FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Fola Pomer. Unv. Technol. Stetn. 2013, Oeconomca 301 (71), 7 16 Iwona Bą, Beata Szczecńsa OCENA SYTUACJI FINANSOWEJ SPÓŁEK SEKTORA SPOŻYWCZEGO Z WYKORZYSTANIEM WIELOWYMIAROWEJ ANALIZY KORESPONDENCJI EVALUATION OF FINANCIAL SITUATION OF THE FOOD COMPANIES USING MULTIPLE CORRESPONDENCE ANALYSIS Katedra Zastosowań Matematy w Eonom, Katedra Analzy Systemowej Fnansów, Zachodnopomors Unwersytet Technologczny w Szczecne, ul. K. Jancego 31, 71-270 Szczecn e-mal: wona.ba@zut.edu.pl, beata.szczecnsa@zut.edu.pl Summary. The purpose of ths artcle s to determne whch of food companes dffer n plus or n mnus from the average level of the selected varables descrbng ther fnancal stuaton and what are the relatons between companes n terms of the tested varables. The studed communty conssted of 19 Polsh food sector companes lsted on the Stoc Exchange n Warsaw n 2012. Data to assess the fnancal stuaton came from the basc fnancal reports. A prelmnary lst of dagnostc varables were fnancal ratos calculated for each of the analyzed companes. The study used correspondence analyss based on a complex array tags. Słowa luczowe: setor spożywczy, sytuacja fnansowa, welowymarowa analza orespondencj, złożona macerz znacznów. Key words: food sector, fnancal stuaton, multple correspondence analyss, ndcator matrx. WSTĘP Funcjonowane wszystch podmotów gospodarczych wymaga oresowej analzy, tórej wyn z jednej strony mają ocenć realzację dotychczasowych zamerzeń, a z drugej stać sę podstawą oreślena erunów sposobów dosonalena dzałalnośc. Ułatwenem w procese podejmowana decyzj zarówno dla zarządzających, ja nwestorów jest możlwość porównana sytuacj fnansowej przedsęborstw z nnym, pochodzącym z tego samego setora gospodar. Każde przedsęborstwo, bez względu na to w jam setorze gospodar funcjonuje, chce osągnąć suces rynowy. O jego sucese rynowym można mówć wtedy, gdy osąga ono lepsze nż przecętne wyn w danym setorze, a przejawa sę to w postac dużo węszego zysu znacznego udzału w rynu. Warunem rynowego sucesu jest osągnęce przewag onurencyjnej w stosunu do dzałających na rynu onurentów 1. Konurencyjność przedsęborstwa na rynu jest efetem synergcznego oddzaływana welu czynnów wewnętrznych twących w przedsęborstwe oraz mechanzmów uwarunowań zewnętrznych stnejących w otoczenu. Można ją rozumeć jao zdolność do rozwoju, osągana orzyśc zysów oraz budowana przewag onurencyjnej (Dobegała-Korona, Kasewcz 2000). 1 Por. (Repetows 2010).
