane, jak wpływ na różnce w wartoścach wydatków per capta na żywność napoje bezalkoholowe w Polsce mędzy gospodarstwam domowym należącym do różnych grup społeczno- -ekonomcznych mają różnce w spożycu w ujęcu loścowym, a jak różnce w cene. W artykule porównano średną wartość spożyca, welkość spożyca cenę odnotowaną dla gospodarstw pracownków, rolnków, pracujących na własny rachunek, emerytów oraz rencstów z odpowednm średnm oblczonym dla wszystkch gospodarstw domowych w kraju. Analzę przeprowadzono dla 16 wyodrębnonych kategor asortymentowych. Na podstawe wynków zrealzowanego badana można wycągnąć klka nteresujących wnosków, a manowce:

11 Anna Turczak Czynnk kształtujące wydatk na żywność napoje bezalkoholowe gospodarstw domowych w Polsce W przypadku gospodarstw domowych pracownków wartość spożyca per capta, welkość spożyca per capta oraz ceny płacone za żywność napoje bezalkoholowe są na pozome zblżonym do tego, jak można uznać za przecętny w Polsce, prawdłowość ta dotyczy wszystkch 16 objętych badanem kategor asortymentowych. 2. W przypadku gospodarstw domowych rolnków można zauważyć dużo nższą wartość spożyca jogurtów, serów twarogów, owoców oraz napojów bezalkoholowych, co wynka ne tylko z mnejszego spożyca w ujęcu loścowym, ale równeż z nższej ceny. 3. W gospodarstwach rolnków konsumuje sę wyjątkowo dużo jaj jaja te mają wyższą cenę nż te nabywane przez gospodarstwa z pozostałych grup społeczno-ekonomcznych. 4. W gospodarstwach rolnków spożywa sę bardzo dużo mleka, cukru, dżemu, modu, czekolady wyrobów cukernczych, ale wyberane są stosunkowo tańsze produkty. 5. Konsumowane przez gospodarstwa rolnków warzywa są o wele tańsze od tych spożywanych przez gospodarstwa z pozostałych grup społeczno-ekonomcznych. 6. W gospodarstwach domowych pracujących na własny rachunek pja sę wyjątkowo dużo soków owocowych warzywnych. 7. Herbata kupowana przez gospodarstwa domowe pracujących na własny rachunek jest wyraźne droższa nż ta kupowana przez gospodarstwa z pozostałych grup społeczno-ekonomcznych. 8. W gospodarstwach pracujących na własny rachunek pja sę relatywne dużo wód mneralnych źródlanych oraz wody te mają wyższą cenę. 9. W gospodarstwach domowych emerytów rencstów bardzo duże jest spożyce per capta męsa, ryb owoców morza, mleka, śmetany, jaj, olejów tłuszczy, owoców, warzyw, cukru, dżemu, modu, czekolady wyrobów cukernczych, kawy oraz herbaty, natomast bardzo mała jest konsumpcja soków owocowych warzywnych. W ramach podsumowana warto też zaznaczyć, że na różnce w wartośc wydatków per capta mędzy gospodarstwam domowym pracownków, rolnków, pracujących na własny rachunek oraz emerytów rencstów wpływają główne różnce w welkośc spożyca na osobę, natomast dużo mnejsze znaczene mają różnce w płaconej cene.

