Podstawy statystyczne i uniwersalna funkcjonalność scoringu

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "Podstawy statystyczne i uniwersalna funkcjonalność scoringu"

Transkrypt

1 Podstawy statystyczne unwersalna funkcjonalność scorngu Leszek Boguszewsk Barbara Gelńska Przy Katedrze Statystyk Unwersytetu Gdańskego II edycja Konferencj Naukowej Interdyscyplnarne wykorzystane metod loścowych Szczecn 2004

2 I. Wprowadzene 1. Defncja Scorng można określć jako system automatycznej obektywnej oceny obektu, wprowadzony w rezultace dośwadczena, uzasadnony przykładam statystykam. System ten dostarcza komputerowo zgenerowaną notę, która ocena wagę przyszłych czynnków określa prawdopodobeństwo przyszłych zdarzeń. 1 Na podstawe wypełnonej ankety zaprojektowany model przypsuje poszczególnym kategorom wartośc punktowe, które w trakce dalszej analzy stanową podstawę podejmowana decyzj operacyjnych. Modele scorngowe polegają na podzale obektywnych merzalnych cech na dwe rozłączne grupy (np. przedsęborstwo lub kredytoborca, wypłacalny albo ne). Z reguły jest to podzał dychotomczny. Możlwa jest jednak klasyfkacja poltochomczna, gdze stosowany jest na przykład welomanowy model logtowy. 2. Hstora Po raz perwszy scorng został zastosowany w przedsęborstwach zajmujących sę sprzedażą wysyłkową w 1933 r. w USA. W 1959 r. powstał perwszy system scorngowy, którego zadanem była automatyczna ocena wypłacalnośc klenta. Na początku lat 70 frma Far Isaac opracowała modele punktowe dotyczące pojedynczych wnosków kredytowych (applcaton credt scorng) 2. Pod konec lat 70 scorng zaczęto stosować w Angl, a następne w nnych krajach Europy Zachodnej, Japon, Austral. 3 W latach 90 zaczęto wykorzystywać metodę punktowej oceny równeż w marketngu ubezpeczenach. Przy pomocy scorngu ocena sę na przykład reakcję klenta na nowy produkt albo prawdopodobeństwo, że klent będze korzystał z produktu po zakończenu okresu promocyjnego. 4 W Polsce jest nadal stosowany w newelkm stopnu. W 2001 r. wg Bugały-Mler metodę scorngu w ocene zdolnośc kredytowej klenta stosowały główne Bank Śląsk Katowce S.A. Ctybank, który swój system oparł na secach neuronowych. Bank Zachodn WBK od roku 2002 stosuje automatyczny scorng wnosków kredytowych. Poza tym Buro Informacj Kredytowej zapowedzało wprowadzene systemu scorngowego do oceny kredytoborców w 3 dekadze 2004 r. Poneważ mnejsze bank ne mogą pozwolć sobe na nowoczesne systemy montorngu, organzacje płatncze Vsa MasterCard starają sę wbudować tego rodzaju systemy w swoją nfrastrukturę, służącą akceptacj kart. Vsa zapowedzała uruchomene w kwetnu b.r. systemu Vsor (Vsa Intellgent Scorng of Rsk). Zastąp on stosowany przez Vsa system Crs Onlne 2. MasterCard oferuje podobny produkt o nazwe RskFnder, który funkcjonuje w sec autoryzacyjnej Banknet. Oba systemy oparte są o rozwązana dostarczone przez frmę Far Isaac. 5 Do użytkownków systemów 1 Fco Credt Scorng, Professonal Fnancal Advsors, Inc., 2 M.Gruszczyńsk, Scorng logtowy w praktyce bankowej a zagadnene koncydencj, Bank Kredyt, maj 1999, s.57 3 M.Peczkowsk, Credt scorng przy masowej emsj kart kredytowych, Bank 3/1999, s L.C. Thomas, A Survey of Credt, s

3 scorngowych poza bankam należą emtenc kart klubowych (np. Amercan Express) nn emtenc kart: towarzystwa naftowe, frmy lotncze, frmy samochodowe (np. General Motors). II. Podstawy statystyczne nestatystyczne Modele scorngowe ogólne należą do klasy syntetycznych systemów wskaźnkowych, których tworzene rozpoczyna sę od wybrana zestawu wskaźnków najbardzej odpowednch z punktu wdzena celu analzy redukcj zboru potencjalnych wskaźnków. Następne nadaje sę wag pojedynczym wskaźnkom tworzy wskaźnk syntetyczny ndeks (ndykator). Ostatnm etapem jest określene wartośc krytycznej wskaźnka-ndeksu, ponżej, lub powyżej której orzeka sę o możlwośc wystąpena bądź ne wystąpena zakładanego zdarzena. Metody stosowane w credt scorngu można umowne podzelć na statystycznomatematyczne nestatystyczne. Tabela 1. Metody stosowane w credt scorngu Metody stosowane w credt scorngu Statystyczno-matematyczne Nestatystyczne Analza dyskrymnacyjna Programowane (lnowe Regresja lnowa całkowtolczbowe) Regresja logstyczna (probtowa) Sec neuronowe Drzewa klasyfkacyjne Algorytmy genetyczne Najblższe sąsedztwo Systemy ekspercke Źródło: A. Matuszczyk, Przyglądając sę kredytoborcom, Bank Mesęcznk Fnansowy, nr 2 (125), s. 55 W nnejszej pracy postaramy sę krótko scharakteryzować perwszą grupę: metody statystyczno-matematyczne. 1. Analza dyskrymnacyjna Analza dyskrymnacyjna polega na klasyfkowanu obektów do znanych już klas na podstawe danych hstorycznych. Istneje wele różnych metod dyskrymnacj. Jedną z najczęścej stosowanych w praktyce najbardzej popularnych jest lnowa funkcja dyskrymnacyjna. Zastosowane takej postac ma jednak pewne ogranczena. Zakłada sę bowem, że stneje lnowa separowalność zborów. Na wykrese można to przedstawć następująco: Rys. 1 Źródło: opracowane własne na podst. Analza dyskrymnacyjna na rynku kaptałowym, D. Chmaj 3