8 I. Bą, B. Szczecńsa Celem badana jest wsazane, tóre spół setora spożywczego notowane na GWP w Warszawe odbegają n plus lub n mnus od przecętnego pozomu wybranych zmennych charateryzujących ch sytuację fnansową oraz jae są powązana pomędzy spółam z puntu wdzena badanych zmennych. W badanu wyorzystano analzę orespondencj na podstawe zbudowanej złożonej macerzy znacznów. CHARAKTERYSTYKA MATERIAŁU BADAWCZEGO Badaną zborowość stanowło 19 polsch spółe setora spożywczego notowanych na Gełdze Paperów Wartoścowych w Warszawe w 2012 rou 2. Dane do oceny sytuacj fnansowej pochodzły z podstawowych doumentów fnansowych spółe. Sprawozdana fnansowe zawerają bogatą treść eonomczną, tórej pełne poznane wyorzystane w procese zarządzana wymaga różnoerunowych powązań przeształceń danych lczbowych. Prowadz to do oblczena odpowednch wsaźnów oraz ch oceny porównawczej (główne w czase w przestrzen) ewentualne dalszej analzy przyczynowej. Wele wsaźnów jest opartych na podobnych sładnach oraz charateryzuje ten sam obszar zjaws eonomczno-fnansowych. O wartośc analzy decydują wsaźn o dużej pojemnośc nformacyjnej dlatego dąży sę do ogranczana ch lczby odpowednego grupowana (Bednars 2007, Wędz 2009). Najczęścej wyróżna sę następujące grupy wsaźnów: płynnośc, wspomagana fnansowego, obrotowośc (sprawnośc), rentownośc. Ze względu na formę organzacyjno-prawną badanych przedsęborstw (spóła acyjna) oraz rodzaj prowadzonej dzałalnośc (setor spożywczy) do analzy wybrano dwanaśce wsaźnów fnansowych, tóre stanowły wstępną lstę zmennych dagnostycznych: X 1 wsaźn ogólnego zadłużena (relacja ogółu zobowązań do całośc majątu), X 2 wsaźn rentownośc sprzedaży netto ROS (relacja wynu fnansowego netto do przychodów ze sprzedaży), X 3 wsaźn rentownośc majątu ROA (relacja wynu fnansowego netto do majątu ogółem), X 4 wsaźn rentownośc aptału własnego ROE (relacja wynu fnansowego netto do aptału własnego), X 5 wsaźn zysownośc na jedną ację EPS (relacja wynu fnansowego netto do lczby acj), X 6 wsaźn obrotowośc majątu (relacja przychodów ze sprzedaży do przecętnego stanu zaangażowanych sładnów majątowych), X 7 wsaźn płynnośc beżącej (relacja majątu obrotowego do zobowązań rótotermnowych), X 8 wsaźn udzału aptałów własnych w fnansowanu majątu (relacja aptału własnego do całośc atywów), X 9 wsaźn relacj zobowązań do aptałów własnych, X 10 wsaźn relacj zobowązań do aptału acyjnego, X 11 wsaźn relacj zobowązań długotermnowych do aptału acyjnego, 2 W badanu ne uwzględnono ośmu spółe zagrancznych (główne zza wschodnej grancy), tóre w 2012 rou taże były notowane na GPW w Warszawe.
Ocena sytuacj fnansowej spółe... 9 X 12 wsaźn relacj zobowązań długotermnowych do ogółu zobowązań. Badając podobeństwo zmennych za pomocą współczynnów orelacj, zauważono występowane bardzo slnej zależnośc mędzy netórym wsaźnam. W zwązu z tym do ostatecznego doboru zmennych dagnostycznych zastosowano dodatowo podejśce formalne metodę parametryczną zaproponowaną przez Hellwga (Nowa 1990). Puntem wyjśca w tej metodze jest macerz R współczynnów orelacj mędzy potencjalnym zmennym dagnostycznym. Dla