12 Powered by TCPDF ( 424 Zarządzane Lteratura Bednarsk, L., Boroweck, R., Duraj, J., Kurtys, E., Waśnewsk, T., Wersty, B. (1998). Analza ekonomczna przedsęborstwa. Wrocław: Wyd. AE we Wrocławu. Budżety gospodarstw domowych w 214 r. (215). Warszawa: GUS. Gabrusewcz, W. (27). Podstawy analzy fnansowej. Warszawa: PWE. Gołębowsk, G., Tłaczała, A. (29). Analza fnansowa w teor w praktyce. Warszawa: Dfn. Grzenkowcz, N., Kowalczyk, J., Kusak, A., Podgórsk, Z. (27). Analza ekonomczna przedsęborstwa. Warszawa: Wyd. Naukowe UW. Kaszubowsk, J. (24). Wykorzystane analzy ekonomcznej w zarządzanu przedsęborstwem. Gdańsk: Wyd. WSZ w Gdańsku. Matłoka, M., Wojceszyn, B. (28). Matematyka z elementam zastosowań w ekonom. Poznań: Wyd. WSB w Poznanu. Żwrbla, A. (21). Metody badawcze analzy ekonomcznej. Studum metodologczne. Włocławek: Wyd. WSH-E we Włocławku. Żwrbla, A. (27). Rozwój metod loścowych analzy ekonomcznej. Toruń: Wyd. Adam Marszałek. FACTORS SHAPING EXPENDITURES ON FOOD AND NON-ALCOHOLIC BEVERAGES OF HOUSEHOLDS IN POLAND Abstract Expendtures on food and non-alcoholc beerages of households n Poland account for nearly 1/4 of total expendtures of these households and more than 1/4 of ther expendtures on consumer goods and serces. The am of the artcle was to determne the nfluence of quanttes and prces on the araton of households n terms of expendtures on food and non-alcoholc beerages. The causal analyss allowed to answer the queston, how each factor affects the economc arable consdered n four specfed groups of households, namely, what s the drecton and strength of the nfluence. To assess the mpact of deatons of these factors on the deaton of the expendtures on food and non-alcoholc beerages the logarthmc method was used. The artcle showed that the dfferences n expendtures per capta between households of employees, farmers, self-employed, retrees and pensoners s nfluenced manly by dfferences n the amount of consumpton per person, whle the dfferences n the prce pad are much less mportant. Translated by Anna Turczak Keywords: expendtures on food and non-alcoholc beerages, soco-economc groups, causal analyss, logarthmc method JEL Codes: C2, D12

Ocena jakościowo-cenowych strategii konkurowania w polskim handlu produktami rolno-spożywczymi. dr Iwona Szczepaniak

Ocena 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 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

ZRÓŻNICOWANIE WYDATKÓW NA ŻYWNOŚĆ I NAPOJE BEZALKOHOLOWE GOSPODARSTW DOMOWYCH W POLSCE

ZRÓŻNICOWANIE WYDATKÓW NA ŻYWNOŚĆ I NAPOJE BEZALKOHOLOWE GOSPODARSTW DOMOWYCH W POLSCE Studia i Prace WNEiZ US nr 44/2 2016 DOI: 10.18276/sip.2016.44/2-25 Anna Turczak * Zachodniopomorska Szkoła Biznesu w Szczecinie ZRÓŻNICOWANIE WYDATKÓW NA ŻYWNOŚĆ I NAPOJE BEZALKOHOLOWE GOSPODARSTW DOMOWYCH

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

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

Drożyzna przed świętami. Rekordowy wzrost cen żywności w sklepach

Drożyzna przed świętami. Rekordowy wzrost cen żywności w sklepach Drożyzna przed świętami. Rekordowy wzrost cen żywności w sklepach data aktualizacji: 2017.12.11 Według danych Głównego Urzędu Statystycznego wzrost cen towarów i usług konsumpcyjnych w listopadzie br.

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7 Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 7 1 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy

Bardziej szczegółowo

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Warszawa, 15.06.2015 Opracowanie sygnalne Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych Ceny towarów i usług konsumpcyjnych w maju 2015 r., utrzymały się przeciętnie na poziomie

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

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w maju 2014 r.

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w maju 2014 r. Warszawa, 2014.06.13 Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w maju 2014 r. Ceny towarów i usług konsumpcyjnych w maju 2014 r., w stosunku do poprzedniego miesiąca, obniżyły się o 0,1%. W poszczególnych

Bardziej szczegółowo

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w grudniu 2014 r.