4 Czasam zdarza sę, że ne ma możlwośc przeprowadzena prostej ln oddzelającej dwe klasy wtedy zastosowane lnowej funkcj dyskrymnującej jest nemożlwe. W takch przypadkach można zastosować nne postace funkcj (np. kwadratowe). 6 Analzę dyskrymnacyjną, w której dzel sę kredytoborców na dwe grupy, zastosowano w credt scorngu jako jedną z perwszych. W tym przypadku można popełnć dwa rodzaje błędów. Błąd perwszego rodzaju polega na przyporządkowanu nerzetelnego kredytoborcy do grupy osób nadających sę do przydzelena kredytu. Ne przyznane kredytu osobe, która byłaby wypłacalna nazywamy natomast błędem drugego rodzaju. Poneważ potrzebny jest zysk z pęcu dobrych kredytów żeby zrekompensować stratę wynkającą z przyznana jednego złego 7, bank koncentrują sę na mnmalzacj prawdopodobeństwa popełnena błędu perwszego rodzaju, przy utrzymanu prawdopodobeństwa wystąpena błędu drugego rodzaju na ustalonym pozome. Cekawy przykład zastosowana analzy dyskrymnacyjnej w scorngu kredytowym prezentuje Paweł Sarka 8 na podstawe danych nstytucj fnansowej z lat , obejmujących następujące nformacje o klentach: dochód, wartość kredytu w stosunku do wartośc nwestycj, staż pracy, wek kredytoborcy, lczba rat kredytu, lczba osób w rodzne. Do oszacowana modelu użyto 3807 obserwacj, z których 3485 obserwacj to kredytoborcy oznaczen jako dobrzy. Pozostałe 322 obserwacj to kredytoborcy umowne nazwan jako źl. Przecętna strata na kredyce straconym (złym) wynosła 5200 zł. Zysk na kredyce dobrym wynósł przecętne 1560 zł. Rozkład wartośc funkcj dyskrymnacyjnej w obu populacjach przedstawa wykres: Rys. 2. Wartośc funkcj dyskrymnacyjnej. Źródło: P.Sarka Zgromadzone nformacje nestety ne pozwalają na całkowte odseparowane kredytoborców. Wynkem tego są pomyłk prowadzące do odrzucena dobrych, czy też przyjęca złych kredytoborców. Za punkt granczny (na os wartośc funkcj dyskrymnacyjnej), dzelący kredytoborców na dwe grupy uznano zero. Punkt przecęca wykresów kredytów dobrych oraz złych ma natomast kluczowe znaczene, 6 D.Chmaj, Analza dyskrymnacyjna na rynku kaptałowym, 7 M.Gruszczynsk, Prognozowane ryzyka kredytowego, Materaly z konferencj naukowej Prognozowane w zarzadzanu frma, Wydawnctwo Akadem Ekonomcznej m.oskara Lange go, Wrocław P.Sarka, Zastosowane metod dyskrymnacyjnych w skorngu kredytowym klentów nstytucj fnansowych, s

5 jeśl chodz o prawdopodobeństwo przynależena obserwacj do zadanych populacj. Obekty, dla których funkcja dyskrymnacyjna przyjęła wartośc z przedzału [0; 0,3] wykazują wększe prawdopodobeństwo pochodzena z populacj kredytów złych. Zostały zalczone do populacj dobrych, poneważ neopłacalne byłoby dążene do całkowtego wyelmnowana kredytoborców złych z uwag na koszty z tym zwązane polegające na odrzucanu, wraz z kredytoborcam złym, kredytoborców dobrych. 9 Efektywność funkcj dyskrymnacyjnej jest uzależnona od spełnena pewnych założeń. Chodz tu przede wszystkm o wymagana dotyczące stnena welowymarowego rozkładu normalnego, a także stotne zróżncowane macerzy kowarancj w obu rozpatrywanych populacjach oraz cągłego charakteru analzowanych cech. W praktyce jednak weryfkacja założeń ne jest należyce przeprowadzana Analza regresj Analzą regresj nazywa sę metodę badającą wpływ zmennych nezależnych X na zmenna zależną Y, co zapsuje sę następująco: y = α 0 + α 1 x + ξ Do oszacowana parametrów modelu wykorzystuje sę metodę najmnejszych kwadratów (MNK). Hpotetyczną sytuację decyzyjną przedstawono na rys.3. Prawdopodobeństwo straty, które bank jest w stane zaakceptować, ma welkość 0,03. Tej welkośc odpowada punkt odcęca LTV 11 na pozome 85. Oznacza to, że wnosk kredytowe, których LTV są ponżej 85 będą zaakceptowane, natomast odrzuc sę wnosk o LTV powyżej 85 punktów. Rys.3. Regresja lnowa. Źródło: A.Matuszak, Przyglądając sę kredytoborcom, mesęcznk Bank, 02/2003, str.56. 9, 10 P. Sarka, 11 ang. loan-to-value, współczynnk welkośc kredytu do wartośc neruchomośc, por. A.Matuszak, Przyglądając sę kredytoborcom, mesęcznk Bank, 02/2003, str.56. 5

