ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 799 EKONOMICZNE PROBLEMY USŁUG NR
|
|
- Edward Michalik
- 7 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 799 EKONOMICZNE PROBLEMY USŁUG NR DANUTA ZAWADZKA Politechnika Koszalińska ROMAN ARDAN Politechnika Koszalińska OCENA SKŁONNOŚCI DO OFEROWANIA KONTRAHENTOM RABATÓW PRZEZ PODMIOTY PROWADZĄCE DZIAŁALNOŚĆ ROLNICZĄ NA OBSZARZE POMORZA ŚRODKOWEGO Streszczenie Celem artykułu jest ocena skłonności do oferowania kontrahentom rabatów przez podmioty prowadzące działalność rolniczą na obszarze Pomorza Środkowego. Zakładamy, że skłonność oznacza prawdopodobieństwo udzielenia rabatu odbiorcy przez rolnika jako dostawcy towarów/usług. Przyjęto tezę, że największy wpływ na zmiany owego prawdopodobieństwa ma towarowość gospodarstwa rolnego, mierzona udziałem produkcji rolnej skierowanej na rynek w celu jej dalszej sprzedaży, w stosunku do wartości całkowitej produkcji wytworzonej przez dane gospodarstwo. Związki rolnika z rynkiem bowiem wymuszają system zachęt w postaci rabatu udzielanego odbiorcom w transakcjach sprzedaży. Badania dokonano na podstawie modelu wykorzystującego regresję logistyczną opartą na danych 933 podmiotów gospodarstw rolnych. Ewaluację wpływu zmiennych objaśnianych (czynników) na prawdopodobieństwo zaoferowania kontrahentom rabatów (skłonności) przez podmioty prowadzące działalność rolniczą na obszarze Pomorza Środkowego dokonano przez analizę krzywych reakcji prawdopodobieństwa (probability response curves). Słowa kluczowe: gospodarstwo rolne, kredyt handlowy, oferowanie rabatów, model logistyczny, krzywe reakcji prawdopodobieństwa Wprowadzenie W dotychczasowych badaniach podjęliśmy się między innymi identyfikacji i oceny czynników wpływających na decyzje małych przedsiębiorstw w zakresie wykorzystania kredytu handlowego w celu sfinansowania bieżących dostaw. Nawiązywaliśmy do możliwych strategii korzystania z odroczonych płatności. Wskazaliśmy, że istnieją dwa podejścia do finansowania dostaw kredytem handlowym. Pierwsze zakłada dążenie do wydłużenia okresu kredytu kupieckiego w celu obniżenia kosztu pozyskania źródła finansowania. Drugie polega na wydłużaniu okresu kredytu i wartości skonta. W badaniach skupiliśmy się na identyfikacji i ocenie
2 Ocena skłonności do oferowania czynników wpływających na wykorzystanie skonta w kredycie handlowym przez małe podmioty 1, a także zbadaliśmy uwarunkowania zmian prawdopodobieństwa dokonania opóźnionych płatności przez małe przedsiębiorstwa 2. Dotychczasowe podejście charakterystyczne jest dla badań dotyczących strony popytowej kredytu 3 zatem specyficznego dla odbiorców towarów i usług. W poniższym artykule proponujemy podejście od strony podażowej, zatem dotyczące dostawców towarów/usług. Koncentrujemy badania na innej, w stosunku do dotychczasowej, grupie stanowiącej podmiot badań odnosimy się bowiem do gospodarstw rolnych. Celem artykułu jest ocena skłonności do oferowania kontrahentom rabatów przez podmioty prowadzące działalność rolniczą na obszarze Pomorza Środkowego. Zakładamy, że skłonność oznacza prawdopodobieństwo udzielenia rabatu odbiorcy przez rolnika jako dostawcy towarów/usług. Przyjęto tezę, iż największy wpływ na zmiany owego prawdopodobieństwa ma towarowość gospodarstwa rolnego, mierzona udziałem produkcji rolnej skierowanej na rynek w celu jej dalszej sprzedaży, w stosunku do wartości całkowitej produkcji wytworzonej przez dane gospodarstwo. Związki rolnika z rynkiem bowiem wymuszają system zachęt w postaci rabatu udzielanego odbiorcom w transakcjach sprzedaży. Badania dokonano na podstawie modelu wykorzystującego regresję logistyczną opartą na danych 933 podmiotów gospodarstw rolnych. Dobór zmiennych oparty był na analizie wyników dotychczasowych badań z wykorzystania kredytu handlowego przez strony zawierające transakcje w obrocie gospodarczym oraz na formalnych metodach doboru zmiennych. Ewaluację wpływu zmiennych objaśnianych (czynników) na prawdopodobieństwo zaoferowania kontrahentom rabatów (skłonności) przez podmioty prowadzące działalność rolniczą na obszarze Pomorza Środkowego dokonano poprzez analizę krzywych reakcji prawdopodobieństwa (probability response curves). 1. Charakterystyka oferowanego kredytu handlowego przez gospodarstwa rolne Pomorza Środkowego Populację celu stanowiły gospodarstwa rolne w regionie Pomorza Środkowego. Obszar Pomorza Środkowego nie jest regionem w rozumieniu klasyfikacji ujętej w ramach statystyki publicznej i obejmuje obszar byłego województwa koszaliń- 1 D. Zawadzka, R. Ardan, Ocena czynników wpływających na prawdopodobieństwo skorzystania przez małe przedsiębiorstwa ze skonta w kredycie kupieckim, w: Zarządzanie finansami firm teoria i praktyka, red. B. Bernaś, Prace Naukowe Akademii Ekonomicznej im. Oskara Langego we Wrocławiu nr 1200, Wyd. Akademii Ekonomicznej im. Oskara Langego we Wrocławiu, Wrocław 2009, s D. Zawadzka, R. Ardan, Ewaluacja zmian prawdopodobieństwa dokonania opóźnionych płatności przez małe przedsiębiorstwa, w: Uwarunkowania rynkowe mikro, małych i średnich przedsiębiorstw. Mikrofirma Systemy finansowania i oceny, red. A. Bielawska, Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Szczecińskiego nr 637, Ekonomiczne Problemy Usług nr 62, Szczecin 2011, s Por. D. Zawadzka, Determinanty popytu małych przedsiębiorstw na kredyt handlowy. Identyfikacja i ocena, Wyd. Uniwersytetu Ekonomicznego w Poznaniu, Poznań 2009, s. 298.
3 556 Danuta Zawadzka, Roman Ardan skiego oraz województwa słupskiego 4. Dodatkowo badaniem objęto powiaty wałecki i chojnicki, które zgodnie z metodologią Głównego Urzędu Statystycznego znajdują się na terytorium odpowiednio podregionu koszalińskiego oraz podregionu słupskiego 5. Dane do analiz w ujęciu regionalnym uzyskano w toku, przeprowadzonych przy wykorzystaniu techniki ankiety bezpośredniej, badań (1004 gospodarstwa rolne w regionie Pomorza Środkowego) 6. Badanie zrealizowano w miesiącach majczerwiec 2012 roku. Uzyskano 933 poprawnie wypełnionych kwestionariuszy (zwrotność 92,93%). Respondenci zostali poproszeni o podanie informacji za 2011 rok, w wybranych pytaniach zakres czasowy badania obejmował lata W badanej próbie gospodarstw rolnych regionu Pomorza Środkowego, 66,88% ogółu przebadanych podmiotów stanowiły gospodarstwa rolne towarowe (prowadzące działalność rolniczą głównie w celu sprzedaży produktów rolnych na rynek). Gospodarstwa rolne nietowarowe, produkujące głównie na potrzeby gospodarstwa domowego, stanowiły 33,12% próby (309 gospodarstw rolnych). 43,52% badanej zbiorowości jest wyraźnie ukierunkowana na produkcję roślinną, 10,61% na produkcję zwierzęcą, pozostałe deklarują brak wiodącej specjalizacji. Przeciętny udział przychodów ze sprzedaży w 2011 roku, która dokonana była z odroczonym terminem płatności (sprzedaż wraz z ofertą kredytu handlowego) w przychodach ze sprzedaży ogółem wyniósł 35,25%, przy czym odsetek ten był wyższy w gospodarstwach rolnych towarowych. W tej grupie badanych podmiotów, połowa deklaruje część wartości przychodów ze sprzedaży wraz z ofertą kredytu handlowego na poziomie wyższym niż 50%. Przeciętny udział omawianej relacji w gospodarstwach rolnych nietowarowych wyniósł 9,73%. Spośród 93 podmiotów deklarujących stosowanie opustów cenowych w konstruowaniu oferty rynkowej, 87,1% (81 gospodarstw rolnych) to gospodarstwa rolne towarowe. Jest to uzasadnione celem działalności tych podmiotów. Najczęściej oferowana przez gospodarstwa rolne Pomorza Środkowego wartość opustu cenowego wynosi 10%. Jest to bliskie przeciętnej wartości najwyższego oferowanego rabatu (10,71%). Bardzo ciekawe zjawisko dotyczy zróżnicowania wysokości rabatów w podziale na gospodarstwa rolne, według celu przeznaczenia wytwarzanej produkcji. Gospodarstwa rolne nietowarowe oferują 4 D. Zawadzka, Działalność małych przedsiębiorstw na obszarze Pomorza Środkowego, w: Pomorze Środkowe społeczeństwo, wieś, gospodarka. Wybrane problemy, red. D. Zawadzka, PTE O/Koszalin, Koszalin 2008, s Pomorze Środkowe obejmuje 15 powiatów (powiaty wraz z gminami, znajdujące się na terytorium województwa zachodniopomorskiego: białogardzki, drawski, kołobrzeski, koszaliński, sławieński, szczecinecki, świdwiński, wałecki, powiat m. Koszalin; powiaty wraz z gminami, znajdujące się na terytorium województwa pomorskiego: bytowski, chojnicki, człuchowski, lęborski, słupski, powiat m. Słupsk), do których należy 87 gmin, w tym 12 gmin miejskich, 22 gminy miejsko-wiejskie, 51 gmin wiejskich oraz 2 gminy o statusie miasta, będące miastami na prawach powiatu. 6 Kwestionariusz ankiety składał się z trzech następujących części: 1) informacje ogólne o gospodarstwie rolnym; 2) informacje dotyczące źródeł finansowania oraz inwestycji gospodarstwa rolnego; 3) informacje dotyczące gospodarstwa domowego rolnika. Badania przeprowadzono w ramach projektu dofinansowanego ze środków Narodowego Centrum Nauki. Projekt pt. Wzrost i alokacja aktywów finansowych i rzeczowych rolników (przedsiębiorstw rolniczych i gospodarstw domowych) Pomorza Środkowego, umowa nr 3577/B/H03/2011/40.
