Analiza intensywności uŝytkowania pojazdów (Część II)

Podobne dokumenty
Analiza intensywności uŝytkowania pojazdów (Część I)

KOSZTY NAPRAW A INTENSYWNOŚĆ UŻYTKOWANIA POJAZDÓW

Analiza kosztów napraw samochodów w firmie transportowej

MODYFIKACJA KOSZTOWA ALGORYTMU JOHNSONA DO SZEREGOWANIA ZADAŃ BUDOWLANYCH

Wyznaczenie prędkości pojazdu na podstawie długości śladów hamowania pozostawionych na drodze

A. Cel ćwiczenia. B. Część teoretyczna

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 10

Analiza kosztów eksploatacji pojazdów komunikacji miejskiej na przykładzie Miejskiego Przedsiębiorstwa Komunikacyjnego w Lublinie

WYKORZYSTANIE SZTUCZNYCH SIECI NEURONOWYCH DO ANALIZY WARUNKÓW UśYTKOWANIA POJAZDU ORAZ ROZRUCHU SILNIKA SPALINOWEGO

ZARYS METODY OPISU KSZTAŁTOWANIA SKUTECZNOŚCI W SYSTEMIE EKSPLOATACJI WOJSKOWYCH STATKÓW POWIETRZNYCH

OCENA JAKOŚCI PROCESU LOGISTYCZNEGO PRZEDSIĘBIORSTWA PRZEMYSŁOWEGO METODĄ UOGÓLNIONEGO PARAMETRU CZĘŚĆ II

wolne wolne wolne wolne

Wykorzystanie testu Levene a i testu Browna-Forsythe a w badaniach jednorodności wariancji

Przykład 1 ceny mieszkań

ANALIZA METROLOGICZNA WYNIKÓW BADAŃ NA PRZYKŁADZIE ŁOŻYSK ŚLIZGOWYCH

Analizy wariancji ANOVA (analysis of variance)

KOMUNIKACYJNEGO W LUBLINIE

Testowanie hipotez dla dwóch zmiennych zależnych. Moc testu. Minimalna liczność próby; Regresja prosta; Korelacja Pearsona;

ANALIZA INTENSYWNOŚCI UśYTKOWANIA POJAZDÓW W FIRMIE TRANSPORTOWEJ

Statystyka od podstaw Janina Jóźwiak, Jarosław Podgórski

Logistyka - nauka. Polski sektor TSL w latach Diagnoza stanu

Analiza awaryjności jako składowej kosztów utrzymania pojazdu

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

PDF created with FinePrint pdffactory Pro trial version

Analiza autokorelacji

ZASADY WYZNACZANIA BEZPIECZNYCH ODSTĘPÓW IZOLACYJNYCH WEDŁUG NORMY PN-EN 62305

Egzamin ze statystyki, Studia Licencjackie Stacjonarne. TEMAT C grupa 1 Czerwiec 2007

Jakość płynu hamulcowego a bezpieczeństwo w ruchu drogowym

WYZNACZANIE KOSZTÓW TRANSPORTU Z WYKORZYSTANIEM OCTAVE 3.4.3

X Y 4,0 3,3 8,0 6,8 12,0 11,0 16,0 15,2 20,0 18,9

WSTĘP DO REGRESJI LOGISTYCZNEJ. Dr Wioleta Drobik-Czwarno

Powiatowy Urząd Pracy w Radomiu ul. Księdza Łukasika 3. Zawody deficytowe i nadwyżkowe. Informacja sygnalna za I PÓŁROCZE 2015 ROKU.