6 Analza dyskrymnacyjna analza regresj, mmo różnych założeń, prowadzą często do tych samych rezultatów, jednak częścej do oceny kredytoborców używa sę tej drugej 12. Przemawa za tym m.n. jej lepsza znajomość, mnejsza lość problemów z jej zastosowanem, wększa dostępność jasność oraz wększa lość możlwych do zastosowana nformacj. Budując model klasyfkacyjny w oparcu o regresję lnową możemy napotkać szereg trudnośc zwązanych z nemożnoścą spełnena warunków nakładanych przez MNK. W przypadku zmennych fnansowych często ne jest sę w stane spełnć warunku var(ξ ) = σ 2, co oznacza, że ryzyko popełnena błędu dla różnych obserwacj ne jest take samo. Poza tym możemy meć do czynena z błędem systematycznym, co oznacza ne spełnene warunku cov(ξ,ξ j ) = Regresja logstyczna Przyczyną stosowana regresj logstycznej jest przede wszystkm problem ze spełnenem warunków regresj lnowej. Metoda ta stosowana jest, gdy wartość zmennej zależnej określa jedną z dwóch sytuacj np. klenta warygodnego newarygodnego fnansowo. Zastosowane regresj logstycznej umożlwa określene różnc charakteryzujących obe grupy. 13 Zmenną objaśnaną modelu jest tzw. logt, będący logarytmem lorazu szans zajśca ne zajśca zdarzena. Funkcja z jedna zmenną nezależną ma postać 14 : p ln 1 p = α + α x, gdze: p prawdopodobeństwo przyjmowana przez zmenną y wartośc 1; α 0, α 1 neznane parametry, które należy oszacować; x zmenna nezależna. Ze względu na to, że zmenne nezależne posadają różne warancje, do oszacowana parametrów modelu ne można wykorzystać MNK. Stosuje sę węc metodę najwększej warygodnośc albo metodę ważonych najmnejszych kwadratów. Zwązek pomędzy zmenną nezależną x a prawdopodobeństwem spłaty kredytu przedstawa rysunek 4. Rys.4. Zależność logstyczna pomędzy zmenną nezależną x a prawdopodobeństwem spłaty kredytu. 0 1 Źródło: A.Matuszak, Przyglądając sę kredytoborcom, mesęcznk Bank, 02/2003, str A.Janc, M.Kraska, Credt-scorng, nowoczesna metoda oceny kredytowej, Bbloteka Menadżera, Warszawa D. Prokopowcz, Scorng metodą automatyzacj procedur kredytowych..., Wek XXI, 1/2003,s Wyrażene to można napsać w równoważnej postac p, gdze y y = α 0 + α1x 1 = 1 + e 6

7 Drugą, obok logtowej, nelnową metodą regresj, wykorzystywaną w praktyce, jest probt. Przyjmuję sę, że prawdopodobeństwo wystąpena zdarzena wyraża sę wzorem: P = F( bo + b1 x ), gdze wyrażene F(z) jest dystrybuantą rozkładu normalnego. 4. Drzewo klasyfkacyjne - algorytm RP Drzewo klasyfkacyjne, zwane równeż algorytmem RP (recursve parttonng), jest neparametryczną alternatywą dla metod wymenonych wcześnej, używaną w scorngu. Jest to technka klasyfkacyjna oparta na rozpoznawanu obrazów bez systemu punktacj przydzelającego wag dla każdej odpowedz. Model ten ma postać bnarnego (chodź ne zawsze) drzewa klasyfkacyjnego, którego poszczególne rozgałęzena powstają w wynku przecwstawena sobe wzajemne wykluczających sę warantów odpowedz. Najczęścej w wyjścowym, najwyższym punkce węzłowym znajduje sę pytane sformułowane na podstawe cechy mającej najwyższą zdolność dyskrymnującą. Stosuje sę zarówno zmenne o rozkładze cągłym, jak dyskretne. Często ta sama zmenna może pojawć sę w różnych częścach drzewa. Schemat dzałana algorytmu RP przedstawa rys.5 Rysunek 5.:Przykładowe drzewo klasyfkacyjne. Źródło: A,Matuszyk: Przyglądając sę kredytoborcom op. ct. s. 57, za L.C.Thomas: A survey of credt and behavoral scorng; forecastng fnancal psk of lendng to consumers, Unversty of Ednburgh, UK, s. 18. Wadą tej metody jest to, że służy ona tylko do przyporządkowana rozpatrywanego przypadku do jednej z wcześnej wytypowanych grup. Często jednak przedmotem prognozy jest prawdopodobeństwo wystąpena danego zjawska, np. szacowane stopna rzetelnośc kredytoborcy, a ne tylko klasyfkowane go jako rzetelnego, bądź ne A.Matuszyk, Przyglądając sę kredytoborcom, Bank 2/2003 7