4 Ocena skłonności do oferowania wyższe opusty cenowe (według przeciętnej wartości i najczęściej występującej) niż gospodarstwa rolne towarowe. Prawdopodobnie wiąże się to z faktem sprzedaży na rynek, która w przypadku gospodarstw nietowarowych, ma charakter raczej sporadyczny. 2. Prawdopodobieństwo zaoferowania przez rolników rabatu kontrahentom ujęcie modelowe Przyjęto następujące zmienne niezależne i ich hipotetyczny wpływ na prawdopodobieństwo zaoferowania przez rolników rabatu kontrahentom: 1. Tow status gospodarstwa rolnego. Zmienna dychotomiczna, nawiązuje do wytwarzania produkcji rolnej w celu sprzedaży na rynek. Jeżeli gospodarstwo rolne większość produkcji wytworzonej sprzedaje na rynek Tow = 1, w przeciwnym razie Tow = 0. Działalność rynkowa sprzyja podejmowaniu decyzji o wykorzystaniu kredytu handlowego, z uwagi na wielkość i liczbę transakcji z dostawcami. 2. Rodz zmienna dychotomiczna nawiązująca do statusu gospodarstwa. Gospodarstwo rodzinne to gospodarstwo rolne o powierzchni użytków rolnych nie większej niż 300 ha, prowadzone przez rolnika indywidualnego. Jeżeli gospodarstwo rolne ma status gospodarstwa rodzinnego Rodz =1, w przeciwnym razie Rodz = 0. Zmienna nawiązuje zatem do wielkości gospodarstwa rolnego, tym samym do skali działalności. Im większe gospodarstwo, tym wyższa sprzedaż i liczba transakcji z kontrahentami. Wyższa liczba transakcji powoduje zwiększenie prawdopodobieństwa zaoferowania przez rolników rabatu kontrahentom. 3. LiczZatr liczba zatrudnionych w gospodarstwie rolnym (wraz z właścicielem, jeżeli pracuje w gospodarstwie). Miara wielkości gospodarstwa rolnego. Im większe gospodarstwo, tym wyższa sprzedaż i liczba transakcji z kontrahentami. Wyższa liczba transakcji powoduje zwiększenie prawdopodobieństwa zaoferowania przez rolników rabatu. 4. Pow powierzchnia gospodarstwa rolnego (ha). Miara wielkości gospodarstwa rolnego. Im większe gospodarstwo, tym wyższa sprzedaż i liczba transakcji z kontrahentami. Wyższa liczba transakcji powoduje zwiększenie prawdopodobieństwa zaoferowania przez rolników rabatu. 5. Rosl specjalizacja produkcji rolnej gospodarstwa rolnego. Zmienna dychotomiczna. Jeżeli gospodarstwo rolne wyraźnie ukierunkowane jest na produkcję roślinną Rosl = 1. W przeciwnym razie Rosl = 0. Z przeprowadzonych badań wynika, że gospodarstwa rolne specjalizujące się w produkcji roślinnej (np. towarowe gospodarstwa specjalizujące się w uprawach ogrodniczych 7 ) osiągają najwyższy poziom nadwyżki bezpośredniej. Stąd założenie, że działalność rolnicza oparta na produkcji roślinnej jest dodatnio powiązana z prawdopodobieństwem oferowania rabatu kontrahentom. 7 Por. D. Zawadzka, A. Strzelecka, E. Szafraniec-Siluta, Efektywność towarowych gospodarstw rolnych w Polsce w latach , w: ANNALES UMCS, Sectio H, OECONOMIA, vol. XLVI, 1, Lublin 2012, s
5 558 Danuta Zawadzka, Roman Ardan 6. Zw specjalizacja produkcji rolnej gospodarstwa rolnego. Zmienna dychotomiczna. Jeżeli gospodarstwo rolne wyraźnie ukierunkowane jest na produkcję zwierzęcą Zw = 1. W przeciwnym razie Zw = 0. Z przeprowadzonych badań wynika, iż gospodarstwa rolne specjalizujące się w produkcji zwierzęcej osiągają relatywnie niższy poziom nadwyżki bezpośredniej (poza towarowymi gospodarstwami rolnymi specjalizującymi się w hodowli zwierząt ziarnożernych 8 ). Stąd założenie, że działalność rolnicza oparta na produkcji zwierzęcej jest ujemnie powiązana z prawdopodobieństwem oferowania rabatu w warunkach kredytu handlowego. 7. Miesz 9 specjalizacja produkcji rolnej gospodarstwa rolnego. Zmienna dychotomiczna, jeżeli gospodarstwo rolne nie ma wyraźnej specjalizacji Miesz = 1. W przeciwnym razie Miesz = 0. Założono ujemnie powiązanie braku specjalizacji z prawdopodobieństwem oferowania rabatu kontrahentom. 8. Wart zmienna nawiązująca bezpośrednio do wielkości gospodarstwa rolnego, mierzonej wartością wytworzonej produkcji. Im wyższa wartość wytworzonej produkcji, tym wyższe prawdopodobieństwo oferowania rabatu kontrahentom. 9. SpOf zmienna określająca jaką część wytworzonej produkcji gospodarstwo rolne sprzedaje na rynek. Przyjęto, że gospodarstwa rolne sprzedające więcej wytworzonej produkcji na rynek, charakteryzują się wyższą skłonnością do oferowania rabatów z uwagi na liczbę i wartość transakcji z kontrahentami. 10. SpNof zmienna określająca jaką część wytworzonej produkcji gospodarstwo rolne przeznacza na tzw. nieoficjalną sprzedaż, np. rodzinie, znajomym. Przyjęto, że gospodarstwa rolne sprzedające więcej wytworzonej produkcji w ramach tzw. sprzedaży nieoficjalnej chętnie obniżają cenę rodzinie i znajomym. 11. WiekGR wiek gospodarstwa rolnego. Przyjęto, że czas funkcjonowania gospodarstwa rolnego przyczynia się do poprawy pozycji rynkowej i braku konieczności stosowania rabatów cenowych dla kontrahentów. Oczekiwane znaki parametrów przy poszczególnych zmiennych zgodne z powyższymi hipotezami zaprezentowano w tabeli 1. 8 Por.: ibidem; D. Zawadzka, A. Strzelecka, E. Szafraniec-Siluta, Znaczenie dopłat do działalności operacyjnej w tworzeniu dochodu z rodzinnego gospodarstwa rolnego w Polsce, Roczniki Naukowe SERiA, t. XV, z. 3, Wyd. Wieś Jutra, 2013, s Gospodarstwa bez wyraźnej specjalizacji, z uwagi na największą liczebność w próbie, zostały wybrane jako grupa bazowa, zatem zmiennej Miesz nie włączono do zmiennych objaśniających. Pozostawienie tej zmiennej oznaczałoby liniową współzależność zmiennych Rosl, Zw i Miesz i wystąpienie problemu multikolinearności.