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w grudniu 2014 r. Warszawa, 2015.01.15 Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w grudniu 2014 r. Ceny towarów i usług konsumpcyjnych w grudniu 2014 r., w stosunku do poprzedniego miesiąca, obniżyły się o 0,3%. Największy

Bardziej szczegółowo

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Warszawa, 15.01.2016 Opracowanie sygnalne Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych Ceny towarów i usług konsumpcyjnych w grudniu 2015 r., w stosunku do poprzedniego miesiąca,

Bardziej szczegółowo

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Warszawa, 13.08.2015 Opracowanie sygnalne Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych Ceny towarów i usług konsumpcyjnych w lipcu 2015 r. w stosunku do poprzedniego miesiąca

Bardziej szczegółowo

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Warszawa, 15.09.2015 Opracowanie sygnalne Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych Ceny towarów i usług konsumpcyjnych w sierpniu 2015 r. w stosunku do poprzedniego miesiąca

Bardziej szczegółowo

W 2017 r. ceny żywności wzrosły o ponad 4,5 proc. [ANALIZA GUS]

W 2017 r. ceny żywności wzrosły o ponad 4,5 proc. [ANALIZA GUS] W 2017 r. ceny żywności wzrosły o ponad 4,5 proc. [ANALIZA GUS] data aktualizacji: 2018.01.15 Według danych Głównego Urzędu Statystycznego ceny towarów i usług konsumpcyjnych w grudniu 2017 r., w stosunku

Bardziej szczegółowo

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Warszawa, 15.04.2015 Opracowanie sygnalne Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych Ceny towarów i usług konsumpcyjnych w marcu 2015 r., w stosunku do poprzedniego miesiąca,

Bardziej szczegółowo

W lipcu ceny żywności w sklepach spadły o 1 proc. - raport GUS

W lipcu ceny żywności w sklepach spadły o 1 proc. - raport GUS W lipcu ceny żywności w sklepach spadły o 1 proc. - raport GUS data aktualizacji: 2016.08.12 Według danych GUS ceny towarów i usług konsumpcyjnych w lipcu 2016 r., w stosunku do poprzedniego miesiąca,

Bardziej szczegółowo

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Warszawa, 15.10.2015 Opracowanie sygnalne Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych Ceny towarów i usług konsumpcyjnych we wrześniu 2015 r. w stosunku do poprzedniego miesiąca

Bardziej szczegółowo

Minister Edukacji Narodowej Pani Katarzyna HALL Ministerstwo Edukacji Narodowej al. J. Ch. Szucha 25 00-918 Warszawa Dnia 03 czerwca 2009 r.

Minister 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 szczegółowo

ZRÓŻNICOWANIE WYDATKÓW NA TOWARY I USŁUGI KONSUMPCYJNE W POLSCE W ZALEŻNOŚCI OD WIELKOŚCI GOSPODARSTWA DOMOWEGO

ZRÓŻNICOWANIE WYDATKÓW NA TOWARY I USŁUGI KONSUMPCYJNE W POLSCE W ZALEŻNOŚCI OD WIELKOŚCI GOSPODARSTWA DOMOWEGO STUDIA I PRAE WYDZIAŁU NAUK EKONOMIZNYH I ZARZĄDZANIA NR 38, t. 1 Patrycja Zwech 1 Unwersytet Szczecńsk Anna Turczak 2 Zachodnopomorska Szkoła Bznesu w Szczecne ZRÓŻNIOWANIE WYDATKÓW NA TOWARY I USŁUGI

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

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

Egzamin ze statystyki/ Studia Licencjackie Stacjonarne/ Termin I /czerwiec 2010 Egzamn ze statystyk/ Studa Lcencjacke Stacjonarne/ Termn /czerwec 2010 Uwaga: Przy rozwązywanu zadań, jeśl to koneczne, naleŝy przyjąć pozom stotnośc 0,01 współczynnk ufnośc 0,99 Zadane 1 PonŜsze zestawene

Bardziej szczegółowo

URZĄD STATYSTYCZNY W WARSZAWIE ul. 1 Sierpnia 21, Warszawa BUDŻETY GOSPODARSTW DOMOWYCH W WOJEWÓDZTWIE MAZOWIECKIM W 2013 R.