8 5. Metoda najblższego sąsedztwa Istotą metody najblższego sąsada jest zaklasyfkowane rozpatrywanego obektu do jednej z grup na podstawe jego podobeństwa do występujących w nej przypadków. Kryterum podobeństwa obektów jest odległość punktów w welowymarowej przestrzen cech. Znane są różne sposoby jej oblczana. Najpopularnejszą z nch jest metryka eukldesowa 16, nc ne sto wszakże na przeszkodze, aby do analzy użyć nnych znanych metryk, takch jak mejska, Czebyszewa czy nnych. Za jej pomocą wyznacza sę k najblższych obektów o podobnych cechach (sąsadów) na tej podstawe można rozpatrzyć zaklasyfkowane punktu do danej grupy, np. kredytoborcy do grupy rzetelnych klentów. Pewnym problemem jest wyestymowane lczby k. Wyznacza sę ją mnmalzując częstość występowana w próbe kredytoborców, którzy sę ne wywązal z umowy, wśród tych, którym metoda sugerowała przyznane kredytu. Jako zalety tej metody można wymenć: łatwość zrozumena zastosowana w praktyce, znaczną skuteczność oraz możlwość dogodnej aktualzacj. 17 III. Zastosowane Poza klasycznym, stosowanym do oceny kredytoborców, modele scorngowe mogą pomagać podjąć decyzję na przykład o odnowenu lmtu na podstawe zachowana klenta (behavoral scorng), zapobegać odpływow klenta (attrton scorng), sugerują, któremu klentow wysłać propozycję nowego produktu (mal solctaton scorng), pomagają ocenć prawdopodobeństwo odzyskana przez bank należnośc (collecton scorng) oraz dają natychmastową odpowedź czy dany wydatek z karty może być dokonany (authorzaton scorng) 18. Ogólne, ze względu na dzedznę, w której wykorzystywany jest scorng, dzelmy go na bankowy, ubezpeczenowy, marketngowy, n. (wykorzystywany m.n. w medycyne, w kwest podatków tp.) 19 W marketngu scorng, wykrywając dobrych klentów pomaga ogranczyć koszty nastawć sę tylko na tą grupę usługoborców. Sygnalzuje także, który klent jest skłonny do zerwana umowy. Wtedy albo ne proponuję sę temu klentow podpsana umowy, albo, gdy jest już podpsana, podejmuje sę krok, aby do jej zerwana ne doszło. Poza tym scorng wspomaga proces autoryzacj kart płatnczych, zapobegając wydawanu przez klenta węcej penędzy nż wynos przyznany lmt. Lmt ten ne jest znany klentow zmena sę w zależnośc od czasu regulowana zobowązań, lośc wydanych penędzy przez ostatne 12 mesęcy, dna mesąca (jeżel jest konec mesąca a środk na konto jeszcze ne wpłynęły lmt sę zmnejsza), lośc środków, które wpłynęły w stosunku do tych, które zwykle wpływają. Medycyna równeż coraz częścej korzysta z metod punktowych ocenając stan pacjentów. Tablce scorngowe służą m.n. do oceny ryzyka wystąpena zawału czy oceny ryzyka operacj. Carpenter Emery opracowal system określający ryzyko nagłej śmerc nemowlęca. Na ocenę wpływały zmenne take jak: wek matk, lczba 16, 17, 19 A.Janc, M.Kraska, Credt-scorng, nowoczesna metoda oceny kredytowej, Bbloteka Menadżera, Warszawa M. Gruszczynsk, Prognozowane ryzyka kredytowego, Materaly z konferencj naukowej Prognozowane w zarzadzanu frma, Wydawnctwo Akadem Ekonomcznej m.oskara Lange go, Wrocław

