Test I

' 7

/ hOfvY\- (2x^'^ycpt:

Sm 2005

(1} ^ badaniu zadłużenia bankowego (na próbie ieaw^ /4-4 daśychfirtn prywootyeti) stwierdzono, ie kcńcówM (w miliómdtńotyzfi) 99-proeeataweg® przedzśata ufeoici dla, warrald saatóWanfi} zadłużania wynoszą-. 2,4 {«&?&») em 2_sS (gema).

Cty wzgłęim precyzja przeprowadzonego •mmkswtatis jad »’ dmpm przypadku

, f”.‘ Ob próby losowej rolników mdpdda&fardsi (o^MOU) przEprDwaćrjaa oesirp/aeję | rozmiarów dopłat rolniczy di (X w lyz złotych) w 2005 roia. Byspoaowans fragmentem I wodnika kompsteiwego;

;    >&»m .SreM* OisS-SiA.

>    X SU 15

I

■ O piała Sejmita Wajewóttrkiegs była jednak odmienna, aBsorriem swienizimf, ie ! średni poziom dopłat Jest vr rUaywristośa rrykszr od wynika uzyslaofigo 2 próby i ksowtj i wynosi 14,1 tys. zlotycłu    |

I    iio/y z krytycznych poziomów Jszotnedci jest w &mjmprzypadku wbici*y?    !

'    m-ajst ») CMUS 1,10 O prtAO 6) &rafci*»?rtt    1 ,P1 Zestawiono 8 * przedziałowy empiryczny rozkład mtesięczisycl! emerytur (w datych), przy aym wyrównana go do pasczd rozkfcuftł oomstoga : N( 1347; 48$}-. Otrzymano, źe test zgodacid cfci -kwadrat, w danym przypadku, był równy: 37,5.

; Czy kształt rozkładu empirycznego ołtserwswanej zmienną losowej jesz zgodny z. ’ rozkładem normalnym o podanychpamnetrmA:    x

,    *1 a* sjfc^le— «*łt i}uK*ł*~ *

U-. ......... n, ,»„■».....—    ^    ^    w................... --..    I.    «j ‘ j4| Pit>«d«r& IMAW zb^daso ĄUa prób? losowej krą}św nie europejskich) 3iai&fpaj rtgraję tempa wzrostu goipotkrszegs fi? względem rozmiarów inflacji (X) i wj

•    reznitade dysponowano fragmentem wydruku komputerowego:    j

;    ‘    Seto Swn «

\    WisSr&iw    l

*    &*r?Ł    3

}    *wr& *»

I Oy wpływ zmienności psdomźw inflacji us zmiaaaeie mnpa wzrostu i gospodarczego okazał się stazystycpdt istotny orOzjaki byl Mczbooy paziom pracenJÓwef \ determinacji:    i

litltiisr, MtHetłon e) aŁiH_:r!r. st| ssi. sti—; W?> ?    j

|JJ W analizie regresji kasztów reklamy względem stopy zysków (ńł& losowejpriby ISO flm asłag transportowych} sftfienicono, te detenmaseja liaiow* jest 36-pćoeeatowa, W pnypadks jKrabołiczsęgo {wiebmian stepnia drugiego) wyrównywania regresji empiryczmej obu obserwawsuydt zmleartycl ofeysaao, że determinacja nieliniowa wzrosła do pozioma 54- procentowego.    j

Cty można twierdzić, ię kardcąa oraz regresja kasztów reklamy oraz. stopy zysków j

sę W badanym przypadku liniowe:    ,

a) a»* fc| stt.    fc| Sti $    T    )