URZĄD STATYSTYCZNY W WARSZAWIE ul. 1 Sierpnia 21, Warszawa BUDŻETY GOSPODARSTW DOMOWYCH W WOJEWÓDZTWIE MAZOWIECKIM W 2013 R. URZĄD STATYSTYCZNY W WARSZAWIE ul. 1 Sierpnia 21, 02-134 Warszawa Informacja sygnalna Data opracowania 30.09.2014 r. Kontakt: e-mail:sekretariatuswaw@stat.gov.pl tel. 22 464 23 15, 22 464 23 12 faks 22

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

cen towarów i usług konsumpcyjnych

cen towarów i usług konsumpcyjnych Warszawa, 2014.03.14 Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych Główny Urząd Statystyczny, podobnie jak w latach ubiegłych, w lutym br. dokonał aktualizacji systemu wag stosowanego w obliczeniach wskaźnika

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

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

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w lutym 2012 r.

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w lutym 2012 r. Warszawa, 2012.03.13 Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w lutym 2012 r. Główny Urząd Statystyczny, podobnie jak w latach ubiegłych, w lutym br. dokonał aktualizacji systemu wag stosowanego w

Bardziej szczegółowo

Ocena pozycji konkurencyjnej nowych państw członkowskich UE w handlu zagranicznym produktami rolno-spożywczymi. dr Łukasz Ambroziak

Ocena pozycji konkurencyjnej nowych państw członkowskich UE w handlu zagranicznym produktami rolno-spożywczymi. dr Łukasz Ambroziak Ocena pozycj konkurencyjnej nowych państw członkowskch UE w handlu zagrancznym produktam rolno-spożywczym dr Łukasz Ambrozak Zakład Ekonomk Przemysłu Spożywczego Warszawa, 22 lstopada 2013 r. Plan wystąpena

Bardziej 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

ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 2(88)/2012

ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 2(88)/2012 ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW (88)/01 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANIE ASOWEGO OENTU BEZWŁADNOŚCI WZGLĘDE OSI PIONOWEJ DLA SAOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWIE WZORU EPIRYCZNEGO 1. Wstęp asowy moment

Bardziej szczegółowo

ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013

ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013 ZESZYTY NAUKOWE NSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANE MASOWEGO MOMENTU BEZWŁADNOŚC WZGLĘDEM OS PODŁUŻNEJ DLA SAMOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWE WZORÓW DOŚWADCZALNYCH 1. Wstęp

Bardziej 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

URZĄD STATYSTYCZNY W KRAKOWIE

URZĄD STATYSTYCZNY W KRAKOWIE URZĄD STATYSTYCZNY W KRAKOWIE 31-223 Kraków, ul. Kazimierza Wyki 3 e-mail:sekretariatuskrk@stat.gov.pl tel. 12 415 60 11 Internet: http://krakow.stat.gov.pl Informacja sygnalna Nr 12 Data opracowania -

Bardziej szczegółowo

dy dx stąd w przybliżeniu: y

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

Bardziej szczegółowo

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

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Warszawa, 15.07.2015 Opracowanie sygnalne Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych Ceny towarów i usług konsumpcyjnych w czerwcu 2015 r., utrzymały się przeciętnie na poziomie

Bardziej szczegółowo

Analiza struktury zbiorowości statystycznej

Analiza struktury zbiorowości statystycznej Analza struktury zborowośc statystycznej.analza tendencj centralnej. Średne klasyczne Średna arytmetyczna jest parametrem abstrakcyjnym. Wyraża przecętny pozom badanej zmennej (cechy) w populacj generalnej:

Bardziej szczegółowo

URZĄD STATYSTYCZNY W OPOLU WYDZIAŁ BADAŃ ANKIETOWYCH

URZĄD STATYSTYCZNY W OPOLU WYDZIAŁ BADAŃ ANKIETOWYCH URZĄD STATYSTYCZNY W OPOLU WYDZIAŁ BADAŃ ANKIETOWYCH 1 Badanie budżetów gospodarstw domowych spełnia ważną rolę w analizach poziomu życia ludności. Jest podstawowym źródłem informacji o dochodach, wydatkach,

Bardziej szczegółowo

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w listopadzie 2011 r.