6 Ocena skłonności do oferowania Oczekiwane znaki parametrów założenia modelowe Zmienna objaśniająca Oczekiwany znak parametru przy zmiennej Tow + Rodz + LiczZatr + Pow + Rosl + Zw Miesz Wart + SpOf + SpNof + WiekGR Źródło: opracowanie własne. Tabela 1 W celu oszacowania wpływu poszczególnych czynników na prawdopodobieństwo zaoferowania przez rolników rabatu kontrahentom wykorzystano model logistyczny: Prob( RabOf 1) gdzie c Tow c Rodz c LiczZatr c Pow c Rosl c Zw c Wart c SpOf c SpNof c WiekGR 6 x e ( x) dystrybuanta rozkładu logistycznego. x 1 e 8 3 Zmienna zależna (RabOf) ma charakter zerojedynkowy. Jeżeli rolnik oferował rabat odbiorcom w 2011 roku RabOf przyjmuje wartość 1, w przeciwnym wypadku RabOf = 0. Zmienna zależna okazała się równa 1 w 93 przypadkach gospodarstw rolnych i równa 0 w 840 podmiotach. Statystyki opisowe zmiennych wybranych do modelu zaprezentowano w tabeli 2. Dobór zmiennych został przeprowadzony metodą eliminacji wstecznej na podstawie kryteriów informacyjnych Akaike a oraz Schwarza. Wyniki estymacji parametrów końcowego modelu regresji logistycznej przedstawiono w tabeli 3. Oszacowany model jest istotny na poziomie istotności 1% (wartość LR = 42,89 przy wartości krytycznej dla 6 stopni swobody 16,81). Wartość McFadden-R 2 wynosi 0, c 10 McFadden-R 2, nazywany też logitowy R 2 = 1 log L(c)/log L 0, gdzie L(c) maksymalna wartość funkcji wiarygodności, L 0 wartość funkcji wiarygodności przy założeniu, że wszystkie współczynniki modelu oprócz wyrazu wolnego są równe zeru; T. Amemiya, Qualitive Responce Models: A Survey, Journal of Economic Literature 1981, nr 19, s ; W.H. Greene, Econometric Analysis, 4th edition, Prentice Hall 2000, s. 831.
7 560 Danuta Zawadzka, Roman Ardan Tabela 2 Statystyki opisowe zmiennych wybranych do modelu prawdopodobieństwa zaoferowania kontrahentom rabatów (skłonności) przez podmioty prowadzące działalność rolniczą na obszarze Pomorza Środkowego Zmienne ciągłe Zmienna Średnia Mediana Odchylenie standardowe LiczZatr 2, ,5527 Pow 50, ,9961 Wart 87, ,9691 SpOf 0,4776 0,5 0,3683 SpNof 0, ,1662 WiekGR 45, ,9265 Zmienne zero-jedynkowe Zmienna Średnia Odchylenie Wartość = 1 Wartość = 0 standardowe RabOf 0,0997 0, Tow 0,6688 0, Rodz 0,9378 0, Rosl 0,4352 0, Zw 0,1061 0, Miesz 0,4587 0, Źródło: opracowanie własne. Estymacja parametrów modelu prawdopodobieństwa zaoferowania przez rolnika rabatu odbiorcy regresja logistyczna Tabela 3 Zmienna Ocena parametru Błąd standardowy z-statystyka Poziom istotności Tow 0,7420 0,4210 1,7625 0,0780 LiczZatr 0,2004 0,0737 2,7193 0,0065 Pow 0,0027 0,0015 1,7526 0,0797 SpOf 1,5391 0,5318 2,8941 0,0038 SpNof 2,2711 0,7458 3,0453 0,0023 WiekGR 0,0065 0,0045 1,4427 0,1491 C 3,8597 0,4593 8,4029 0,0000 McFadden R 2 0,0709 Kryterium Akaike 0,6178 LR (6 st.sw.) 42,8895 Kryterium Schwarza 0,6541 Poz. istotności 0,0000 Źródło: opracowanie własne. Analiza wyników estymacji parametrów modelu wskazuje na statystyczną istotność (na poziomie istotności 10%) pięciu zmiennych: Tow, Pow, LiczZatr, SpOf, SpNof. Trzy ostatnie zmienne są istotne na poziomie istotności 1%. Znaki oszacowanych parametrów są zgodne z przyjętymi założeniami, oprócz parametru przy zmiennej Pow. Ujemny wpływ powierzchni gospodarstwa rolnego na prawdo-
8 Ocena skłonności do oferowania podobieństwo zaoferowania rabatu może wynikać z istotnej dodatniej korelacji tej zmiennej ze zmiennymi LiczZatr oraz SpOf. Różny kierunek wpływu liczby zatrudnionych i powierzchni gospodarstwa rolnego pozwala przypuszczać, że intensywnej produkcji rolnej (mierzonej wysoką relacją liczby zatrudnionych do wielkości powierzchni gospodarstwa rolnego) towarzyszy agresywna polityka sprzedaży. Hipoteza ta wymaga jednak weryfikacji w toku dalszych badań. 3. Determinanty zmian prawdopodobieństwa oferowania rabatu kontrahentom przez rolników Pomorza Środkowego Do oceny zmian prawdopodobieństwa oferowania rabatu kontrahentom przez rolników Pomorza Środkowego wykorzystano krzywe reakcji prawdopodobieństwa (probability response curves). Ocenę wpływu powierzchni gospodarstwa rolnego na prawdopodobieństwo oferowania rabatów z wykorzystaniem krzywych reakcji przeprowadzono w grupach gospodarstw towarowych i nietowarowych. Z powodu silnej korelacji między zmiennymi Tow oraz SpOf (współczynnik korelacji większy niż 0,75) dla towarowych i nietowarowych gospodarstw wykorzystano średnie wartości udziału oficjalnej sprzedaży na rynek w odpowiednich grupach. Na rysunku 1 zaprezentowano krzywe reakcji prawdopodobieństwa oferowania rabatów na zmianę powierzchni gospodarstwa rolnego (Pow) przy założeniu średnich wartości zmiennych LiczZatr, SpNof oraz WiekGR 11. Rysunek 1. Krzywe reakcji prawdopodobieństwa oferowania rabatów na zmianę powierzchni gospodarstwa rolnego Źródło: opracowanie własne. 11 Dla gospodarstw nietowarowych praktyczne zastosowanie ma lewa część odpowiedniej krzywej, ponieważ gospodarstwa te charakteryzują się relatywnie mniejszą powierzchnią. W badanej próbie największa powierzchnia nietowarowego gospodarstwa rolnego wynosiła 253 ha.
9 562 Danuta Zawadzka, Roman Ardan Dokonując oceny zmian prawdopodobieństwa oferowania rabatów zaprezentowanych na rysunku 1 można stwierdzić, że: prawdopodobieństwo oferowania rabatów w wypadku gospodarstwa towarowego jest ok. 5 razy większe niż w przypadku gospodarstwa nietowarowego, co może być częściowo tłumaczone zadeklarowaniem braku jakiejkolwiek sprzedaży przez dużą część nietowarowych gospodarstw rolnych, zwiększenie powierzchni gospodarstwa rolnego powoduje zmniejszenie prawdopodobieństwa oferowania rabatów, badane prawdopodobieństwo jest niskie nawet w wypadku towarowych gospodarstw rolnych o małej powierzchni nie przekracza ono poziomu 0,15. Ocenę wpływu liczby zatrudnionych w gospodarstwie rolnym na prawdopodobieństwo oferowania rabatów przeprowadzono w trzech modelowych grupach podmiotów sklasyfikowanych według powierzchni gospodarstwa. Przedstawione krzywe reakcji prawdopodobieństwa odpowiadają trzem wydzielonym grupom gospodarstw: o małej powierzchni (1 ha), powierzchni bliskiej do wartości średniej w badanej próbie (50 ha) oraz gospodarstwom o dużej powierzchni (500 ha). Na rysunku 2 zaprezentowano krzywe reakcji prawdopodobieństwa oferowania rabatów na zmianę liczby zatrudnionych w gospodarstwie rolnym, przy założeniu średnich wartości zmiennych SpOf, SpNof oraz WiekGR. Rysunek 2. Krzywe reakcji prawdopodobieństwa oferowania rabatów na zmianę liczby zatrudnionych w gospodarstwie rolnym Źródło: opracowanie własne. Dokonując oceny zmian prawdopodobieństwa oferowania rabatów zaprezentowanych na rysunku 2 można stwierdzić, że: liczba zatrudnionych w gospodarstwie rolnym ma znaczący dodatni wpływ na prawdopodobieństwo oferowania rabatów, występuje niewielka różnica w badanym prawdopodobieństwie między gospodarstwami o małej i średniej powierzchni, natomiast różnica między gospodarstwami o średniej i dużej powierzchni jest znacznie większa, aby mieć porównywalne prawdopodobieństwo oferowania rabatu, większe powierzchniowo gospodarstwo powinno mieć większą liczbę zatrudnionych.