9 wcześnejszych cąży, czas drugego stadum rodzena, waga nemowlęca, problemy z karmenem, stan remontu domu pod konec perwszego mesąca po urodzenu. Goldng natomast oparł budowę swojego systemu na 15 zmennych mających charakter raczej epdemologczny (mesąc porodu, nałog matk). 20 Innym zastosowanem scorngu są modele Z-score, ocenające przyszłą wypłacalność klenta. Merzą one ryzyko bankructwa frmy są śwetnym uzupełnenem systemów scorngu stosowanych do oceny zdolnośc kredytowej frm. Jako przykład takego modelu podamy model wykorzystywany przez Bank Francj do oceny prawdopodobeństwa bankructwa małych średnch przedsęborstw. 21 Tabela 2 Przykładowy model Z-score. Postać funkcj: Z= -1,255 R 1 + 2,003 R 2 0,824 R 3 + 5,221 R 4 0,689 R 5 1,164 R 6 + 0,706 R 7 + 1,408 R 8 Oznaczene wskaźnka Defncja wkaźnka Wartość parametrów Wpływ wskaźnka na wartość ndeksu Z R 1 koszty fnansowe / wynk fnansowy brutto -1,255 41,7% R 2 stałe środk fnansowe / majątek trwały brutto 2,003 18,9% + kaptał pracujący R 3 samofnansowane / całkowte zadłużene -0,824 11,8% fnansowe R 4 wynk fnansowy brutto / obrót handlowy 5,221 8,0% R 5 dług handlowy / rachunek zakupu TTC (wraz z -0,689 9,3% podatkam) R 6 stopa wzrostu wartośc dodanej: -1,164 3,7% W Dn -W Dn-1 / W Dn-1 R 7 zapasy na prace beżące na prace przyszłe + 0,706 4,9% należnośc / produkcja R 8 zakup majątku trwałego / wartość dodana 1,408 1,7% Punkt odcęca (cut-off) Z < 0,25 - duże prawdopodobeństwo upadku frmy 0,25 < Z < 1,125 frma o sytuacj nepewnej (przechodz do drugego etapu analzy) Z > 1,125 - małe prawdopodobeństwo upadku frmy Źródło: A.Janc, M.Kraska, Credt-scorng, nowoczesna metoda oceny kredytowej, s 148. Cekawe zastosowane scorngu znalazło mejsce w przemyśle okrętowym. Straż granczna USA, w trosce o bezpeczeństwo ludz środowska naturalnego, używa metody punktowej do oceny statków, które zamerzają wpłynąć do amerykańskch portów. Analzuje sę take zmenne jak warygodność właśccela oraz użytkownka statku (0 albo 5 pkt.), towarzystwa klasyfkacyjnego, któremu statek podlega (0, 5), bandery, pod jaką pływa (0, 7) a także śledz sę hstore statku (0, 1, 5), ocena jego typ (0, 1, 2). Wynkem analzy jest lczba punktów, wg której jednostka zaklasyfkowana zostaje do jednej z czterech grup prorytetu Prorytet I: co najmnej 17 punktów, wejśce do portu może być wstrzymane dopók statek ne zostane przebadany przez straż granczną; 20,21 A.Janc, M.Kraska, Credt-scorng, nowoczesna metoda oceny kredytowej, Bbloteka Menadżera, Warszawa O przynależnośc do danej grupy mogą zadecydować nne, poza punktowe, krytera. 9

10 2. Prorytet II: 7 do 16 punktów, operacje przeładunkowe mogą być wstrzymane dopók statek ne zostane przebadany przez straż granczną; 3. Prorytet III: 4 do 6 punktów, ne ma żadnych ogranczeń dotyczących czynnośc wykonywanych w porce, jednostka prawdopodobne zostane przebadana w porce; 4. Prorytet IV: ponżej 4 punktów, statek o nskm ryzyku, żadnych ogranczeń 23. Z punktu wdzena statystyk jest to bardzo prosty model, ne dyskwalfkuje go to jednak jako cekawego przykładu oceny ryzyka. Podobne systemy są używane równeż przez władze nnych portów na całym śwece 24. IV. Zalety wady Tabela 3. Zalety wady metody scorngowej Zalety wady metody scorngowej Zalety Prostota stosowana Szeroke zastosowane Ogranczene kosztów analzy Skrócene czasu weryfkacj Automatyzacja obektywzm oceny Możlwość wtórnego wykorzystana danych Jednoltość procesu oceny Zmnejszene lczby złych decyzj (kontrola przewdywane) Zwększene wydajnośc pracy Źródło: opracowane własne Wady Szybka dezaktualzacja systemu Mała elastyczność Kosztowne wdrażane Błędy w danych Brak analzy jakoścowej Dyskrymnacja nektórych grup społecznych Problem z doborem kryterów ocen Zbytna ogólnkowość Ogranczena ze strony prawa Problemy ze spełnenem założeń funkcj statystycznych Pommo występujących wad, scorng, dzęk swojej prostoce skutecznośc, jest powszechne stosowanym systemem. Cężko sobe wyobrazć dzałalność bankową pozbawoną metody punktowej. Ważne jest jednak to, że scorng jest obecny także w nnych dzedznach nauk, służy ne tylko do oceny kredytoborców. Ne ulega wątplwośc, że w przyszłośc wykorzystywane przedstawonych metod będze sę zwększać. Różnorodność metodologczna oraz unwersalna funkcjonalność zapewn scorngow popularność wszędze tam, gdze potrzebna jest automatyczna, obektywna ocena obektu, w natłoku rutynowych decyzj. 23 Internet, 24 Por. strona nternetowa Porozumena Paryskego 10