Rozdział 8. Regresja. Definiowanie modelu

Prawdopodobieństwo i statystyka

Sterowanie wielkością zamówienia w Excelu - cz. 3

Wielkość dziennego obrotu w tys. zł. (y) Liczba ekspedientek (x) ,5 6,6

Testowanie hipotez statystycznych

Grupowanie sekwencji czasowych

OPTYMALIZACJA PRZEPUSTOWOŚCI SIECI KOMPUTEROWYCH ZA POMOCĄ ALGORYTMÓW GENETYCZNYCH

OBLICZENIE PRZEPŁYWÓW MAKSYMALNYCH ROCZNYCH O OKREŚLONYM PRAWDOPODOBIEŃSTWIE PRZEWYŻSZENIA. z wykorzystaniem programu obliczeniowego Q maxp

Typowe błędy w analizie rynku nieruchomości przy uŝyciu metod statystycznych

ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 760 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR

weryfikacja hipotez dotyczących parametrów populacji (średnia, wariancja)

Współczynnik korelacji. Współczynnik korelacji jest miernikiem zależności między dwiema cechami Oznaczenie: ϱ

Przykład 1. (A. Łomnicki)

[Analysis of safety systems damage in public transport vehicles on the example of trolleybuses the Municipal Transport Company in Lublin] Streszczenie

Szczegółowy program kursu Statystyka z programem Excel (30 godzin lekcyjnych zajęć)

Szczegółowy program kursu Statystyka z programem Excel (30 godzin lekcyjnych zajęć)

Analiza rynku transportu kolejowego oraz drogowego w Polsce

DROGOWEGO W POLSCE W LATACH

Określenie maksymalnego kosztu naprawy pojazdu

Własności statystyczne regresji liniowej. Wykład 4

Ćwiczenie 4 Badanie wpływu asymetrii obciążenia na pracę sieci

OCENA GOTOWOŚCI TECHNICZNEJ AUTOBUSÓW KOMUNIKACJI MIEJSKIEJ NA PRZYKŁADZIE MIEJSKIEGO PRZEDSIĘBIORSTWA KOMUNIKACYJNEGO W LUBLINIE

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

12. Przynależność do grupy przedmiotów: Blok przedmiotów matematycznych

MECHANIZACJA PRAC ŁADUNKOWYCH A NAKŁADY W TRANSPORCIE ROLNICZYM CZ. II - ANALIZA STATYSTYCZNA

STAN INFRASTRUKTURY WODOCIĄGOWEJ W WYBRANYCH MIASTACH DOLINY SANU WATER INFRASTRUCTURE IN THE CHOSEN CITIES IN THE SAN VALLEY

Narzędzia statystyczne i ekonometryczne. Wykład 1. dr Paweł Baranowski

( x) Równanie regresji liniowej ma postać. By obliczyć współczynniki a i b należy posłużyć się następującymi wzorami 1 : Gdzie:

Analiza metod prognozowania kursów akcji

ALGORYTMICZNA I STATYSTYCZNA ANALIZA DANYCH

S YLABUS MODUŁU (PRZEDMIOTU) I nformacje ogólne. Nie dotyczy

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4. Testowanie hipotez Estymacja parametrów

Adam Kirpsza Zastosowanie regresji logistycznej w studiach nad Unią Europejska. Anna Stankiewicz Izabela Słomska

Analiza wariancji - ANOVA

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

Pomiary napięć przemiennych

WSPÓŁCZYNNIK GOTOWOŚCI SYSTEMU LOKOMOTYW SPALINOWYCH SERII SM48

CECHY TECHNICZNO-UŻYTKOWE A WARTOŚĆ WYBRANYCH TECHNICZNYCH ŚRODKÓW PRODUKCJI W ROLNICTWIE

STATYSTYKA MATEMATYCZNA, LISTA 3

ANALiZA WPŁYWU PARAMETRÓW SAMOLOTU NA POZiOM HAŁASU MiERZONEGO WEDŁUG PRZEPiSÓW FAR 36 APPENDiX G

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

LISTA 4. 7.Przy sporządzaniu skali magnetometru dokonano 10 niezależnych pomiarów