10 Ocena skłonności do oferowania Ten wzrost liczby zatrudnionych nie jest jednak proporcjonalny do wzrostu powierzchni. Na przykład prawdopodobieństwo 0,15 w 50-hektarowym gospodarstwie osiąga się przy teoretycznej liczbie 4,50 zatrudnionych, a w 500- hektarowym 10,53 zatrudnionych. Podsumowanie W artykule dokonano prezentacji badań dotyczących identyfikacji i oceny czynników wpływających na skłonność gospodarstw rolnych do oferowania kontrahentom rabatów. Przeprowadzona analiza wykazała, że: optymalny pod względem kryteriów informacyjnych model zawiera sześć zmiennych, spośród dziesięciu hipotetycznie wpływających na prawdopodobieństwo oferowania kontrahentom rabatów, pięć z tych zmiennych jest statystycznie istotnych na poziomie istotności 10% lub mniejszym, istotny dodatni wpływ na badane prawdopodobieństwo mają trzy zmienne reprezentujące towarowość gospodarstwa rolnego, w tym, udziały produkcji przeznaczonej na sprzedaż na rynek (zarówno oficjalną, jak i nieoficjalną), dwie istotne zmienne nawiązują do rozmiaru gospodarstwa rolnego, przy czym, wpływ liczby zatrudnionych jest dodatni, natomiast powierzchni gospodarstwa ujemny. Literatura Amemiya T., Qualitive Responce Models: A Survey, Journal of Economic Literature 1981, nr 19. Greene W.H., Econometric Analysis, 4th edition, Prentice Hall Zawadzka D., Determinanty popytu małych przedsiębiorstw na kredyt handlowy. Identyfikacja i ocena, Wyd. Uniwersytetu Ekonomicznego w Poznaniu, Poznań Zawadzka D., Ardan R., Ocena czynników wpływających na prawdopodobieństwo skorzystania przez małe przedsiębiorstwa ze skonta w kredycie kupieckim, w: Zarządzanie finansami firm teoria i praktyka, red. B. Bernaś, Prace Naukowe nr 1200 Akademii Ekonomicznej im. Oskara Langego we Wrocławiu, Wyd. Akademii Ekonomicznej im. Oskara Langego we Wrocławiu, Wrocław Zawadzka D., Ardan R., Ewaluacja zmian prawdopodobieństwa dokonania opóźnionych płatności przez małe przedsiębiorstwa, w: Uwarunkowania rynkowe mikro, małych i średnich przedsiębiorstw. Mikrofirma Systemy finansowania i oceny, red. A. Bielawska, Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Szczecińskiego nr 637, Ekonomiczne Problemy Usług nr 62, Szczecin Zawadzka D., Działalność małych przedsiębiorstw na obszarze Pomorza Środkowego, w: Pomorze Środkowe społeczeństwo, wieś, gospodarka. Wybrane problemy, red. D. Zawadzka, PTE O/Koszalin, Koszalin 2008.
11 564 Danuta Zawadzka, Roman Ardan Zawadzka D., Strzelecka A., Szafraniec-Siluta E., Efektywność towarowych gospodarstw rolnych w Polsce w latach , Annales UMCS, Sectio H, Oeconomia, vol. XLVI, 1, Lublin Zawadzka D., Strzelecka A., Szafraniec-Siluta E., Znaczenie dopłat do działalności operacyjnej w tworzeniu dochodu z rodzinnego gospodarstwa rolnego w Polsce, Roczniki Naukowe SERiA, t. XV, z. 3, Wyd. Wieś Jutra, EVALUATION OF FACTORS AFFECTING THE PROBABILITY OF DISCOUNT OFFERING THE EVIDENCE OF AGRICULTURAL HOUSE- HOLDS FROM MIDDLE POMERANIA REGION Summary The aim of the paper is to evaluate the inclination to offer discounts to contractors by farmers in the area of Middle Pomerania. The probability of offering a discount to contractors by the farmer as a supplier of goods/services is accepted as a measure of such inclination. The thesis is adopted that the greatest impact on the change of the probability has the marketability of a farm, measured by the share of agricultural production, which is intended for selling on the market. The study is based on logit regression model using data based on 933 subjects (farms). To evaluate the impact of dependent variables (factors) on the probability of offering a discount to contractors (inclination) by farmers in the area of Middle Pomerania the analysis of the probability response curves is used. Keywords: farms, trade credit, discount offering, logit model, probability response curves Translated by Danuta Zawadzka, Roman Ardan
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 848 EKONOMICZNE PROBLEMY USŁUG NR
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 848 EKONOMICZNE PROBLEMY USŁUG NR 116 2015 DANUTA ZAWADZKA AGNIESZKA STRZELECKA Politechnika Koszalińska CZYNNIKI DETERMINUJĄCE WARTOŚĆ PRODUKCJI ROŚLINNEJ
1. Udział dochodów z działalności rolniczej w dochodach gospodarstw domowych z użytkownikiem gospodarstwa rolnego w 2002 r.
1 UWAGI ANALITYCZNE 1. Udział dochodów z działalności rolniczej w dochodach gospodarstw domowych z użytkownikiem gospodarstwa rolnego w 2002 r. W maju 2002 r. w województwie łódzkim było 209,4 tys. gospodarstw
Płynność finansowa a rentowność przedsiębiorstw rolnych w Polsce ujęcie modelowe 1
Danuta Zawadzka, Roman Ardan, Ewa Szafraniec-Siluta Instytut Ekonomii i Zarządzania Politechnika Koszalińska Płynność finansowa a rentowność przedsiębiorstw rolnych w Polsce ujęcie modelowe 1 Wstęp Poziom
Sytuacja ekonomiczna gospodarstw rolnych z pola obserwacji Polskiego FADN w latach Renata Płonka
Sytuacja ekonomiczna gospodarstw rolnych z pola obserwacji Polskiego FADN w latach 213-214 Renata Płonka Założenia metodyczne Analizą objęto dane z ponad 12 tys. gospodarstw, które uczestniczyły w Polskim
Kredyt w decyzjach finansowych przedsiębiorstw rolniczych w Polsce (ze szczególnym uwzględnieniem podmiotów z regionu Pomorza Środkowego)
Danuta Zawadzka* Kredyt w decyzjach finansowych przedsiębiorstw rolniczych w Polsce (ze szczególnym uwzględnieniem podmiotów z regionu Pomorza Środkowego) Wstęp Kredyt stanowi jedno z podstawowych źródeł
ROZDZIAŁ 3. ZNACZENIE KREDYTU HANDLOWEGO W PROCESIE KREOWANIA AKTYWÓW FINANSOWYCH I RZECZOWYCH ROLNIKÓW POMORZA ŚRODKOWEGO
Danuta Zawadzka * ROZDZIAŁ 3. ZNACZENIE KREDYTU HANDLOWEGO W PROCESIE KREOWANIA AKTYWÓW FINANSOWYCH I RZECZOWYCH ROLNIKÓW POMORZA ŚRODKOWEGO 3.1. Wprowadzenie Kredyt stanowi jedno z podstawowych źródeł
Klasy wielkości ekonomicznej
Wyniki uzyskane przez gospodarstwa rolne uczestniczące w systemie Polski FADN wg klas wielkości ekonomicznej w woj. dolnośląskim w latach 2015 i 2016 Poniżej analiza gospodarstw przeprowadzona wg klas
Determinanty dochodów gospodarstw rolnych w Polsce 1
Danuta Zawadzka, Roman Ardan, Agnieszka Strzelecka Instytut Ekonomii i Zarządzania Politechnika Koszalińska Determinanty dochodów gospodarstw rolnych w Polsce 1 Wstęp W literaturze przedmiotu istnieje
Statystyka w pracy badawczej nauczyciela Wykład 4: Analiza współzależności. dr inż. Walery Susłow walery.suslow@ie.tu.koszalin.pl
Statystyka w pracy badawczej nauczyciela Wykład 4: Analiza współzależności dr inż. Walery Susłow walery.suslow@ie.tu.koszalin.pl Statystyczna teoria korelacji i regresji (1) Jest to dział statystyki zajmujący
Badania rachunkowości rolnej gospodarstw rolnych
Pomorskie gospodarstwa rolne w latach 2004-2012 na podstawie badań PL FADN Daniel Roszak Badania rachunkowości rolnej gospodarstw rolnych w ramach systemu PL FADN umożliwiają wgląd w sytuację produkcyjno-finansową
ISTOTA I ZNACZENIE FISKALNE PODATKÓW LOKALNYCH NA POMORZU ŚRODKOWYM W LATACH 2005 2010 1
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 708 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 52 2012 RAFAŁ ROSIŃSKI Politechnika Koszalińska ISTOTA I ZNACZENIE FISKALNE PODATKÓW LOKALNYCH NA POMORZU ŚRODKOWYM
Tablica Wzorów Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyki
Tablica Wzorów Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyki Spis treści I. Wzory ogólne... 2 1. Średnia arytmetyczna:... 2 2. Rozstęp:... 2 3. Kwantyle:... 2 4. Wariancja:... 2 5. Odchylenie standardowe:...