ażdego wersza tej macerzy wyznaczono sumę wartośc bezwzględnej współczynnów orelacj. Najwęsza suma dotyczyła wersza odpowadającego zmennej X 8 dlatego została ona uznana za perwszą zmenną centralną. Zmennym sateltarnym w stosunu do tej zmennej są: X 1, X 2, X 6, X 7, X 9, dla tórych współczynn orelacj ze zmenną X 8 są ne mnejsze co do modułu nż 0,5. Sreślając odpowedne wersze olumny, zmenne te elmnuje sę z dalszych rozważań otrzymuje sę zreduowaną macerz orelacj R. Powyższe postępowane powtórzono jeszcze dwa razy, otrzymując dalsze supena oraz ostateczną zreduowaną macerz orelacj zmennych zolowanych (tab. 1). W badanu jao zmenne dagnostyczne ostateczne przyjęto trzy zmenne centralne: X 8, X 4 X 10 oraz podane w tabel 1 zmenne zolowane. W ten sposób do dalszej analzy zalasyfowano następujące zmenne: X 4, X 5, X 8, X 10, X 12. W zborze zmennych dagnostycznych znajdują sę wsaźn, tórych węsze wartośc śwadczą o lepszej sytuacj fnansowej badanych spółe (stymulanty), oraz tae, tórych pożądany jest ch nższy pozom (destymulanty). Do zboru destymulant zalczono wsaźn relacj zobowązań do aptału acyjnego (X 10 ) wsaźn relacj zobowązań długotermnowych do ogółu zobowązań (X 12 ). PRZYGOTOWANIE DANYCH WEJŚCIOWYCH DO ANALIZY KORESPONDENCJI Analzę orespondencj rozpoczęto od zbudowana złożonej macerzy znacznów (Metody statystycznej 2004; Stanmr 2005). W macerzy tej lczba werszy była równa lczbe badanych jednoste (spółe), natomast lczba olumn odpowadała podwojonej lczbe zmennych. Taa lczba olumn wynała z stoty macerzy znacznów, w tórej elementy przyjmują wyłączne wartośc 1 0. Dlatego też ażdą ze zmennych zamenono na zmenną zerojedynową według następującej zasady: Tabela 1. Zreduowana macerz współczynnów orelacj mędzy zmennym zolowanym Zmenne X 5 X 12 X 5 1,0000 0,3214 X 12 0,3214 1,0000 Źródło: oblczena własne. dla symulant: dla destymulant: xs xd 1 = 0 1 = 0 gdy gdy gdy gdy x x x x Me < Me Me > Me Przyjęce medany (Me) jao wartośc grancznej wynało z typu rozładów badanych zmennych (Wawrzyna 2000), tóre w węszośc charateryzowały sę bardzo dużym zróżncowanem slną asymetrą (tab. 2).
10 I. Bą, B. Szczecńsa Tabela 2. Podstawowe statysty opsowe charateryzujące rozład badanych zmennych Zmenne Średna Medana Współczynn zmennośc Mara asymetr X 4 0,289 0,030 475,095 3,932 X 5 3,942 0,211 307,034 2,880 X 8 0,525 0,530 40,777 0,182 X 10 17,001 7,114 122,416 1,509 X 12 0,232 0,209 79,629 1,925 Źródło: oblczena własne. W tabel 3 przedstawono nepełną złożoną macerz znacznów. W macerzy tej dla ażdej jednost (spół) ujęto tylo warant badanej zmennej oznaczony symbolem X p ( = 1, 2,, 11). Warant X n pomnęto, gdyż jest on przecweństwem warantu X p jeżel dla danej spół X p = 1, to X n = 0 ( odwrotne). Tabela 3. Nepełna złożona macerz znacznów Spóła Srót nazwy spół X 4p X 5p X 8p X 10p X 12p Ambra AM 1 1 1 1 0 Colan CO 1 1 1 0 0 Duda DU 0 0 0 1 0 Graal GR 1 1 1 1 1 Indypol ID 0 0 0 0 0 Kofola KO 0 1 1 1 0 Kruszwca KR 0 1 1 1 1 Maaronpol MA 1 1 0 1 1 Meszo MS 0 0 0 1 0 Mspol MI 0 0 0 0 1 Otmuchów ZPC OT 1 1 1 0 0 Pamapol PA 0 0 1 1 1 PBS Fnanse PB 