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w listopadzie 2011 r. Warszawa, 2011.12.13 Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w listopadzie 2011 r. Ceny towarów i usług konsumpcyjnych w listopadzie 2011 r., w stosunku do poprzedniego miesiąca, wzrosły o 0,7%. W

Bardziej szczegółowo

* * * BUD ETY GOSPODARSTW DOMOWYCH W WOJEWÓDZTWIE KUJAWSKO-POMORSKIM W 2010 R.

* * * BUD ETY GOSPODARSTW DOMOWYCH W WOJEWÓDZTWIE KUJAWSKO-POMORSKIM W 2010 R. Bydgoszcz, paÿdziernik 2011 r. URZ D STATYSTYCZNY W BYDGOSZCZY BUD ETY GOSPODARSTW DOMOWYCH W WOJEWÓDZTWIE KUJAWSKO-POMORSKIM W 2010 R. www.stat.gov.pl/bydgosz OPRACOWANIA SYGNALNE Badanie budżetów gospodarstw

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

URZĄD STATYSTYCZNY W WARSZAWIE ul. 1 Sierpnia 21, 02-134 Warszawa BUDŻETY GOSPODARSTW DOMOWYCH W WOJEWÓDZTWIE MAZOWIECKIM W 2014 R.

URZĄD STATYSTYCZNY W WARSZAWIE ul. 1 Sierpnia 21, 02-134 Warszawa BUDŻETY GOSPODARSTW DOMOWYCH W WOJEWÓDZTWIE MAZOWIECKIM W 2014 R. URZĄD STATYSTYCZNY W WARSZAWIE ul. 1 Sierpnia 21, 02-134 Warszawa Informacja sygnalna Data opracowania 28.09.2015 r. Kontakt: e-mail:sekretariatuswaw@stat.gov.pl tel. 22 464 23 15, 22 464 23 12 faks 22

Bardziej szczegółowo

PODSTAWOWE POJĘCIA Dochód rozporządzalny Dochód do dyspozycji Wydatki Wydatki na towary i usługi konsumpcyjne Pozostałe wydatki Spożycie

PODSTAWOWE POJĘCIA Dochód rozporządzalny Dochód do dyspozycji Wydatki Wydatki na towary i usługi konsumpcyjne Pozostałe wydatki Spożycie Badanie budżetów gospodarstw domowych pełni ważną rolę w analizach poziomu życia ludności (również na poziomie województwa); jest jedynym źródłem informacji o dochodach, wydatkach, spożyciu ilościowym

Bardziej szczegółowo

URZĄD STATYSTYCZNY W KRAKOWIE

URZĄD STATYSTYCZNY W KRAKOWIE URZĄD STATYSTYCZNY W KRAKOWIE 31-223 Kraków, ul. Kazimierza Wyki 3 e-mail:sekretariatuskrk@stat.gov.pl tel. 12 415 60 11 Internet: http://www.stat.gov.pl/krak Informacja sygnalna - Nr 12 Data opracowania

Bardziej szczegółowo

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w marcu 2014 r.

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w marcu 2014 r. Warszawa, 2014.04.15 Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w marcu 2014 r. Ceny towarów i usług konsumpcyjnych w marcu 2014 r., w stosunku do poprzedniego miesiąca, wzrosły o 0,1%. W poszczególnych

Bardziej szczegółowo

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Warszawa, 13.11.2015 Opracowanie sygnalne Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych Ceny towarów i usług konsumpcyjnych w październiku 2015 r., w stosunku do poprzedniego miesiąca,

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

STARE A NOWE KRAJE UE KONKURENCYJNOŚĆ POLSKIEGO EKSPORTU

STARE A NOWE KRAJE UE KONKURENCYJNOŚĆ POLSKIEGO EKSPORTU Ewa Szymank Katedra Teor Ekonom Akadema Ekonomczna w Krakowe ul. Rakowcka 27, 31-510 Kraków STARE A NOWE KRAJE UE KONKURENCYJNOŚĆ POLSKIEGO EKSPORTU Abstrakt Artykuł przedstawa wynk badań konkurencyjnośc