WPŁYW TECHNICZNEGO UZBROJENIA PROCESU PRACY NA NADWYŻKĘ BEZPOŚREDNIĄ W GOSPODARSTWACH RODZINNYCH
Inżynieria Rolnicza 4(102)/2008 WPŁYW TECHNICZNEGO UZBROJENIA PROCESU PRACY NA NADWYŻKĘ BEZPOŚREDNIĄ W GOSPODARSTWACH RODZINNYCH Sławomir Kocira Katedra Eksploatacji Maszyn i Zarządzania w Inżynierii Rolniczej,
Wyzwania dla polskiej rachunkowości rolniczej w świetle 50-lecia europejskiego FADN
Wyzwania dla polskiej rachunkowości rolniczej w świetle 50-lecia europejskiego FADN Zbigniew Floriańczyk Sytuacja dochodowa gospodarstw rolnych na podstawie badań rachunkowości rolnej Pl FADN oraz perspektywa
Przykład 2. Na podstawie książki J. Kowal: Metody statystyczne w badaniach sondażowych rynku
Przykład 2 Na podstawie książki J. Kowal: Metody statystyczne w badaniach sondażowych rynku Sondaż sieciowy analiza wyników badania sondażowego dotyczącego motywacji w drodze do sukcesu Cel badania: uzyskanie
ANALIZA ISTNIEJĄCYCH DZIAŁEK SIEDLISKOWYCH NA TERENIE GMINY DOMANIÓW
Problemy Inżynierii Rolniczej nr 3/2009 Edmund Mulica, Edward Hutnik Katedra Budownictwa i Infrastruktury Uniwersytet Przyrodniczy we Wrocławiu ANALIZA ISTNIEJĄCYCH DZIAŁEK SIEDLISKOWYCH NA TERENIE GMINY
UWAGI ANALITYCZNE. Gospodarstwa z użytkownikiem gospodarstwa indywidualnego. Wyszczególnienie. do 1 ha użytków rolnych. powyżej 1 ha.
UWAGI ANALITYCZNE UDZIAŁ DOCHODÓW Z DZIAŁALNOŚCI ROLNICZEJ W DOCHODACH OGÓŁEM GOSPODARSTW DOMOWYCH W Powszechnym Spisie Rolnym w woj. dolnośląskim spisano 140,7 tys. gospodarstw domowych z użytkownikiem
Wprowadzenie do analizy korelacji i regresji
Statystyka dla jakości produktów i usług Six sigma i inne strategie Wprowadzenie do analizy korelacji i regresji StatSoft Polska Wybrane zagadnienia analizy korelacji Przy analizie zjawisk i procesów stanowiących
WPŁYW PROGRAMÓW ROLNOŚRODOWISKOWYCH JAKO INSTRUMENTÓW POLITYKI NA WARTOŚĆ DODANĄ W POLSKICH GOSPODARSTWACH ROLNYCH
WPŁYW PROGRAMÓW ROLNOŚRODOWISKOWYCH JAKO INSTRUMENTÓW POLITYKI NA WARTOŚĆ DODANĄ W POLSKICH GOSPODARSTWACH ROLNYCH dr Agata Sielska mgr Aleksandra Pawłowska Struktura Wpływ programów rolnośrodowiskowych
Wyniki uzyskane przez gospodarstwa rolne uczestniczące w systemie Polski FADN wg typów rolniczych w woj. dolnośląskim w latach 2015 i 2016
Wyniki uzyskane przez gospodarstwa rolne uczestniczące w systemie Polski FADN wg typów rolniczych w woj. dolnośląskim w latach i Typ rolniczy gospodarstwa rolnego jest określany na podstawie udziału poszczególnych
Statystyka. #5 Testowanie hipotez statystycznych. Aneta Dzik-Walczak Małgorzata Kalbarczyk-Stęclik. rok akademicki 2016/ / 28
Statystyka #5 Testowanie hipotez statystycznych Aneta Dzik-Walczak Małgorzata Kalbarczyk-Stęclik rok akademicki 2016/2017 1 / 28 Testowanie hipotez statystycznych 2 / 28 Testowanie hipotez statystycznych
STATYSTYKA - PRZYKŁADOWE ZADANIA EGZAMINACYJNE
STATYSTYKA - PRZYKŁADOWE ZADANIA EGZAMINACYJNE 1 W trakcie badania obliczono wartości średniej (15,4), mediany (13,6) oraz dominanty (10,0). Określ typ asymetrii rozkładu. 2 Wymień 3 cechy rozkładu Gauss
Weryfikacja hipotez statystycznych, parametryczne testy istotności w populacji
Weryfikacja hipotez statystycznych, parametryczne testy istotności w populacji Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych Wydział Informatyki Politechniki
Statystyka matematyczna Testowanie hipotez i estymacja parametrów. Wrocław, r
Statystyka matematyczna Testowanie hipotez i estymacja parametrów Wrocław, 18.03.2016r Plan wykładu: 1. Testowanie hipotez 2. Etapy testowania hipotez 3. Błędy 4. Testowanie wielokrotne 5. Estymacja parametrów
ZASTOSOWANIE REGRESJI PANELOWEJ DLA OCENY PRODUKTYWNOŚCI I DOCHODOWOŚCI W ROLNICTWIE KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ PO 2005 R.
ZASTOSOWANIE REGRESJI PANELOWEJ DLA OCENY PRODUKTYWNOŚCI I DOCHODOWOŚCI W ROLNICTWIE KRAJÓW UNII EUROPEJSKIEJ PO 2005 R. 1 grudnia 2016, SGGW Teoria i praktyka produkcji w gospodarce żywnościowej prof.
Klasyfikacja dochodów podatkowych gmin
Rafał ROSIŃSKI ZESZYTY NAUKOWE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH DOCHODY PODATKOWE GMIN POMORZA ŚRODKOWEGO W LATACH 2010-2014 Zarys treści: W artykule przedstawiono istotę i zróżnicowanie opodatkowania podatkami
Ocena skłonności gospodarstw rolnych Pomorza Środkowego do zadłużania się 1
Studia Prawno-ekonomiczne, t. XCVIII, 2016 PL ISSN 0081-6841 s. 335 351 Danuta ZAWADZKA* Ewa SZAFRANIEC-SILUTA** Roman ARDAN*** Ocena skłonności gospodarstw rolnych Pomorza Środkowego do zadłużania się
Bezrobocie rejestrowane w województwie. zachodniopomorskim w 2012 r.
Urząd Statystyczny w Szczecinie Bezrobocie rejestrowane w województwie zachodniopomorskim w 2012 r. OPRACOWANIA SYGNALNE Szczecin, marzec 2013 Liczba bezrobotnych zarejestrowanych w powiatowych urzędach
Bezrobocie rejestrowane w województwie. zachodniopomorskim w 2016 r.