11 Bblografa: 1. Capga M., Zastosowane metody punktowej, Bank, marzec Chmaj D., Analza dyskrymnacyjna na rynku kaptałowym, 3. Fco Credt Scorng, Professonal Fnancal Advsors, Inc., 4. Gruszczynsk M., Prognozowane ryzyka kredytowego, Materaly z konferencj naukowej Prognozowane w zarzadzanu frma, Wydawnctwo Akadem Ekonomcznej m.oskara Lange go, Wrocław Gruszczyńsk M., Scorng logtowy w praktyce bankowej a zagadnene koncydencj, Bank Kredyt, maj Janc A., Kraska M., Credt-Scorng. Nowoczesna metoda oceny kredytowe, Bbloteka Menadżera, Warszawa Kulawk J., Modele scorngowe w kredytowanu rolnctwa USA Kanady, Bank Kredyt, lpec-serpeń Kurylek W., Credt scorng podejśce statystyczne, Bank Kredyt, czerwec Matuszyk A., Przyglądając sę kredytoborcom, Bank, luty Peczkowsk M., Credt scorng przy masowej emsj kart kredytowych, Bank marzec Prokopowcz D., Scorng metodą automatyzacj procedur kredytowych narzędzem ogranczana ryzyka kredytowego banku, Wek XXI, 1/ Sarka P., Zastosowane metod dyskrymnacyjnych w skorngu kredytowym klentów nstytucj fnansowych, Thomas L.C., A Survey of Credt and behavoral scorng; forecastng fnancal psk of lendng to consumers, Unversty of Ednburgh, UK, s

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

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

Analiza rodzajów skutków i krytyczności uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 1629A Analza rodzajów skutków krytycznośc uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 629A Celem analzy krytycznośc jest szeregowane potencjalnych rodzajów uszkodzeń zdentyfkowanych zgodne z zasadam FMEA na podstawe

Bardziej szczegółowo

KURS STATYSTYKA. Lekcja 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

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

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

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

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Badania sondażowe. Braki danych Konstrukcja wag. Agnieszka Zięba. Zakład Badań Marketingowych Instytut Statystyki i Demografii Szkoła Główna Handlowa Badana sondażowe Brak danych Konstrukcja wag Agneszka Zęba Zakład Badań Marketngowych Instytut Statystyk Demograf Szkoła Główna Handlowa 1 Błędy braku odpowedz Całkowty brak odpowedz (UNIT nonresponse)

Bardziej szczegółowo

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

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

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

65120/ / / /200

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Analiza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW

SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW Stefan WÓJTOWICZ, Katarzyna BIERNAT ZAKŁAD METROLOGII I BADAŃ NIENISZCZĄCYCH INSTYTUT ELEKTROTECHNIKI ul. Pożaryskego 8, 04-703 Warszawa tel.

Bardziej szczegółowo

Zadane 1: Wyznacz średne ruchome 3-okresowe z następujących danych obrazujących zużyce energ elektrycznej [kwh] w pewnym zakładze w mesącach styczeń - lpec 1998 r.: 400; 410; 430; 40; 400; 380; 370. Zadane

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

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

W praktyce często zdarza się, że wyniki obu prób możemy traktować jako. wyniki pomiarów na tym samym elemencie populacji np. Wykład 7 Uwaga: W praktyce często zdarza sę, że wynk obu prób możemy traktować jako wynk pomarów na tym samym elemence populacj np. wynk x przed wynk y po operacj dla tego samego osobnka. Należy wówczas

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6

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

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

Metody predykcji analiza regresji

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

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

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

Rozwiązywanie zadań optymalizacji w środowisku programu MATLAB

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

Bardziej szczegółowo

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

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

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

Bardziej szczegółowo

Pattern Classification

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

Bardziej szczegółowo

Statystyka Opisowa 2014 część 2. Katarzyna Lubnauer

Statystyka Opisowa 2014 część 2. Katarzyna Lubnauer Statystyka Opsowa 2014 część 2 Katarzyna Lubnauer Lteratura: 1. Statystyka w Zarządzanu Admr D. Aczel 2. Statystyka Opsowa od Podstaw Ewa Waslewska 3. Statystyka, Lucjan Kowalsk. 4. Statystyka opsowa,

Bardziej szczegółowo

Statystyka Inżynierska

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

Bardziej szczegółowo

Analiza korelacji i regresji

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

Model oceny ryzyka w działalności firmy logistycznej - uwagi metodyczne

Model oceny ryzyka w działalności firmy logistycznej - uwagi metodyczne Magdalena OSIŃSKA Unwersytet Mkołaja Kopernka w Torunu Model oceny ryzyka w dzałalnośc frmy logstycznej - uwag metodyczne WSTĘP Logstyka w cągu ostatnch 2. lat stała sę bardzo rozbudowaną dzedzną dzałalnośc

Bardziej szczegółowo

Analiza danych. Analiza danych wielowymiarowych. Regresja liniowa. Dyskryminacja liniowa. PARA ZMIENNYCH LOSOWYCH

Analiza danych. Analiza danych wielowymiarowych. Regresja liniowa. Dyskryminacja liniowa.   PARA ZMIENNYCH LOSOWYCH Analza danych Analza danych welowymarowych. Regresja lnowa. Dyskrymnacja lnowa. Jakub Wróblewsk jakubw@pjwstk.edu.pl http://zajeca.jakubw.pl/ PARA ZMIENNYCH LOSOWYCH Parę zmennych losowych X, Y możemy

Bardziej 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

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. 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