Bardziej szczegółowo

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 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

SPIS TREŚCI ROZDZIAŁ 1. PODSTAWY TOWAROZNAWSTWA 11 WSTĘP 9

SPIS TREŚCI ROZDZIAŁ 1. PODSTAWY TOWAROZNAWSTWA 11 WSTĘP 9 SPIS TREŚCI WSTĘP 9 ROZDZIAŁ 1. PODSTAWY TOWAROZNAWSTWA 11 1. Podstawy towaroznawstwa 13 1.1. Zakres towaroznawstwa 13 1.2. Klasyf ikacja towarów 15 1.3. Kryteria podziału towarów (PKWiU) 15 1.4. Normalizacja

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

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

ANALIZA KORELACJI WYDATKÓW NA KULTURĘ Z BUDŻETU GMIN ORAZ WYKSZTAŁCENIA RADNYCH

ANALIZA KORELACJI WYDATKÓW NA KULTURĘ Z BUDŻETU GMIN ORAZ WYKSZTAŁCENIA RADNYCH Potr Mchalsk Węzeł Centralny OŻK-SB 25.12.2013 rok ANALIZA KORELACJI WYDATKÓW NA KULTURĘ Z BUDŻETU GMIN ORAZ WYKSZTAŁCENIA RADNYCH Celem ponższej analzy jest odpowedź na pytane: czy wykształcene radnych

Bardziej szczegółowo

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

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

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

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

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

ANNALES UNIVERSITATIS MARIAE CURIE-SKŁODOWSKA LUBLIN - POLONIA VOL.LIX, SUPPL. XIV, 98 SECTIO D 2004

ANNALES UNIVERSITATIS MARIAE CURIE-SKŁODOWSKA LUBLIN - POLONIA VOL.LIX, SUPPL. XIV, 98 SECTIO D 2004 ANNALES UNIVERSITATIS MARIAE CURIE-SKŁODOWSKA LUBLIN - POLONIA VOL.LIX, SUPPL. XIV, 98 SECTIO D 2004 Wydział Nauk o Żywieniu Człowieka i Konsumpcji Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie Faculty

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

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w grudniu 2008 r.

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w grudniu 2008 r. Warszawa, 2009.01.14 Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w grudniu 2008 r. Wyszczególnienie XII 2008 I-XII 2008 XII 2007= XI 2008= I-XII 2007= O G Ó Ł E M 103,3 99,9 104,2 Żywność, napoje bezalkoholowe

Bardziej szczegółowo

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w grudniu 2013 r.

Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w grudniu 2013 r. Warszawa, 2014.01.15 Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w grudniu 2013 r. Ceny towarów i usług konsumpcyjnych w grudniu 2013 r., w stosunku do poprzedniego miesiąca, wzrosły o 0,1%. W poszczególnych

Bardziej szczegółowo

WSKAŹNIK OCENY HIC SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO

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

Bardziej szczegółowo

KSZTAŁTOWANIE SIĘ PREFERENCJI KONSUMPCYJNYCH ARTYKUŁÓW ŻYWNOŚCIOWYCH W RELACJI MIASTO WIEŚ

KSZTAŁTOWANIE SIĘ PREFERENCJI KONSUMPCYJNYCH ARTYKUŁÓW ŻYWNOŚCIOWYCH W RELACJI MIASTO WIEŚ FELIKS WYSOCKI IZABELA KURZAWA Akademia Rolnicza Poznań KSZTAŁTOWANIE SIĘ PREFERENCJI KONSUMPCYJNYCH ARTYKUŁÓW ŻYWNOŚCIOWYCH W RELACJI MIASTO WIEŚ 1. Wstęp Konsumpcja żywności w procesie gospodarowania

Bardziej szczegółowo

Food expenditures in employee and farm households in Poland in the period Wstęp. Materiał i metodyka badań