Urząd Statystyczny w Szczecinie Bezrobocie rejestrowane w województwie zachodniopomorskim w 2016 r. OPRACOWANIA SYGNALNE Szczecin, marzec 2017 Liczba bezrobotnych zarejestrowanych w powiatowych urzędach
Wyniki gospodarstw polskich na tle unijnych w 2015 roku
Wyniki gospodarstw polskich na tle unijnych w 2015 roku Zbigniew Floriańczyk Dochodowość gospodarstw rolnych na podstawie badań rachunkowości PL FADN oraz działania administracyjne wpływające na funkcjonowanie
Badanie koniunktury w gospodarstwach rolnych
GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Departament Rolnictwa Warszawa, 30.09.2013 r. Informacja sygnalna WYNIKI BADAŃ GUS Badanie koniunktury w gospodarstwach rolnych Niniejsze opracowanie przedstawia wyniki ankiety
Aktywność inwestycyjna przedsiębiorstw rolniczych Pomorza Środkowego 1
Ewa Szafraniec-Siluta, Danuta Zawadzka, Agnieszka Strzelecka Katedra Finansów Politechnika Koszalińska Aktywność inwestycyjna przedsiębiorstw rolniczych Pomorza Środkowego 1 Wstęp Z perspektywy przedsiębiorstwa
ZASTOSOWANIE REGRESJI LOGISTYCZNEJ DO WYZNACZENIA CECH O NAJWIĘKSZEJ SILE DYSKRYMINACJI WIELKOŚCI WSKAŹNIKÓW POSTĘPU NAUKOWO-TECHNICZNEGO
Inżynieria Rolnicza 8(96)/2007 ZASTOSOWANIE REGRESJI LOGISTYCZNEJ DO WYZNACZENIA CECH O NAJWIĘKSZEJ SILE DYSKRYMINACJI WIELKOŚCI WSKAŹNIKÓW POSTĘPU NAUKOWO-TECHNICZNEGO Agnieszka Prusak, Stanisława Roczkowska-Chmaj
Zachodniopomorskie rolnictwo w latach
Arkadiusz Malkowski Wydział Ekonomiczny Zachodniopomorski Uniwersytet Technologiczny w Szczecinie Zachodniopomorskie rolnictwo w latach 2007-2017 16.10.2017 ROLNICTWO W WOJEWÓDZTWIE ZACHODNIOPOMORSKIM
Analiza dochodów rodzin rolniczych na podstawie danych Polski FADN.
Analiza dochodów rodzin rolniczych na podstawie danych Polski FADN. Sytuacja ekonomiczna rodzin rolniczych oraz podejmowane przez rolnika produkcyjne i inwestycyjne decyzje kształtowane są przez poziom
KONIUNKTURA KONSUMENCKA NA POZIOMIE LOKALNYM W WOJEWÓDZTWIE LUBELSKIM I PODKARPACKIM
25 KONIUNKTURA KONSUMENCKA NA POZIOMIE LOKALNYM W WOJEWÓDZTWIE LUBELSKIM I PODKARPACKIM Piotr Klimczak Wyższa Szkoła Informatyki i Zarządzania w Rzeszowie W celu oceny kondycji gospodarstw domowych w województwie
Stan i ruch naturalny ludności. w województwie zachodniopomorskim w 2016 r.
Urząd Statystyczny w Szczecinie Stan i ruch naturalny ludności w województwie zachodniopomorskim w 2016 r. OPRACOWANIA SYGNALNE Szczecin, maj 2017 Stan i struktura ludności W województwie zachodniopomorskim
Uwarunkowania i ekonomiczna ocena wdrażania systemów zarządzania jakością w produkcji i przetwórstwie mięsa wieprzowego mgr inż.
Uwarunkowania i ekonomiczna ocena wdrażania systemów zarządzania jakością w produkcji i przetwórstwie mięsa wieprzowego mgr inż. Sławomir Stec Zakład Rolnictwa i Rozwoju Obszarów Wiejskich Państwowa Wyższa
Testowanie hipotez statystycznych. Wnioskowanie statystyczne
Testowanie hipotez statystycznych Wnioskowanie statystyczne Hipoteza statystyczna to dowolne przypuszczenie co do rozkładu populacji generalnej (jego postaci funkcyjnej lub wartości parametrów). Hipotezy
Ubezpieczenia rolne a zrównoważenie ekonomiczne i finansowe gospodarstw rolnych
Ubezpieczenia rolne a zrównoważenie ekonomiczne i finansowe gospodarstw rolnych Joanna Pawłowska-Tyszko Michał Soliwoda Jelenia Góra, 24-26.04.2017 r. Cel pracy Próba identyfikacji oddziaływania ubezpieczeo
Wielkość ekonomiczna a efekty gospodarowania i możliwe zagrożenia gospodarstw polowych w Polsce
Wielkość ekonomiczna a efekty gospodarowania i możliwe zagrożenia gospodarstw polowych w Polsce Konferencja Międzynarodowa pt. Gospodarstwa industrialne versus drobnotowarowe konkurenci czy partnerzy IERiGŻ-PIB,
Dochodowość gospodarstw rolnych nieprzerwanie prowadzących rachunkowość rolną w ramach PL FADN w woj. pomorskim w latach
Dochodowość gospodarstw rolnych nieprzerwanie prowadzących rachunkowość rolną w ramach PL FADN w woj. pomorskim w latach 2010-2015 Obserwacja liczebności gospodarstw w poszczególnych grupach wskazuje na
Instytut Ekonomiki Rolnictwa i Gospodarki Żywnościowej Państwowy Instytut Badawczy. Wojciech Ziętara, Wojciech Józwiak, Zofia Mirkowska
Instytut Ekonomiki Rolnictwa i Gospodarki Żywnościowej Państwowy Instytut Badawczy Rola dużych gospodarstw rolnych we wzroście produktywności pracy rolnictwa polskiego na tle sytuacji w innych w wybranych
Ekonometryczna analiza popytu na wodę
Jacek Batóg Uniwersytet Szczeciński Ekonometryczna analiza popytu na wodę Jednym z czynników niezbędnych dla funkcjonowania gospodarstw domowych oraz realizacji wielu procesów technologicznych jest woda.
Pomorskie gospodarstwa rolne w latach na podstawie badań PL FADN. Daniel Roszak PODR w Gdańsku
Pomorskie gospodarstwa rolne w latach 2004-2012 na podstawie badań PL FADN Daniel Roszak PODR w Gdańsku Prezentacja oparta jest na analizie wyników produkcyjno-finansowych 267 gospodarstw prowadzących
weryfikacja hipotez dotyczących parametrów populacji (średnia, wariancja)
PODSTAWY STATYSTYKI. Teoria prawdopodobieństwa i elementy kombinatoryki. Zmienne losowe i ich rozkłady 3. Populacje i próby danych, estymacja parametrów 4. Testowanie hipotez 5. Testy parametryczne (na
Statystyki: miary opisujące rozkład! np. : średnia, frakcja (procent), odchylenie standardowe, wariancja, mediana itd.
Wnioskowanie statystyczne obejmujące metody pozwalające na uogólnianie wyników z próby na nieznane wartości parametrów oraz szacowanie błędów tego uogólnienia. Przewidujemy nieznaną wartości parametru
wykorzystanie produkcji rolniczej; współczynnik wykorzystania miejsc noclegowych; udział poszczególnych gospodarstw w badanym rynku; punktową ocenę
Temat: Agroturystyka jako forma przedsiębiorczości w gospodarstwach rolnych położonych w gminach należących do Białowieskiego Parku Narodowego i Biebrzańskiego Parku Narodowego Streszczenie Celem pracy
Wykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym
Wiesława MALSKA Politechnika Rzeszowska, Polska Anna KOZIOROWSKA Uniwersytet Rzeszowski, Polska Wykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym Wstęp Wnioskowanie statystyczne
Statystyka. Rozkład prawdopodobieństwa Testowanie hipotez. Wykład III ( )
Statystyka Rozkład prawdopodobieństwa Testowanie hipotez Wykład III (04.01.2016) Rozkład t-studenta Rozkład T jest rozkładem pomocniczym we wnioskowaniu statystycznym; stosuje się go wyznaczenia przedziału
Weryfikacja hipotez statystycznych. KG (CC) Statystyka 26 V / 1
Weryfikacja hipotez statystycznych KG (CC) Statystyka 26 V 2009 1 / 1 Sformułowanie problemu Weryfikacja hipotez statystycznych jest drugą (po estymacji) metodą uogólniania wyników uzyskanych w próbie
Statystyka matematyczna dla leśników
Statystyka matematyczna dla leśników Wydział Leśny Kierunek leśnictwo Studia Stacjonarne I Stopnia Rok akademicki 03/04 Wykład 5 Testy statystyczne Ogólne zasady testowania hipotez statystycznych, rodzaje