Ekonometryczna analiza popytu na wodę

RACHUNEK PRAWDOPODOBIEŃSTWA I STATYSTYKA MATEMATYCZNA

KORELACJE I REGRESJA LINIOWA

Colloquium 3, Grupa A

Statystyka uszkodzeń w elektrowniach zawodowych

Recenzenci: prof. dr hab. Henryk Domański dr hab. Jarosław Górniak

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

METODY STATYSTYCZNE W BIOLOGII

Wykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym

OCENA NIEZAWODNOŚCI EKSPLOATACYJNEJ AUTOBUSÓW KOMUNIKACJI MIEJSKIEJ

Porównanie modeli statystycznych. Monika Wawrzyniak Katarzyna Kociałkowska

Spis treści 3 SPIS TREŚCI

ZAROBKOWY TRANSPORT SAMOCHODOWY ŁADUNKÓW W POLSCE

Zadanie 1 Odp. Zadanie 2 Odp. Zadanie 3 Odp. Zadanie 4 Odp. Zadanie 5 Odp.

12. Przynależność do grupy przedmiotów: Blok przedmiotów matematycznych

Wprowadzenie do analizy korelacji i regresji

Problem przydziału artykułów do lokacji w funkcji minimalizacji kosztów obiektu logistycznego

1 Estymacja przedziałowa

WYKŁAD 8 TESTOWANIE HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH

DRGANIA WŁASNE RAM OBLICZANIE CZĘSTOŚCI KOŁOWYCH DRGAŃ WŁASNYCH

BEZPIECZEŃSTWO RUCHU DROGOWEGO POLSKI, NIEMIEC I CZECH

POLITECHNIKA OPOLSKA

REGRESJA I KORELACJA MODEL REGRESJI LINIOWEJ MODEL REGRESJI WIELORAKIEJ. Analiza regresji i korelacji

Analiza wariancji. dr Janusz Górczyński

Transkrypt:

DROŹDZIEL Paweł 1 KOMSTA Henry 2 KRZYWONOS Lesze 3 Analiza intensywności uŝytowania pojazdów (Część II) Słowa luczowe: transport samochodowy, intensywność uŝytowania, analizy statystyczne Streszczenie Jednym z najwaŝniejszych parametrów procesu esploatacji samochodów jest intensywność ich uŝytowania. Miarę intensywności uŝytowania stanowi liczba ilometrów przejechanych przez pojazd w pewnym oresie czasu (dzień, miesiąc, ro). Intensywność uŝytowania wpływa na zys uzysiwany z usług transportowych, wartość ponoszonych osztów i inne parametry esploatacji samochodu. Analiza danych dotyczących intensywności uŝytowania samochodu jest stosowana do oceny efetywności i innowacyjności danego systemu transportu. W artyule przedstawiono i omówiono wynii analiz statystycznych dotyczących intensywności uŝytowania pojazdów dostawczych Centrum Logistycznego Poczty Poiej w Oddziale Regionalnym w Lublinie. AN ANALYSIS OF THE INTENSITY OF VEHICLE USE (PART II) Abstract One of the most important parameters of vehicle maintenance is intensity of its use. The number of ilometers traveled by a car within a specified period of time (day, month, or year) is expressed by this parameter. The intensity of use affects the costs and the profits from transportation services, and other parameters of car maintenance. The analysis of data associated with the intensity of vehicle use is applied in the evaluation of a given transport system. The paper presents and discusses the results of statistical analyses of data related to the intensity of use of the delivery trucs in the Poczta Poa (Polish Mail) company in Lublin. 1. WSTĘP Przy porównywaniu firm transportowych wyonujących przewozy samochodowe oraz przy ocenie ich innowacyjności stosuje się wiele róŝnorodnych wsaźniów, np. zys z usługi przewozowej, masę przewiezionego ładunu, wysoość osztów osobowych, zuŝycie paliwa oraz oleju smarującego, oszty napraw i obsług itp. Jednym z najwaŝniejszym parametrów wpływających na te wsaźnii jest intensywność uŝytowania pojazdu [1, 3, 6, 8]. Intensywności uŝytowania pojazdu mierzy się liczbą ilometrów przejechanych przez pojazd w ustalonym przedziale czasu (dzień, miesiąc, ro). Od wartości tego parametru zaleŝą równieŝ ogólne wsaźnii charateryzujące system transportu, do tórych naleŝy czas opłacalnego uŝytowania danego samochodu [7, 9]. Niniejsze opracowanie stanowi ontynuację artyułu zaprezentowanego na onferencji LogiTrans 2012 [4]. Przedstawia wynii analizy wariancji i analizy orelacji intensywności uŝytowania w latach 2008-2010 floty pojazdów Centrum Logistycznego Poczty Poiej, na podstawie danych udostępnionych przez Oddział Regionalny w Lublinie. 2. ANALIZA WARIANCJI W części I niniejszego artyułu autorzy analizowali populację sładającą się ze 116 samochodów esploatowanych w lubeim oddziale regionalnym Centrum Logistycznego Poczty Poiej. Pojazdy te wyonywały róŝnorodne zadania przewozowe wyniające z roli Poczty Poiej jao operatora narodowego. Na podstawie wcześniejszych analiz własnych [5] samochody te podzielono na trzy grupy, stosując ryterium pojemności przestrzeni ładunowej. Grupę nr I stanowiły 32 pojazdy osobowe o małej pojemności przestrzeni ładunowej (lasy Citroen Berlingo), ursujące na terenie miasta Lublin i jego najbliŝszych oolic pomiędzy srzynami listowymi oraz odbiorcami przesyłe pocztowych. Grupę nr II stanowiło 60 samochodów dostawczych o średniej pojemności przestrzeni ładunowej (lasy Ford Transit), przewoŝące przesyłi pomiędzy puntami pocztowymi funcjonującymi na terenie miasta Lublin oraz dawnego województwa lubeiego. Do grupy nr III zaliczono 24 pojazdy o duŝej pojemności przestrzeni ładunowej (lasy Iveco Stralis), tóre transportowały przesyłi pocztowe pomiędzy węzłem lubeim a pozostałymi węzłami dystrybucyjnorozdzielczymi Poczty Poiej zloalizowanymi na terenie całego raju. 1 Politechnia Lubea, Wydział Mechaniczny; 20-618 Lublin; ul. Nadbystrzyca 36, Tel./Fax: +48 815-384-263, E-mail: p.drozdziel@pollub.pl 2 Politechnia Lubea, Wydział Mechaniczny; 20-618 Lublin; ul. Nadbystrzyca 36, E-mail: h.omsta@pollub.pl 3 Politechnia Lubea, Wydział Mechaniczny; 20-618 Lublin; ul. Nadbystrzyca 36, E-mail: l.rzywonos@pollub.pl 493