0 0 1 1 1 Pepees PE 1 0 1 0 0 Seo SE 1 1 0 0 1 Wawel WA 1 1 1 0 1 Wlbo WI 0 0 0 1 1 ZM Henry Kana HK 1 0 0 0 0 Żywec ZY 1 1 0 0 1 Źródło: oblczena własne. METODA BADANIA Analza orespondencj jest metodą zalczaną do grupy metod statystycznej analzy welowymarowej. Metoda ta jest stosowana wówczas, gdy badane zmenne merzone są na sal nomnalnej charateryzują sę współwystępowanem, czyl w zborze badanych zmennych ne można wyróżnć w sposób jednoznaczny zmennej zależnej (Metody statystycznej 2004). Puntem wyjśca w welowymarowej analze orespondencj jest odpowedne przygotowane zboru danych wejścowych. Lczebnośc przyporządowane warantom (ategorom) zmennych można zapsać w postac: złożonej macerzy znacznów, macerzy Burta, welowymarowej tablcy ontyngencj łącznej tablcy ontyngencj. W artyule zastosowano welowymarową analzę orespondencj z wyorzystanem złożonej macerzy znacznów. Procedura postępowana realzowana była w następujących etapach (Greenacre 1984, Stanmr 2005): 1. przygotowane złożonej macerzy znacznów (tab. 3), 2. wyznaczene wymaru rzeczywstej przestrzen współwystępowana na podstawe wzoru:
gdze: Ocena sytuacj fnansowej spółe... 11 K = Q q= 1 J q lczba ategor zmennej q (q = 1, 2,, Q), Q lczba zmennych; ( 1) (1) J q 3. sprawdzene, w jam stopnu wartośc własne (nercje główne) przestrzen o nższym wymarze wyjaśnają nercję całowtą (λ) 3 ; w tym celu zastosowano ryterum Greenacre a, według tórego za stotne dla badana uznaje sę nercje główne węsze nż odwrotność lczby analzowanych zmennych ( Q 1 ); 4. podwyższene jaośc odwzorowana w przestrzen dwuwymarowej poprzez modyfację wartośc własnych według propozycj Greenacre a: gdze: Q lczba analzowanych zmennych, λ wartość własna ( = 1, 2,, K); B, 2 2 ~ Q 1 λ = λ B, (2) Q 1 Q 5. grafczna prezentacja wynów analzy orespondencj w przestrzen dwuwymarowej z uwzględnenem modyfacj wartośc własnych. Nowe wartośc współrzędnych zostały wyznaczone z wyorzystanem wzoru: gdze: ~ 1 ~ * F = F Γ Λ (3) F ~ macerz zmodyfowanych wartośc współrzędnych dla ategor badanych zmennych o wymarze K, * F macerz perwotnych wartośc współrzędnych dla ategor badanych zmennych o wymarze K, 1 Γ dagonalna macerz odwrotna wartośc osoblwych (γ ) o wymarze, γ -ta wartość osoblwa będąca perwastem wadratowym z -tej wartośc własnej (λ ), Λ ~ dagonalna macerz zmodyfowanych wartośc własnych o wymarze, K wymar rzeczywstej przestrzen współwystępowana. WYNIKI BADAŃ I DYSKUSJA Analzę orespondencj przeprowadzono według etapów omówonych w poprzednm rozdzale 4. W zborze analzowanych zmennych, oprócz pęcu zmennych zero-jedynowych, uwzględnono zmenną: spół, tóra mała 19 warantów. W zwązu z tym wymar rzeczywstej przestrzen współwystępowana wynósł 23 wzór (1). Następne sprawdzono, w jam stopnu wartośc własne przestrzen o nższym wymarze wyjaśnają nercję całowtą (λ = 3,8339). Zgodne z ryterum Greenacre a za stotne dla 3 Inercja całowta jest sumą K wartośc własnych, gdze K jest wymarem rzeczywstej przestrzen współwystępowana. 4 Do oblczeń grafcznej prezentacj wynów wyorzystano moduł Analza orespondencj oprogramowany w paece Statstca 9,0.
