04 (135)

uh 3. Pr.»*!>•/»«ittir na paditialr klamfi

uh 3. Pr.»*!>•/»«ittir na paditialr klamfi

3.27	Odp
a
b
c
3.28	Odp
a
b
c
3.29	Odp.
ii
b
c

3JO	twp
a
b
c

Nil pidstawie danych kwartalnych piodiikc|i cementu <w ty*. tu w Polsce z lat 1993-1996 oszacowano liniowy model tra postaci: i,=2X4732 + 25.9 i ora/ wyznaczono wskaźniki »c/or ■Ilu kwartałów: pierwszy 66*. drugi 129*. c/warty 84*1-. podstaw ie lego modelu można wnioskować, że:

a)    progno/a produkcji cementu na trzeci kwarta) 1997 r. wyi 4010.9402 |tys. toni.

b)    prognoza produkcji cementu na trzeci kwartał 1997 r. wyn 3339.6200 |tys. ton],

c)    prognozy nie można wyznaczyć, ponieważ nie jest znany ws sezonowości dla trzeciego kwartału.

Dzienny stan magazynowy luucrek (w xzt.) w pewnym skli w maju 1999 r. można upicać funkcja trendu postaci: y, = 2<)0-i, = 05. Na podstawie tych informacji można stwierdzić. I

a)    z dnia na dzień stan magazynowy lusterek wzrasta! przcc* o 200 («L).

b)    z dnia na dzień stan magazynowy lusterek mała! prz O 2 (ULI.

c> teoretyczny stan magazynowy lusterek 30 kwietnia 1999 wynosi! 200 [sa.].

Trend liniowy zużycia środków do prania (w kg/osobcl w ko lalach od 1994 do 1998 ma postać: £ = 5.4 + 0.81. J»^,=94*.

Na podstaw ie tych informacji można stwierdzić, ze: a> znucnnotść zużycia środków do prania nic została wyjaśniona w i

b)    prognoza zużycia środków do piania na 1999 r. wyn

6.2 Ikg/sisobcl.

c)    przeciętna różnica miedzy rzeczywistymi wartościami zuż środków do prania a teoretycznymi wynosi 0.37*..

Badano liczbę abonentów telefonii przewodowej na 1000 lu w Polsce w latach 1987 1996. W tym celu oszacowano następuj) funkcje trendu: ll) patubohe/ną £*77.57 - 2.78/ + I.l8r <»,« Ij W,»0.015; _ę>^!-0.002>. (2) logarytmiczny Inj¹,=4.I4 + 0.<1 (7, *0,055; V,=0.012; p^J=0.033). Czy:

a)    badane zjawisko lepiej opisuje model 11) niż. (2),

b)    model (2> można zapisać w postaci:

c)    model (2) można zapisać w postaci (po zaokrągleniu do 3 mii po przecinku I: £ = 62,803 ■ 1.096'.

<)<l|> Produkcję wolny nicpnincj (w kg/osobę) w Polsce w lutach

._ 0281

1990-1998 opisuje równanie ireixlu postaci. j¹,-• 0.009+•—-—

(*,■0.01.    V', = O.II. p^ł»-0.016). Wiadomo ponadto, że

, [ 0.26299 -0.483181 „    .    .    .

'^{XX>, =} U.483I8    wnl-""*’⁰*™"

ul prognoza na 1999 f. wynosi 2.819 [kg/osobcl.

h) ocena et anlt średniego błędu predykcji prognozy na 1999 r. wynosi 0.0109 (po zaokrągleniu do 4 miejsc po przecinku).

c> ocena tx antę względnego blcdu predykcji prognozy na 1999 r. wynosi 0.2930 (po zaokrągleniu do 4 miejsc po przecinku).

'(kip.

<W_P

W lalach 1996-2000 produkcja (w inki /I) w pewnym pcredócbiurslwic została opisana równaniem trendu postaci: j),=20,4483-1,1088'

(rj-0,0028). Wiadomo ponadto, te (X X) ' = [_^'    Nu tej

podstawie:

u) prognoza na 2002 r. wynosi 3.0694 (min zl|.

h) ocena ex antę względnego błędu predykcji prognozy na 2002 r. wynosi 0,0288 |mln zl( (po zaokuiglcniu do 4 miejsc po przecinku).

c) ocena ex antę względnego błędu predykcji prognozy na 2002 f. wynosi 0.0885 (min zJJ (po zaokrągleniu do 4 miejsc po przecinku).

Liczbę samochodów zarejestrowanych na 100 osób w Polsce w lalach 1992-1996 opisuje równanie trendu postaci: >’,= 15.75 +0.97r (s₍-0,4,

V, = 0.1. ,V=0.013). Wiadomo ponadto. Ze (X^,X) ^,-|J_|'‘ "JJ],

Siad wynika. Ze nu poziomic istotności a=0.01 (r_0Bi .,-5.841):

a)    istotny jest tylko wymz wolny oszacowanej funkcji trendu.

b)    oba parametry' funkcji trendu sq istotne.

c)    oba parametry funkcji trendu nie n istotne.