Opisana w niniejszym artyule analiza wariancji dotyczy sprawdzenia czy obserwowane róŝnice w wartościach średnich rocznej intensywności uŝytowania pojazdów dla poszczególnych grup i lat esploatacji są statystycznie istotne. Uprzednio [4] sprawdzono przy uŝyciu testu Shapiro-Wila [2], Ŝe na poziomie istotności testu równym 0,05 nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy o zgodności rozładów empirycznych rocznych intensywności uŝytowania z rozładem normalnym. Teraz sprawdzono taŝe hipotezę o jednorodność wariancji w poszczególnych grupach pojazdów. W tym celu zastosowano test Levene a L [2]. Wynii obliczeń poazuje tabela 1. Tab. 1. Wynii testu Levene a L jednorodności wariancji intensywności uŝytowania pojazdów (czynni grupujący ro esploatacji) Grupa Wartość testu L Wartość p I 6,800 0,125 II 0,684 0,505 III 2,226 0,084 Wynii testów Levene a wyazały, Ŝe na poziomie istotności testu równym 0,05 nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy o równości wariancji intensywności uŝytowania w poszczególnych latach obserwacji dla wyróŝnionych grup pojazdów (p > 0,05 we wszystich przypadach). Spełnienie załoŝeń o zgodności z rozładem normalnym oraz jednorodności wariancji daje moŝliwość stosowanie lasycznej analizy wariancji przy uŝyciu testu Fishera F [2]. Wynii obliczeń poazuje tabela 2. Tab. 2. Wynii testu Fishera F równości średnich intensywności uŝytowania pojazdów (czynni grupujący ro esploatacji) Grupa Wartość testu F Wartość p I 10,816 0,000 II 1,782 0,171 III 2,833 0,065 Wynii obliczeń zaprezentowane w tabeli 2 wsazują, Ŝe na poziomie istotności testu równym 0,05 nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy o równości wartości średnich intensywności uŝytowania w poszczególnych latach esploatacji tylo w przypadu pojazdów grup II i III. W przypadu grupy I moŝna przypuszczać, Ŝe róŝnice pomiędzy wartościami średnimi są statystycznie istotne. Oznacza to, Ŝe w obserwowanym systemie esploatacji zachodziły zmiany. Rys. 1. Sategoryzowany wyres ramowy dla czynnia niezaleŝnego (ro esploatacji) oraz zmiennej zaleŝnej (roczna intensywność uŝytowania pojazdów); a) pojazdy grupy I, b) pojazdy grupy II, c) pojazdy grupy III Na rysunu 1. zaprezentowano sategoryzowany wyres ramowy rocznej intensywności uŝytowania w zaleŝności od rou esploatacji dla wyróŝnionych trzech grup pojazdów, tóry potwierdza opisane wcześniej spostrzeŝenia. 494