8. Optymalizacja decyzji inwestycyjnych

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

Bardziej szczegółowo

WikiWS For Business Sharks

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

Bardziej szczegółowo

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

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

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

Bardziej szczegółowo

5. OPTYMALIZACJA GRAFOWO-SIECIOWA

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

Bardziej szczegółowo

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

NORMALiZACJA ZMIENNYCH W SKALI PRZEDZIAŁOWEJ I ILORAZOWEJ W REFERENCYJNYM SYSTEMIE GRANICZNYM

NORMALiZACJA ZMIENNYCH W SKALI PRZEDZIAŁOWEJ I ILORAZOWEJ W REFERENCYJNYM SYSTEMIE GRANICZNYM PRZEGLĄD STATYSTYCZNY R. XLIV - ZESZ\'T 1-1997 DANUTA STRAHL, MAREK WALESIAK NORMALZACJA ZMIENNYCH W SKALI PRZEDZIAŁOWEJ I ILORAZOWEJ W REFERENCYJNYM SYSTEMIE GRANICZNYM l. WPROWADZENIE Przy stosowanu

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

6. ROŻNICE MIĘDZY OBSERWACJAMI STATYSTYCZNYMI RUCHU KOLEJOWEGO A SAMOCHODOWEGO

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

Bardziej szczegółowo

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

POJAZDY SZYNOWE 2/2014

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

Bardziej szczegółowo

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

Portfele zawierające walor pozbawiony ryzyka. Elementy teorii rynku kapitałowego

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

Bardziej szczegółowo

Statystyka Opisowa 2014 część 1. Katarzyna Lubnauer

Statystyka Opisowa 2014 część 1. Katarzyna Lubnauer Statystyka Opsowa 2014 część 1 Katarzyna Lubnauer Lteratura: 1. Statystyka w Zarządzanu Admr D. Aczel 2. Statystyka Opsowa od Podstaw Ewa Waslewska 3. Statystyka, Lucjan Kowalsk. 4. Statystyka opsowa,

Bardziej szczegółowo

Regulamin promocji 14 wiosna

Regulamin promocji 14 wiosna promocja_14_wosna strona 1/5 Regulamn promocj 14 wosna 1. Organzatorem promocj 14 wosna, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa od 01 lutego 2014 do 30

Bardziej szczegółowo

Mikroekonometria 13. Mikołaj Czajkowski Wiktor Budziński

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

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

Zjawiska masowe takie, które mogą wystąpid nieograniczoną ilośd razy. Wyrazów Obcych) Statystyka - nauka zajmująca sę metodam badana przedmotów zjawsk w ch masowych przejawach ch loścową lub jakoścową analzą z punktu wdzena nauk, do której zakresu należą.

Bardziej szczegółowo

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

Statystyka. Zmienne losowe

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

Bardziej szczegółowo

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

KRZYWA BÉZIERA TWORZENIE I WIZUALIZACJA KRZYWYCH PARAMETRYCZNYCH NA PRZYKŁADZIE KRZYWEJ BÉZIERA

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

Bardziej szczegółowo

OKRESOWA EMERYTURA KAPITAŁOWA ZE ŚRODKÓW ZGROMADZONYCH W OFE

OKRESOWA EMERYTURA KAPITAŁOWA ZE ŚRODKÓW ZGROMADZONYCH W OFE OKRESOWA EMERYTURA KAPITAŁOWA ZE ŚRODKÓW ZGROMADZONYCH W OFE Z a k ł a d U b e z p e c z e ń S p o ł e c z n y c h Warunk nabywana prawa do okresowej emerytury kaptałowej ze środków zgromadzonych w otwartym

Bardziej szczegółowo

Przychody Szpitala Powiatowego w Wąbrzeźnie za okres I - X 2011 roku zostały osiągnięte na poziomie 221.566,95 zł, co stanowi 82,29 % planu.

Przychody Szpitala Powiatowego w Wąbrzeźnie za okres I - X 2011 roku zostały osiągnięte na poziomie 221.566,95 zł, co stanowi 82,29 % planu. I Przychody: - Sprawozdane z wykonana planu rzeczowo-fnansowego Szptala Powatowego w Wąbrzeźne za okres I - X 2011 r, Przychody Szptala Powatowego w Wąbrzeźne za okres I - X 2011 roku zostały osągnęte

Bardziej szczegółowo

Hipotezy o istotności oszacowao parametrów zmiennych objaśniających ˆ ) ˆ

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

Bardziej szczegółowo

Zmodyfikowana technika programowania dynamicznego

Zmodyfikowana technika programowania dynamicznego Zmodyfkowana technka programowana dynamcznego Lech Madeysk 1, Zygmunt Mazur 2 Poltechnka Wrocławska, Wydzał Informatyk Zarządzana, Wydzałowy Zakład Informatyk Wybrzeże Wyspańskego 27, 50-370 Wrocław Streszczene.

Bardziej szczegółowo

Analiza regresji modele ekonometryczne

Analiza regresji modele ekonometryczne Analza regresj modele ekonometryczne Klasyczny model regresj lnowej - przypadek jednej zmennej objaśnającej. Rozpatrzmy klasyczne zagadnene zależnośc pomędzy konsumpcją a dochodam. Uważa sę, że: - zależność

Bardziej 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

Nieparametryczne Testy Istotności

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Sprawozdanie Skarbnika Hufca Za okres 24.09.2011-24.11.2013. Wprowadzenie

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

Bardziej szczegółowo

Systemy Ochrony Powietrza Ćwiczenia Laboratoryjne

Systemy Ochrony Powietrza Ćwiczenia Laboratoryjne ś POLITECHNIKA POZNAŃSKA INSTYTUT INŻYNIERII ŚRODOWISKA PROWADZĄCY: mgr nż. Łukasz Amanowcz Systemy Ochrony Powetrza Ćwczena Laboratoryjne 2 TEMAT ĆWICZENIA: Oznaczane lczbowego rozkładu lnowych projekcyjnych