12 I. Bą, B. Szczecńsa 1 1 badana uznano nercje główne węsze nż = = 0, 1667. Z tabel 4 wyna, że są to nercje Q 6 dla K przyjmującego wartośc do 6 włączne 5. Dla tych wymarów przeanalzowano wartośc merna τ 6 oazało sę, że stopeń wyjaśnena nercj w przestrzen dwuwymarowej wynos 22,5449%. W celu podwyższena jaośc odwzorowana w przestrzen dwuwymarowej przeprowadzono modyfację wartośc własnych według wzoru (2). Perwotne zmodyfowane wartośc własne wraz ze stopnem wyjaśnana nercj całowtej podano w tabel 4. Tabela 4. Wartośc osoblwe oraz wartośc własne wraz ze stopnem wyjaśnena nercj całowtej w wersj perwotnej zmodyfowanej K Wartośc osoblwe γ Wartośc własne λ Procent bezwładnośc λ / λ Procent sumulowany τ Wartośc własne λ ~ Procent bezwładnośc ~ ~ λ / λ Procent sumulowany ~ τ 1 0,6899 0,4760 12,4160 12,4160 0,3943 0,3004 0,3004 2 0,6232 0,3883 10,1289 22,5449 0,3001 0,2286 0,5290 3 0,5807 0,3372 8,7956 31,3405 0,2468 0,1881 0,7170 4 0,5035 0,2535 6,6120 37,9524 0,1634 0,1244 0,8415 5 0,4600 0,2116 5,5195 43,4720 0,1239 0,0944 0,9359 6 0,4084 0,1668 4,3512 47,8232 0,0842 0,0641 1,0000 ~ λ = 1,3127 Źródło: oblczena własne na podstawe tabel 3. W wynu przeprowadzonej modyfacj wyraźne zwęszył sę stopeń wyjaśnena nercj całowtej. Dwe perwsze wartośc własne stanową 52,90% zmodyfowanej nercj całowtej. Dlatego w grafcznej prezentacj wynów welowymarowej analzy orespondencj w przestrzen dwuwymarowej uwzględnono modyfację wartośc własnych (rys. 1). Nowe wartośc współrzędnych w przestrzen dwuwymarowej dla ategor zmennych zostały wyznaczone na podstawe wzoru (3). Symbol p przy poszczególnych ategorach zmennych oznacza pozytywny pozom, natomast symbol n pozom negatywny. Interpretując rozrzut puntów na rysunu 1 uwzględnono następujące elementy: położene puntu wobec centrum rzutowana (począte uładu współrzędnych), położene puntu względem nnych puntów oreślających ategore należące do tej samej zmennej, położene puntu względem puntu opsującego ategore nnej zmennej (Stanmr 2005). Na tej podstawe stwerdzono, że newele ategor zmennych znajduje sę blso początu uładu współrzędnych, przy czym najdalej od centrum rzutowana rozmeszczone są punty obrazujące węszość spółe. Ta uład puntów śwadczy o występowanu zależnośc pomędzy ategoram. Na uwagę zasługuje fat, że punty charateryzujące ategore należące do tej samej zmennej położone są po przecwnych stronach os, co śwadczy o tym, że ch profle ne są do sebe podobne, co jest onsewencją zastosowanej w badanu złożonej macerzy znacznów, w tórej wyorzystuje sę zmenne zero-jedynowe. W wynu zastąpena wartośc rzeczywstych wartoścam 0 1 netóre spół uzysały ta sam uład zmennych zero-jedynowych (np. Colan Otmuchów lub Meszo Duda) dlatego na rysunu odpowadał m ten sam punt. 5 W tabel 4 pomnęto wyn dla K > 6, gdyż dla tych wymarów nercje główne były ne wyższe nż 0,1667, a węc te wymary były nestotne w badanu. 6 Mern ten oreśla udzał nercj wybranego wymaru (λ ) w nercj całowtej (λ).