3. ANALIZA KORELACJI Przeprowadzono analizę orelacji pomiędzy przebiegiem początowym l s (oreślonym wg stanu liczniów ilometrów pojazdów w styczniu 2008 rou), rocznymi przebiegami l i (i = 2008, 2009, 2010) samochodów w latach 200-2010 oraz przebiegiem ońcowym l (oreślonym wg stanu liczniów ilometrów pojazdów w grudniu 2010 rou). Wartości odpowiednich współczynniów orelacji liniowej przedstawiono w tabeli 2. Tab. 2. Macierze współczynniów orelacji liniowej; a) cała badana populacja, b) pojazdy grupy I, c) pojazdy grupy II, d) pojazdy grupy III a) b) l l 0,172 0,028 0,022 0,857 0,204 0,227 0,257 0,981 0,172 0,847 0,921 0,632 l 0,204 0,740 0,736 0,377 2008 0,028 0,847 0,927 0,517 0,227 0,740 0,734 0,400 0,022 0,921 0,927 0,526 0,257 0,736 0,734 0,402 l 0,857 0,632 0,517 0,526 l 0,981 0,377 0,400 0,402 c) d) l 0,014 0,063,174 0,974 l 0,014 0,775 0,668 0,213 l 0,063 0,775 0,696 0,267 l 0,174 0,668 0,696 0,022 l l 0,974 0,213 0,267 0,022 l s 2008 2009 2010 0,148 0,561 0,573 0,967 0,148 0,073 0,481 0,326 0,561 0,073 0,590 0,408 0,573 0,481 0,590 0,370 l 0,967 0,326 0,408 0,370 Otrzymane wynii wsazują na występowanie silnych zaleŝności pomiędzy przebiegiem początowym l s oraz przebiegiem ońcowym l. Świadczą o tym wartości współczynniów orelacji więsze od 0,8 uzysane na poziomie istotności 0,001. Podobne wartości przyjmują współczynnii orelacji pomiędzy przebiegami l i w olejnych latach esploatacji pojazdów grup I i II. Wynia to z fatu, Ŝe w omawianym oresie samochody wyonywały przejazdy na tych samych trasach i były w tai sam sposób wyorzystywane. Bra taich prawidłowości w grupie III świadczy o wprowadzeniu zmian strategii esploatacji dotyczących przewozów na długich trasach. Rys. 2. Wyres rozrzutu przebiegu początowego l s i przebiegu ońcowego l pojazdów; 1 prosta regresji, 2 przedział ufności dla prognozowanej średniej obserwacji, 3 przedział ufności dla prognozowanej obserwacji; a) badana populacja pojazdów, b) pojazdy grupy nr I, c) pojazdy grupy nr II, d) pojazdy grupy nr III 495