1. Analiza wskaźnikowa... 3 1.1. Wskaźniki szczegółowe... 3 1.2. Wskaźniki syntetyczne... 53 1.2.1.
Spis treści 1. Analiza wskaźnikowa... 3 1.1. Wskaźniki szczegółowe... 3 1.2. Wskaźniki syntetyczne... 53 1.2.1. Zastosowana metodologia rangowania obiektów wielocechowych... 53 1.2.2. Potencjał innowacyjny
WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE
STATYSTYKA WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE ESTYMACJA oszacowanie z pewną dokładnością wartości opisującej rozkład badanej cechy statystycznej. WERYFIKACJA HIPOTEZ sprawdzanie słuszności przypuszczeń dotyczących
Regresja logistyczna (LOGISTIC)
Zmienna zależna: Wybór opcji zachodniej w polityce zagranicznej (kodowana jako tak, 0 nie) Zmienne niezależne: wiedza o Unii Europejskiej (WIEDZA), zamieszkiwanie w regionie zachodnim (ZACH) lub wschodnim
WSTĘP DO REGRESJI LOGISTYCZNEJ. Dr Wioleta Drobik-Czwarno
WSTĘP DO REGRESJI LOGISTYCZNEJ Dr Wioleta Drobik-Czwarno REGRESJA LOGISTYCZNA Zmienna zależna jest zmienną dychotomiczną (dwustanową) przyjmuje dwie wartości, najczęściej 0 i 1 Zmienną zależną może być:
Estymacja parametrów modeli liniowych oraz ocena jakości dopasowania modeli do danych empirycznych
Estymacja parametrów modeli liniowych oraz ocena jakości dopasowania modeli do danych empirycznych 3.1. Estymacja parametrów i ocena dopasowania modeli z jedną zmienną 23. Właściciel komisu w celu zbadania
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 689 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 50 2012 ANALIZA WŁASNOŚCI OPCJI SUPERSHARE
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 689 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 5 212 EWA DZIAWGO ANALIZA WŁASNOŚCI OPCJI SUPERSHARE Wprowadzenie Proces globalizacji rynków finansowych stwarza
Paweł Kobus* Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie
Studia i Prace WNEiZ US nr 45/2 2016 DOI:10.18276/sip.2016.45/2-22 Paweł Kobus* Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie Determinanty poziomu ubezpieczeń rolniczych Streszczenie Pomimo określonego
LEASING JAKO ŹRÓDŁO FINANSOWANIA INWESTYCJI GOSPODARSTW ROLNYCH NA PRZYKŁADZIE REGIONU POMORZA ŚRODKOWEGO 1
STOWARZYSZENIE Leasing jako EKONOMISTÓW źródło finansowania ROLNICTWA inwestycji I AGROBIZNESU gospodarstw rolnych... Roczniki Naukowe tom XVI zeszyt 3 337 Danuta Zawadzka, Ewa Szafraniec-Siluta Politechnika
Zadania ze statystyki, cz.6
Zadania ze statystyki, cz.6 Zad.1 Proszę wskazać, jaką część pola pod krzywą normalną wyznaczają wartości Z rozkładu dystrybuanty rozkładu normalnego: - Z > 1,25 - Z > 2,23 - Z < -1,23 - Z > -1,16 - Z
PYTANIA NA EGZAMIN MAGISTERSKI KIERUNEK: EKONOMIA STUDIA DRUGIEGO STOPNIA. CZĘŚĆ I dotyczy wszystkich studentów kierunku Ekonomia pytania podstawowe
PYTANIA NA EGZAMIN MAGISTERSKI KIERUNEK: EKONOMIA STUDIA DRUGIEGO STOPNIA CZĘŚĆ I dotyczy wszystkich studentów kierunku Ekonomia pytania podstawowe 1. Cele i przydatność ujęcia modelowego w ekonomii 2.
Badanie koniunktury w gospodarstwach rolnych
GŁÓWNY URZĄD STATYSTYCZNY Departament Rolnictwa Warszawa, 30.09.2014 r. Informacja sygnalna WYNIKI BADAŃ GUS Badanie koniunktury w gospodarstwach rolnych Niniejsze opracowanie przedstawia wyniki ankiety
TYP ROLNICZY GOSPODARSTW A ZASOBY PRACY I WYPOSAŻENIE W ŚRODKI TECHNICZNE
Inżynieria Rolnicza 5(123)/2010 TYP ROLNICZY GOSPODARSTW A ZASOBY PRACY I WYPOSAŻENIE W ŚRODKI TECHNICZNE Anna Kocira, Sławomir Kocira Instytut Nauk Rolniczych, Państwowa Wyższa Szkoła Zawodowa w Chełmie
Zad. 4 Należy określić rodzaj testu (jedno czy dwustronny) oraz wartości krytyczne z lub t dla określonych hipotez i ich poziomów istotności:
Zadania ze statystyki cz. 7. Zad.1 Z populacji wyłoniono próbę wielkości 64 jednostek. Średnia arytmetyczna wartość cechy wyniosła 110, zaś odchylenie standardowe 16. Należy wyznaczyć przedział ufności
Wykład 3 Hipotezy statystyczne
Wykład 3 Hipotezy statystyczne Hipotezą statystyczną nazywamy każde przypuszczenie dotyczące nieznanego rozkładu obserwowanej zmiennej losowej (cechy populacji generalnej) Hipoteza zerowa (H 0 ) jest hipoteza
Przestrzenne zróżnicowanie poziomu wykształcenia rolników. Europa Polska Mazowsze
Konrad Ł. Czapiewski Polska Akademia Nauk Zakład Przestrzennego Zagospodarowania i BR Krzysztof Janc Uniwersytet Wrocławski Zakład Zagospodarowania Przestrzennego Przestrzenne zróżnicowanie poziomu wykształcenia
KOSZTY UŻYTKOWANIA MASZYN W STRUKTURZE KOSZTÓW PRODUKCJI ROŚLINNEJ W WYBRANYM PRZEDSIĘBIORSTWIE ROLNICZYM
Inżynieria Rolnicza 13/2006 Zenon Grześ, Ireneusz Kowalik Instytut Inżynierii Rolniczej Akademia Rolnicza w Poznaniu KOSZTY UŻYTKOWANIA MASZYN W STRUKTURZE KOSZTÓW PRODUKCJI ROŚLINNEJ W WYBRANYM PRZEDSIĘBIORSTWIE
Korelacja oznacza współwystępowanie, nie oznacza związku przyczynowo-skutkowego
Korelacja oznacza współwystępowanie, nie oznacza związku przyczynowo-skutkowego Współczynnik korelacji opisuje siłę i kierunek związku. Jest miarą symetryczną. Im wyższa korelacja tym lepiej potrafimy
Zadanie 1. a) Przeprowadzono test RESET. Czy model ma poprawną formę funkcyjną? 1
Zadanie 1 a) Przeprowadzono test RESET. Czy model ma poprawną formę funkcyjną? 1 b) W naszym przypadku populacja są inżynierowie w Tajlandii. Czy można jednak przypuszczać, że na zarobki kobiet-inżynierów
2.2 Gospodarka mieszkaniowa Struktura wykształcenia... 19
Spis treści Spis tabel... 5 Spis rysunków... 7 1.Wstęp... 10 2. Struktura społeczna ekonomiczna w Polsce... 11 2.1 Liczebność i udziały grup społeczno ekonomicznych... 11 2.2 Gospodarka mieszkaniowa...
Płatności w ramach WPR i ich wpływ na polskie rolnictwo w świetle danych FADN. Mgr inż. Wiesław Łopaciuk Mgr Agnieszka Judzińska
Płatności w ramach WPR i ich wpływ na polskie rolnictwo w świetle danych FADN Mgr inż. Wiesław Łopaciuk Mgr Agnieszka Judzińska Plan prezentacji Wprowadzenie Definicje FADN Dochody Płatności Zmiany w rolnictwie
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO. Wykład 2
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO Wykład Parametry przedziałowe rozkładów ciągłych określane na podstawie próby (przedziały ufności) Przedział ufności dla średniej s X t( α;n 1),X + t( α;n 1) n s n t (α;
Testy nieparametryczne
Testy nieparametryczne Testy nieparametryczne możemy stosować, gdy nie są spełnione założenia wymagane dla testów parametrycznych. Stosujemy je również, gdy dane można uporządkować według określonych kryteriów
Rolnictwo jest ważnym sektorem gospodarki
Analiza rolnych w powiatach województwa pomorskiego (cz. I) Rolnictwo jest ważnym sektorem gospodarki zależnym od wielu różnorodnych czynników. Na jego rozwój wpływają zarówno uwarunkowania przyrodnicze
K wartość kapitału zaangażowanego w proces produkcji, w tys. jp.
Sprawdzian 2. Zadanie 1. Za pomocą KMNK oszacowano następującą funkcję produkcji: Gdzie: P wartość produkcji, w tys. jp (jednostek pieniężnych) K wartość kapitału zaangażowanego w proces produkcji, w tys.
Kierunki produkcji gospodarstw rolnych o zróżnicowanej strukturze agrarnej
Studia Prawno-Ekonomiczne, t. LXXX, 2009 PL ISSN 0081-6841 s. 259-270 Urszula Motowidlak * Kierunki produkcji gospodarstw rolnych o zróżnicowanej strukturze agrarnej Każda działalność gospodarcza, w tym
Analiza autokorelacji
Analiza autokorelacji Oblicza się wartości współczynników korelacji między y t oraz y t-i (dla i=1,2,...,k), czyli współczynniki autokorelacji różnych rzędów. Bada się statystyczną istotność tych współczynników.