Ocena sytuacj fnansowej spółe... 13 1,5 Grupa IV Grupa I Wymar 2; wartość własna 0,3001 (52,90% zmodyfowanej nercj) 1 0,5 X10p X8p AM MA X12p X4n WI X5p WA 0-1,5-1 -0,5 0 0,5 1 1,5 X4p MS DU X5n X12n CO OT X8n -0,5 X10n SE ZY MI PE Grupa III PA PB ID KR KO -1 HK GR Grupa II Rys. 1. Prezentacja wynów analzy orespondencj wszystch ategor zmennych z uwzględnenem modyfacj wartośc własnych Źródło: opracowane własne. Z uwag na cel badana stotne jest wyazane powązań pomędzy spółam a warantam badanych zmennych. Ocenając sytuację fnansową spółe setora spożywczego, uwzględnono tylo te ategore zmennych, tóre znalazły sę w tej samej ćwartce uładu współrzędnych wsazują na stotne odchylena wartośc tych zmennych n plus n mnus od przecętnej w badanym setorze. Bra w danej ćwartce (segmence) nnych zmennych oznacza, że ch pozom ne odbegał w sposób stotny od przecętnej. Wyn segmentacj spółe przedstawono w tabel 5. -1,5 Wymar 1; wartość własna 0,3943 (30,04% zmodyfowanej nercj) Tabela 5. Charaterystya sytuacj fnansowej spółe setora spożywczego w 2012 rou Grupa Spół Charaterystya sytuacj fnansowej I II III IV Graal, Ambra, Maaronpol, Wawel Colan, Otmuchów, Seo, Żywec, Pepees, Henry Kana Indypol, Mspol, Duda, Meszo Wlbo, Kofola, Kruszwca, Pamapol, PBS Fnanse spół z tej lasy można ocenć pozytywne pod względem pozomu wsaźna zysownośc na jedną ację (EPS) oraz udzału aptałów własnych w fnansowanu majątu w tej lase rentowność aptału własnego (ROE) odchylała sę n plus od przecętnej w spółach, natomast relacje zobowązań całowtych do aptału acyjnego oraz zobowązań długotermnowych do ogółu zobowązań ształtowały sę ponżej przecętnej w badanym setorze spół z tej lasy można ocenć negatywne pod względem pozomu wsaźna zysownośc na jedną ację (EPS) oraz udzału aptałów własnych w fnansowanu majątu w tej lase rentowność aptału własnego (ROE) odchylała sę n mnus od przecętnej w spółach, natomast relacje zobowązań całowtych do aptału acyjnego oraz zobowązań długotermnowych do ogółu zobowązań ształtowały sę powyżej przecętnej w badanym setorze Źródło: opracowane własne na podstawe rysunu 1.
14 I. Bą, B. Szczecńsa PODSUMOWANIE Na podstawe przeprowadzonych badań sformułowano dagnozę dotyczącą sytuacj fnansowej spółe setora spożywczego. Wyodrębnono cztery grupy (segmenty) spółe, tóre różną sę mędzy sobą pozomem netórych zmennych: Grupa I obejmuje cztery analzowane spół acyjne (21,1% badanej zborowośc), tóre charateryzowały sę wyższym nż przecętny pozom w badanym setorze dwóch wsaźnów, co wsazuje na ch dobrą sytuację fnansową. W sład grupy II weszło aż sześć przedsęborstw (najlcznejsza grupa), co stanowło 31,5% ocenanego setora ze względu na otrzymane wyn badań można uznać, że ch sytuacja fnansowa w 2012 rou była neco gorsza nż grupy I, ze względu na wyższy nż przecętny w setorze udzał zobowązań w fnansowanu majątu, co zwęszyło ch ryzyo fnansowe (chocaż zarządzający prawdopodobne wyorzystal w tym przypadu dodatn efet dźwgn fnansowej, tóry polega na tym, że zwęszene udzału aptałów obcych w fnansowanu frmy powoduje, w oreślonych warunach, wzrost rentownośc aptału własnego). Grupa III, obejmująca cztery spół acyjne setora