Food expenditures in employee and farm households in Poland in the period Wstęp. Materiał i metodyka badań Stowarzyszenie Ekonomistów Rolnictwa i Agrobiznesu Roczniki Naukowe tom XIV zeszyt Anna Fabisiak, Anna Kaźmierczak Uniwersytet Przyrodniczy w Poznaniu Wydatki na żywność w gospodarstwach domowych pracowników

Bardziej szczegółowo

Praca podkładu kolejowego jako konstrukcji o zmiennym przekroju poprzecznym zagadnienie ekwiwalentnego przekroju

Praca podkładu kolejowego jako konstrukcji o zmiennym przekroju poprzecznym zagadnienie ekwiwalentnego przekroju Praca podkładu kolejowego jako konstrukcj o zmennym przekroju poprzecznym zagadnene ekwwalentnego przekroju Work of a ralway sleeper as a structure wth varable cross-secton - the ssue of an equvalent cross-secton

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

Proces narodzin i śmierci

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

Bardziej szczegółowo

Jak Polacy zarabiali i wydawali pieniądze ze swoich budżetów domowych w 2018 r.? [RAPORT]

Jak Polacy zarabiali i wydawali pieniądze ze swoich budżetów domowych w 2018 r.? [RAPORT] Jak Polacy zarabiali i wydawali pieniądze ze swoich budżetów domowych w 2018 r.? [RAPORT] data aktualizacji: 2019.06.03 Jak wynika z danych Głównego Urzędu Statystycznego w roku 2018 nastąpiła poprawa

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

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

PREFERENCJE KONSUMPCYJNE A STRUKTURA WYDATKÓW GOSPODARSTW DOMOWYCH W POLSCE

PREFERENCJE KONSUMPCYJNE A STRUKTURA WYDATKÓW GOSPODARSTW DOMOWYCH W POLSCE Zeszyty Naukowe Wydzału Informatycznych Technk Zarządzana Wyższej Szkoły Informatyk Stosowanej Zarządzana Współczesne Problemy Zarządzana Nr /2008 PREFERENCJE KONSUMPCYJNE A STRUKTURA WYDATKÓW GOSPODARSTW

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

BUDŻETY GOSPODARSTW DOMOWYCH W WOJEWÓDZTWIE MAŁOPOLSKIM W 2004 ROKU

BUDŻETY GOSPODARSTW DOMOWYCH W WOJEWÓDZTWIE MAŁOPOLSKIM W 2004 ROKU URZĄD STATYSTYCZNY W KRAKOWIE Informacja sygnalna Data opracowania - październik 2005 r. Kontakt: e-mail:sekretariatuskrk@stat.gov.pl tel. (0-12) 415-38-84 Internet: http://www.stat.gov.pl/urzedy/krak

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

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

TABL. 1. PRZECIĘTNY MIESIĘCZNY DOCHÓD ROZPORZĄDZALNY NA 1 OSOBĘ W GOSPODARSTWACH DOMOWYCH WEDŁUG GRUP SPOŁECZNO-EKONOMICZNYCH W 2018 R.

TABL. 1. PRZECIĘTNY MIESIĘCZNY DOCHÓD ROZPORZĄDZALNY NA 1 OSOBĘ W GOSPODARSTWACH DOMOWYCH WEDŁUG GRUP SPOŁECZNO-EKONOMICZNYCH W 2018 R. A N E K S TABL. 1. PRZECIĘTNY MIESIĘCZNY DOCHÓD ROZPORZĄDZALNY NA 1 OSOBĘ W GOSPODARSTWACH DOMOWYCH DOCHODY w zotych na osobę DOCHÓD ROZPORZĄDZALNY 1693,46 1702,64 1579,00 2011,71 1683,35 1732,95 1354,60

Bardziej szczegółowo

= σ σ. 5. CML Capital Market Line, Rynkowa Linia Kapitału

= σ σ. 5. CML Capital Market Line, Rynkowa Linia Kapitału 5 CML Catal Market Lne, ynkowa Lna Katału Zbór ortolo o nalny odchylenu standardowy zbór eektywny ozważy ortolo złożone ze wszystkch aktywów stnejących na rynku Załóży, że jest ch N A * P H P Q P 3 * B