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

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

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

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

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

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

Urządzenia wejścia-wyjścia

Urządzenia wejścia-wyjścia Urządzena wejśca-wyjśca Klasyfkacja urządzeń wejśca-wyjśca. Struktura mechanzmu wejśca-wyjśca (sprzętu oprogramowana). Interakcja jednostk centralnej z urządzenam wejśca-wyjśca: odpytywane, sterowane przerwanam,

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

STATYSTYKA MATEMATYCZNA STATYSTYKA MATEMATYCZNA. Wkład wstępn. Teora prawdopodobeństwa element kombnatork. Zmenne losowe ch rozkład 3. Populacje prób danch, estmacja parametrów 4. Testowane hpotez statstcznch 5. Test parametrczne

Bardziej szczegółowo

Regulamin promocji zimowa piętnastka

Regulamin promocji zimowa piętnastka zmowa pętnastka strona 1/5 Regulamn promocj zmowa pętnastka 1. Organzatorem promocj zmowa pętnastka, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa od 01 grudna

Bardziej szczegółowo

Sztuczne sieci neuronowe. Krzysztof A. Cyran POLITECHNIKA ŚLĄSKA Instytut Informatyki, p. 311

Sztuczne sieci neuronowe. Krzysztof A. Cyran POLITECHNIKA ŚLĄSKA Instytut Informatyki, p. 311 Sztuczne sec neuronowe Krzysztof A. Cyran POLITECHNIKA ŚLĄSKA Instytut Informatyk, p. 311 Wykład 6 PLAN: - Repetto (brevs) - Sec neuronowe z radalnym funkcjam bazowym Repetto W aspekce archtektury: zajmowalśmy

Bardziej szczegółowo

Regulamin promocji upalne lato 2014 2.0

Regulamin promocji upalne lato 2014 2.0 upalne lato 2014 2.0 strona 1/5 Regulamn promocj upalne lato 2014 2.0 1. Organzatorem promocj upalne lato 2014 2.0, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa

Bardziej szczegółowo

Oligopol dynamiczny. Rozpatrzmy model sekwencyjnej konkurencji ilościowej jako gra jednokrotna z pełną i doskonalej informacją

Oligopol dynamiczny. Rozpatrzmy model sekwencyjnej konkurencji ilościowej jako gra jednokrotna z pełną i doskonalej informacją Olgopol dynamczny Rozpatrzmy model sekwencyjnej konkurencj loścowej jako gra jednokrotna z pełną doskonalej nformacją (1934) Dwa okresy: t=0, 1 tzn. frma 2 podejmując decyzję zna decyzję frmy 1 Q=q 1 +q

Bardziej szczegółowo

Proste modele ze złożonym zachowaniem czyli o chaosie

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

Bardziej szczegółowo

Kierownik Katedry i Kliniki: prof. dr hab. Bernard Panaszek, prof. zw. UMW. Recenzja

Kierownik Katedry i Kliniki: prof. dr hab. Bernard Panaszek, prof. zw. UMW. Recenzja KATEDRA KLINIKA CHORÓB WEWNĘTRZNYCHYCH GERIATRII ALERGOLOGU Unwersytet Medyczny m. Pastów Śląskch we Wrocławu 50-367 Wrocław, ul. Cure-Skłodowskej 66 Tel. 71/7842521 Fax 71/7842529 E-mal: bernard.panaszek@umed.wroc.pl

Bardziej szczegółowo

Usługi KPMG oferowane polskim przedsiębiorcom

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

Bardziej szczegółowo

V. TERMODYNAMIKA KLASYCZNA

V. TERMODYNAMIKA KLASYCZNA 46. ERMODYNAMIKA KLASYCZNA. ERMODYNAMIKA KLASYCZNA ermodynamka jako nauka powstała w XIX w. Prawa termodynamk są wynkem obserwacj welu rzeczywstych procesów- są to prawa fenomenologczne modelu rzeczywstośc..

Bardziej szczegółowo

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

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

Bardziej szczegółowo

banków detalicznych Metody oceny efektywnoœci operacyjnej

banków detalicznych Metody oceny efektywnoœci operacyjnej Metody oceny efektywnoœc operacyjnej banków detalcznych Danuta Skora, mgr, doktorantka Wydza³u Nauk Ekonomcznych, Dyrektor Regonu jednego z najwêkszych banków detalcznych Adran Kulczyck, mgr, doktorant

Bardziej szczegółowo

I. Elementy analizy matematycznej

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

Bardziej szczegółowo

Problemy jednoczesnego testowania wielu hipotez statystycznych i ich zastosowania w analizie mikromacierzy DNA

Problemy jednoczesnego testowania wielu hipotez statystycznych i ich zastosowania w analizie mikromacierzy DNA Problemy jednoczesnego testowana welu hpotez statystycznych ch zastosowana w analze mkromacerzy DNA Konrad Furmańczyk Katedra Zastosowań Matematyk SGGW Plan referatu Testowane w analze mkromacerzy DNA

Bardziej szczegółowo