VI WYKŁAD STATYSTYKA. 9/04/2014 B8 sala 0.10B Godz. 15:15
VI WYKŁAD STATYSTYKA 9/04/2014 B8 sala 0.10B Godz. 15:15 WYKŁAD 6 WERYFIKACJA HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH PARAMETRYCZNE TESTY ISTOTNOŚCI Weryfikacja hipotez ( błędy I i II rodzaju, poziom istotności, zasady
Raport o sytuacji mikro i małych firm w roku Szczecin, 18 marca 2014
Raport o sytuacji mikro i małych firm w roku 2013 Szczecin, 18 marca 2014 Już po raz czwarty Bank Pekao przedstawia raport o sytuacji mikro i małych firm 7 tysięcy wywiadów z właścicielami firm, Badania
czerwiec 2013 Uwaga: Przy rozwiązywaniu zadań, jeśli to konieczne, należy przyjąć poziom istotności 0,1 i współczynnik ufności 0,90
Uwaga: Przy rozwiązywaniu zadań, jeśli to konieczne, należy przyjąć poziom istotności 0,1 i współczynnik ufności 0,90 czerwiec 2013 Zadanie 1 Poniższe tabele przestawiają dane dotyczące umieralności dzieci
Zmiany bezrobocia w województwie zachodniopomorskim w I półroczu 2018 roku
Zmiany bezrobocia w województwie zachodniopomorskim w I półroczu 2018 roku Szczecin 2018 Według danych Eurostat zharmonizowana stopa bezrobocia 1 dla Polski w czerwcu 2018 roku 2 wynosiła 3,7% tj. o 1,1
Projekt zaliczeniowy z przedmiotu Statystyka i eksploracja danych (nr 3) Kamil Krzysztof Derkowski
Projekt zaliczeniowy z przedmiotu Statystyka i eksploracja danych (nr 3) Kamil Krzysztof Derkowski Zadanie 1 Eksploracja (EXAMINE) Informacja o analizowanych danych Obserwacje Uwzględnione Wykluczone Ogółem
1. Wstęp. 1 UE = Unia Europejska (ang. European Union). Adres internetowy:
1. Wstęp W ramach Narodowego Programu Przygotowania do Członkostwa (znanego pod skrótem NPPC), Zakład Rachunkowości Rolnej IERiGŻ zmodyfikował organizację i metodykę dotychczasowej rachunkowości rolnej,
STRESZCZENIE. rozprawy doktorskiej pt. Zmienne jakościowe w procesie wyceny wartości rynkowej nieruchomości. Ujęcie statystyczne.
STRESZCZENIE rozprawy doktorskiej pt. Zmienne jakościowe w procesie wyceny wartości rynkowej nieruchomości. Ujęcie statystyczne. Zasadniczym czynnikiem stanowiącym motywację dla podjętych w pracy rozważań
Bogdan Klepacki, Agata Pierścianiak Poziom wiedzy ubezpieczeniowej rolników indywidualnych województwa podkarpackiego
Bogdan Klepacki, Agata Pierścianiak Poziom wiedzy ubezpieczeniowej rolników indywidualnych województwa podkarpackiego Acta Scientifica Academiae Ostroviensis nr 16, 68-74 2004 68 Acta Scientifica Academiae
STATYSTYKA MATEMATYCZNA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA 1. Wykład wstępny 2. Zmienne losowe i teoria prawdopodobieństwa 3. Populacje i próby danych 4. Testowanie hipotez i estymacja parametrów 5. Najczęściej wykorzystywane testy statystyczne
Gospodarstwa ogrodnicze w Polsce i w wybranych krajach Unii Europejskiej
Gospodarstwa ogrodnicze w Polsce i w wybranych krajach Unii Europejskiej Zakład Ekonomiki Gospodarstw Rolnych Prof. dr hab. Wojciech Ziętara Mgr Jolanta Sobierajewska Warszawa, 28 wrzesień 212 r 1. Wprowadzenie
Wykład 10 Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średn
Wykład 10 Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średniej Wrocław, 21 grudnia 2016r Przedział ufności Niech będzie dana próba X 1, X 2,..., X n z rozkładu P θ, θ Θ. Definicja 10.1 Przedziałem
Testowanie hipotez dla dwóch zmiennych zależnych. Moc testu. Minimalna liczność próby; Regresja prosta; Korelacja Pearsona;
LABORATORIUM 4 Testowanie hipotez dla dwóch zmiennych zależnych. Moc testu. Minimalna liczność próby; Regresja prosta; Korelacja Pearsona; dwie zmienne zależne mierzalne małe próby duże próby rozkład normalny
KOMBAJNY ZBOŻOWE W GOSPODARSTWACH RODZINNYCH LUBELSZCZYZNY
Inżynieria Rolnicza 8(117)/2009 KOMBAJNY ZBOŻOWE W GOSPODARSTWACH RODZINNYCH LUBELSZCZYZNY Edmund Lorencowicz, Jarosław Figurski Katedra Eksploatacji Maszyn i Zarządzania w Inżynierii Rolniczej, Uniwersytet
Pobrane z czasopisma Annales H - Oeconomia Data: 26/12/ :40:15
DOI:10.17951/h.2017.51.6.21 ANNALES UNIVERSITATIS MARIAE CURIE-SKŁODOWSKA LUBLIN POLONIA VOL. LI, 6 SECTIO H 2017 Uniwersytet Łódzki. Wydział Zarządzania marta.baraniak@uni.lodz.eu Działalność inwestycyjna
Statystyka od podstaw Janina Jóźwiak, Jarosław Podgórski
Statystyka od podstaw Janina Jóźwiak, Jarosław Podgórski Książka jest nowoczesnym podręcznikiem przeznaczonym dla studentów uczelni i wydziałów ekonomicznych. Wykład podzielono na cztery części. W pierwszej
KRYTERIA WYBORU DOSTAWCÓW TOWARÓW DLA GOSPODARSTW ROLNICZYCH O WIELOKIERUNKOWYM PROFILU PRODUKCJI
Problemy Inżynierii Rolniczej Nr 4/2006 Maciej Kuboń Katedra Inżynierii Rolniczej i Informatyki Akademia Rolnicza w Krakowie KRYTERIA WYBORU DOSTAWCÓW TOWARÓW DLA GOSPODARSTW ROLNICZYCH O WIELOKIERUNKOWYM
Testowanie hipotez. Marcin Zajenkowski. Marcin Zajenkowski () Testowanie hipotez 1 / 25
Testowanie hipotez Marcin Zajenkowski Marcin Zajenkowski () Testowanie hipotez 1 / 25 Testowanie hipotez Aby porównać ze sobą dwie statystyki z próby stosuje się testy istotności. Mówią one o tym czy uzyskane
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka
Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka 1 1. Wstęp a) Binarne zmienne zależne b) Interpretacja ekonomiczna c) Interpretacja współczynników 2. Liniowy model prawdopodobieństwa a) Interpretacja współczynników
Gospodarka rolna na obszarach o rozdrobnionej strukturze agrarnej
Gospodarka rolna na obszarach o rozdrobnionej strukturze agrarnej Dr inż. Marta Czekaj Prof. dr hab. Janusz Żmija Uniwersytet Rolniczy im. Hugona Kołłątaja w Krakowie Wydział Rolniczo-Ekonomiczny Instytut
Narzędzia statystyczne i ekonometryczne. Wykład 1. dr Paweł Baranowski
Narzędzia statystyczne i ekonometryczne Wykład 1 dr Paweł Baranowski Informacje organizacyjne Wydział Ek-Soc, pok. B-109 pawel@baranowski.edu.pl Strona: baranowski.edu.pl (w tym materiały) Konsultacje:
ZNACZENIE DZIERŻAWY UŻYTKÓW ROLNYCH DLA KIERUNKU PRODUKCJI ROLNEJ GOSPODARSTW TOWAROWYCH W POLSCE *
374 Agnieszka Strzelecka, Danuta Zawadzka, Ewa Szafraniec-Siluta STOWARZYSZENIE EKONOMISTÓW ROLNICTWA I AGROBIZNESU Roczniki Naukowe tom XIII zeszyt 1 Agnieszka Strzelecka, Danuta Zawadzka, Ewa Szafraniec-Siluta
ANALIZA PORÓWNAWCZA KONIUNKTURY GOSPODARKI WOJEWÓDZTWA ŚLĄSKIEGO I GOSPODARKI POLSKI
Studia Ekonomiczne. Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Katowicach ISSN 2083-8611 Nr 264 2016 Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach Wydział Zarządzania Katedra Ekonometrii jozef.biolik@ue.katowice.pl