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA REGIONALNA

STATYSTYKA REGIONALNA ЕЗЮМЕ В,. Т (,,.),. В, 2010. щ,. В -,. STATYSTYKA REGIONALNA Paweł DYKAS Zróżncowane rozwoju powatów w woj. małopolskm W artykule podjęto próbę analzy rozwoju ekonomcznego powatów w woj. małopolskm, wykorzystując

Bardziej 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

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

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

Bardziej szczegółowo

SPOŁECZNO-DEMOGRAFICZNE UWARUNKOWANIA KSZTAŁTOWANIA SIĘ WYDATKÓW ŻYWNOŚCIOWYCH W GOSPODARSTWACH DOMOWYCH W POLSCE. Marek Gałązka

SPOŁECZNO-DEMOGRAFICZNE UWARUNKOWANIA KSZTAŁTOWANIA SIĘ WYDATKÓW ŻYWNOŚCIOWYCH W GOSPODARSTWACH DOMOWYCH W POLSCE. Marek Gałązka SPOŁECZNO-DEMOGRAFICZNE UWARUNKOWANIA KSZTAŁTOWANIA SIĘ... 23 ROCZNIKI EKONOMII ROLNICTWA I ROZWOJU OBSZARÓW WIEJSKICH, T. 100, z. 1, 2013 SPOŁECZNO-DEMOGRAFICZNE UWARUNKOWANIA KSZTAŁTOWANIA SIĘ WYDATKÓW

Bardziej szczegółowo

Twierdzenie Bezouta i liczby zespolone Javier de Lucas. Rozwi azanie 2. Z twierdzenia dzielenia wielomianów, mamy, że

Twierdzenie 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

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

Model ASAD. ceny i płace mogą ulegać zmianom (w odróżnieniu od poprzednio omawianych modeli)

Model ASAD. ceny i płace mogą ulegać zmianom (w odróżnieniu od poprzednio omawianych modeli) Model odstawowe założena modelu: ceny płace mogą ulegać zmanom (w odróżnenu od poprzedno omawanych model) punktem odnesena analzy jest obserwacja pozomu produkcj cen (a ne stopy procentowej jak w modelu

Bardziej szczegółowo

WPŁYW AKCESJI POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ NA ROZWÓJ ROLNICTWA EKOLOGICZNEGO. Lidia Luty

WPŁYW AKCESJI POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ NA ROZWÓJ ROLNICTWA EKOLOGICZNEGO. Lidia Luty 74 LIDIA LUTY ROCZNIKI NAUKOWE EKONOMII ROLNICTWA I ROZWOJU OBSZARÓW WIEJSKICH, T. 11, z. 1, 214 WPŁYW AKCESJI POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ NA ROZWÓJ ROLNICTWA EKOLOGICZNEGO Lda Lut Katedra Statstk Matematcznej

Bardziej 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

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

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

ZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW POLSKI WSCHODNIEJ

ZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW POLSKI WSCHODNIEJ Studa Materały. Mscellanea Oeconomcae Rok 19, Nr 4/2015, tom I Wydzał Zarządzana Admnstracj Unwersytetu Jana Kochanowskego w Kelcach Zntegrowane podejśce do spójnośc rola statystyk publcznej Paweł Dykas

Bardziej szczegółowo

Projekt 6 6. ROZWIĄZYWANIE RÓWNAŃ NIELINIOWYCH CAŁKOWANIE NUMERYCZNE

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

Bardziej szczegółowo

Próba wyjaśnienia regionalnego zróżnicowania międzypłciowej luki płacowej w Polsce

Próba wyjaśnienia regionalnego zróżnicowania międzypłciowej luki płacowej w Polsce Studa Regonalne Lokalne Nr 3(49)/2012 ISSN 1509 4995 Tymon Słoczyńsk* Próba wyjaśnena regonalnego zróżncowana mędzypłcowej luk płacowej w Polsce W artykule opsano regonalne zróżncowane mędzypłcowej luk

Bardziej 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

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

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