spożywczego, jest przecweństwem grupy I, dlatego zarządzający pownn starać sę poprawć ch sytuację fnansową w latach następnych. Grupę IV stanowło 26,3% badanej zborowośc (pęć spółe), tóre ne uzysały dodatnego efetu dźwgn fnansowej. Przy ocene spółe pod względem ch sytuacj fnansowej dodatowo zwrócono uwagę na rozrzut puntów (spółe) na rysunu 1. Na uwagę zasługują spół znajdujące sę w tej samej grupe, ale jednocześne znaczne oddalone od sebe centrum rzutowana (początu uładu współrzędnych). Przyładowo w grupe IV spóła Wlbo, w porównanu z Kruszwcą S.A., znaczne różnła sę pod względem rentownośc oraz sposobu fnansowana majątu. Wlbo S.A. w 2012 rou była nerentowna w przecweństwe do Kruszwcy. Ponadto dysponowała ona zdecydowane nższą (o 50%) relacją zobowązań do aptału acyjnego. W grupe drugej spóła ZM Henry Kana wyraźne odbegała od pozostałych spółe z tej grupy (szczególne od spółe Otmuchów Colan) pod względem wsaźna zysownośc na jedną ację oraz strutury fnansowana majątu. Oazuje sę, że jednoznaczna ocena sytuacj fnansowej spółe ne jest łatwym zadanem w dużej merze może być uzależnona od zaproponowanego na wstępe badana zboru wsaźnów fnansowych prawdopodobne zastosowanej metody 7. Ponadto zastosowane procedury formalnostatystycznej wyboru zmennych znacząco zmnejsza perwotny zbór zmennych dagnostycznych, a to z ole ograncza możlwośc nterpretacyjne otrzymanych wynów dotyczących badanego zjawsa. Wyn analzy fnansowej oraz zaproponowana w artyule metoda ontynuowane w następnych latach mogą być podstawą do podejmowana decyzj przez różne grupy nteresaruszy zarówno wewnętrznych (zarząd, erownctwo, pracowncy), ja zewnętrznych (właśccele, dawcy aptału, władze państwowe nn). 7 Do wydzelena grup typologcznych podobnych pod względem badanego zjawsa można wyorzystać wele nnych metod, np. salowane welowymarowe lub tasonomczne mern rozwoju.
Ocena sytuacj fnansowej spółe... 15 PIŚMIENNICTWO Bednars L. 2007. Analza fnansowa w przedsęborstwe, Warszawa, PWE, 76 120. Dobegała-Korona B. Kasewcz S. 2000. Metody oceny onurencyjnośc przedsęborstw, w: Uwarunowana onurencyjnośc przedsęborstw w Polsce, Red. K. Kucńs Materały Prace IFGN, t. LXXIX, Ofcyna Wydaw. Warszawa, SGH, 89. Greenacre M. 1984. Theory and Applcatons of Correspondence Analyss, Londyn, Academc Press, 137. Metody statystycznej analzy welowymarowej w badanach maretngowych. 2004. Red. Gatnar E., Walesa M., Wrocław, Wydaw. AE we Wrocławu, 299 300. Nowa E. 1990. Metody tasonomczne w lasyfacj obetów społeczno-gospodarczych, Warszawa, PWE, 28 29. Repetows R. 2010. Konurencyjność przedsęborstw w dobe globalnego ryzysu fnansowego, w: Przedsęborczość w warunach ntegracj europejsej, Przedsęborczość-Eduacja, Vol. 6, Warszawa-Kraów, Wydaw. Nowa Era, 92. Stanmr A. 2005. Analza orespondencj jao narzędze do badana zjaws eonomcznych, Wrocław, Wydaw. AE we Wrocławu, 42 44, 76 77. Wawrzyna K. 2000. Klasyczne pozycyjne parametry strutury jao normy w procese oceny dzałalnośc przedsęborstw. Zesz. Nau. US nr 269, Szczecn, Wydaw. US w Szczecne, 269 282. Wędz D. 2009. Analza wsaźnowa sprawozdana fnansowego. T. 2, Wsaźn fnansowe, Kraów, Wolters Kluwer Polsa Sp. z o.o., 41 42.