a) b) Rys. 3. Wyres rozrzutu rocznych przebiegów pojazdów grupy II w latach 2008, 2009 i 2010; 1 prosta regresji, 2 przedział ufności dla prognozowanej średniej obserwacji, 3 przedział ufności dla prognozowanej obserwacji; a) ro 2009 a ro 2008, b) ro 2010 a ro 2008 a) b) Rys. 4. Wyres rozrzutu rocznych przebiegów pojazdów grupy II w latach 2008, 2009 i 2010; 1 prosta regresji, 2 przedział ufności dla prognozowanej średniej obserwacji, 3 przedział ufności dla prognozowanej obserwacji; a) ro 2009 a ro 2008, b) ro 2010 a ro 2008 Rys. 2. prezentuje wyresy rozrzutu przebiegu początowego l s i przebiegu ońcowego l oraz prostą regresji (i jej równanie) wraz z 95% przedziałami ufności dla prognozowanej wartości średniej i prognozowanej pojedynczej obserwacji. Rysuni 3 i 4 poazują wyresy rozrzutu rocznych przebiegów l i pojazdów grup I i II, proste regresji oraz 95% przedziały ufności dla prognozowanej wartości średniej i prognozowanej pojedynczej obserwacji. Wyresy te potwierdzają wcześniejsze spostrzeŝenie powtarzalności tras przejazdów analizowanych samochodów. 4. WNIOSKI Z przedstawionych w artyule analiz statystycznych intensywności uŝytowania pojazdów w lubeim oddziale Centrum Logistycznego Poczty Poiej w oresie 2008-2010 wyniają następujące stwierdzenia. 1. Systematyczny spade rocznej intensywności uŝytowania pojazdów wyonujących przewozy w rejonie aglomeracji lubeiej świadczy o zmianach doonujących się na rajowym rynu usług pocztowych (wzroście onurencji), choć częściowo moŝe wyniać równieŝ ze zmian strategii esploatacji samochodów w samym przedsiębiorstwie. 2. Pojazdy Poczty Poiej wyonują przewozy według ściśle opracowanego powtarzalnego w czasie planu przejazdów. Zaobserwowane zmiany w wartościach rocznych intensywności uŝytowania pojazdów świadczą o dostosowywaniu procesu podejmowania decyzji związanych z wytyczaniem tras transportu do zmieniających się warunów zewnętrznych. 496

5. BIBLIOGRAFIA [1] Buová B., Brumerčíová E.: The role of innovation in transport company, LOGI 2010 (Materiały XI onferencji LOGI 2010, Pardubice 19.11.2010), Brno (Czechy), Tribun EU 2010, s. 15 23 (ISBN 978-80-7399-205-7). [2] Dobosz M.: Wspomagana omputerowo statystyczna analiza wyniów badań, Warszawa, Wydawnictwo EXIT 2004. [3] Droździel P., Krzywonos L.: A model of the economic effectiveness of the truc transportation services, Transport Problems, vol. 5 issue 4, Gliwice, Wydawnictwo Politechnii Śląsiej 2010, s. 49 56. [4] Droździel P., Komsta H., Krzywonos L.: Analiza intensywności uŝytowania pojazdów cz. I, Logistya, Poznań, Instytut Logistyi i Magazynowania 2012 (Materiały poonferencyjne LogiTrans 2012). [5] Droździel P., Komsta H., Krzywonos L.: Analiza intensywności uŝytowania pojazdów w firmie transportowej, Logistya, nr 3, Poznań, Instytut Logistyi i Magazynowania 2011. [6] Hlavňa V., Kuuča P., Istení R., Labuda R., Liščá Š.: Dopravný prostriedo jeho motor, Žilina (Słowacja), EDIS- Žilina University publisher, 2000. [7] Mendy E.: Eonomia transportu, Poznań, Wyd. WSL. 2009. [8] Rydzyowsi W., Wojewódza-Król K.: Transport, Warszawa, PWN 2009. [9] Smalo Z.: Podstawy esploatacji technicznej pojazdów, Warszawa, Wyd. Politechnii Warszawsiej 1998. 497