A legközelebbi szomszéd analízis alkalmazásának problémái és lehetőségek a módszer kiterjesztésére
|
|
- Gábor Szalai
- 6 évvel ezelőtt
- Látták:
Átírás
1 ELMÉLET MÓDSZERTAN PFENING VIOLA A legközelebbi szomszéd analízis alkalmazásának problémái és lehetőségek a módszer kiterjesztésére Bevezetés A területi elemzésekben gyakran képezik a vizsgálat tárgyát különböző pontszerűnek tekinthető jelenségek, objektumok, amelyekkel kapcsolatban arra a kérdésre keressük a választ, vajon a területi eloszlásukban felfedezhető-e valamilyen szabályszerűség, koncentráció, vagy pedig az véletlennek tekinthető. Az alakzat, mintázat meghatározása nem öncélú, hiszen a háttérben meghúzódó kérdések miért ilyen eloszlás alakult ki, milyen hatások játszottak szerepet annak változásában csak az elrendeződésnek és változásának ismeretében válaszolhatók meg. A pontalakzatok jellegének számszerűsítésére a szakirodalomban legáltalánosabban használt módszer a legközelebbi szomszéd analízis, amelynek alkalmazására már hazai munkákban is találhatunk példákat. A tanulmány célja, hogy bemutassa, milyen nehézségek léphetnek fel a matematikai-statisztikai alapokon nyugvó módszer alkalmazása során, mely korlátokat kell különösen szem előtt tartani. A tanulmány felveti a legközelebbi szomszéd analízis egy korábbiaktól eltérő kiterjesztési lehetőségét is, a módszert a magyarországi települések jövedelmi konfigurációjának vizsgálatában felhasználva. A legközelebbi szomszéd analízis módszere A társadalmi, gazdasági jelenségek területi egyenlőtlenségeinek kutatása alapvetően két részből tevődik össze. Egyrészt vizsgálhatók az egyenlőtlenségek mértékei (a területi egyenlőtlenségi mutatók segítségével), de ez önmagában nem ad teljes képet egy bizonyos jelenség területi eloszlásáról. Az egyenlőtlenségek mértéke mellett azok területi képe, konfigurációja a másik fontos vizsgálati szempont, hiszen azonos mértékű területi egyenlőtlenség többféle konfigurációban is testet ölthet (Nemes Nagy 2009). Természetesen a kutatás nem állhat meg a területi tagoltság mértékének és képének leírásánál, fel kell tárni az adott helyzet kialakulásában szerepet játszó okokat, tényezőket. Önmagában egy tematikus térkép már megjeleníti a vizsgált jelenség konfigurációját, de vannak olyan módszerek, amelyek segítségével számszerűsíteni lehet ezt a területi képet. A térbeli konfigurációt egy számmal jellemző módszer például a területi autokorreláció és a tanulmány témáját képező legközelebbi szomszéd analízis, amely tehát nem közvetlenül a miért -ekre keresi a választ, nem az alakzatot létrehozó és alakító tényezők kutatása áll a középpontjában, hanem a konfiguráció jellegét számszerűsíti. A mintázatot jellemző konkrét számérték lehetőséget teremt különböző jelenségek eloszlásának összehasonlítására, illetve egy konfiguráció változásának nyomon követésére.
2 A LEGKÖZELEBBI SZOMSZÉD ANALÍZIS ALKALMAZÁSA 23 A legközelebbi szomszéd analízist az ökológia területén a növénypopulációk vizsgálatára dolgozták ki (Clark Evens 1954), de már az 1960-as évek elején megjelent a módszer különböző földrajzi munkákban. A társadalom-földrajzi alkalmazásokat három nagy csoportra lehet osztani (Czirfusz Szabó 2008): egy nagyobb területegység település-, illetve városhálózatának (Czirfusz Szabó 2008, Győri 2005, Beluszky Győri 2004, Bajmócy Kiss 1999, Nemes Nagy 1996, 1998, Barr Lindsay Reinelt 1971, Dacey 1963, King 1961, 1962), egy városon belüli funkciók, szolgáltatások eloszlásának (Balogh 2005, Sherwood 1970, Getis 1964), valamint egy nagyobb területegységen különböző funkciók, szolgáltatások elhelyezkedésének vizsgálatára (Pinder Witherick 1973, Vasiliadis Kobotis 1999). A legközelebbi szomszéd index meghatározása A legközelebbi szomszéd analízis alapját az elemzett pontrendszer és egy hipotetikus, a vizsgált területtel megegyező pontsűrűségű, véletlen eloszlású pontrendszer összehasonlítása jelenti. A módszer kizárólag a pontok elhelyezkedéséből indul ki, azokhoz nem társít sem mennyiségi, sem minőségi jellemzőket, lényegét tekintve tisztán geometriaimatematikai alapokkal rendelkezik (Czirfusz Szabó 2008), de először az ökológiában alkalmazták (Clark Evens 1954). A legközelebbi szomszéd index a valóságos pontalakzatban mért legközelebbi szomszédok közötti távolság átlagértékének és az ugyanakkora pontsűrűségű, de véletlen eloszlásnál várható legközelebbi szomszédok közötti távolságértéknek a hányadosa. n A pontsűrűség (m) adott T nagyságú n pontot tartalmazó területen m =. Az m pontsűrűségű, véletlen eloszlású mintázatban a legközelebbi szomszédok várható átlagos T távolsága (D) matematikailag levezethető (Clark Evens 1954): 1 D = 2 m A konkrét, m pontsűrűségű eloszlás esetén meg kell határozni minden egyes pont legközelebbi szomszédjától való távolságát, majd ennek számtani átlagát kell venni (D x ). A valóságban megfigyelt és a véletlen eloszlás esetében várható távolságérték hányadosa a legközelebbi szomszéd index (L), amely tehát alkalmas a vizsgált pontalakzat véletlenszerű eloszlástól való eltérésének meghatározására: L = Dx D Az így kapott index előnye, hogy a két vagy akár több pontalakzatra kiszámított legközelebbi szomszéd indexek közvetlenül összehasonlíthatók, mivel a véletlenszerű eloszlástól való relatív eltérést fejezik ki. A legközelebbi szomszéd index lehetséges értékei Az eltérő pontalakzatok értékeinek összehasonlítását segíti az index azon tulajdonsága is, hogy van maximuma, illetve minimuma. A minimumérték L=0 maximális koncentráció esetében áll elő, tehát ha minden pont ugyanazon a helyen összpontosul. Ha a vizsgált pontalakzat véletlen eloszlású, L értéke 1 lesz. A legközelebbi szomszéd index maximu-
3 24 PFENING VIOLA mát a teljesen szabályos, hexagonális elrendeződés esetében éri el (Haworth Vincent 1976). L maximális értéke 2,1491. A valóságos pontalakzatok vizsgálata során nem lehet a szabályos, véletlenszerű vagy koncentrált elrendeződés határértékeit élesen megadni. A tapasztalatok alapján 0,9 1,3 közötti L-érték tekinthető véletlenszerű eloszlásnak. Az ennél magasabb értékekkel jellemezhető pontalakzatok mintázata a szabályosság, az alacsonyabb értékűek pedig a koncentráció felé mutatnak határozott eltolódást. A konfigurációból következtetni lehet a pontalakzatokat kialakító tényezők jellegére is. A koncentráció hátterében valamilyen vonzó hatást kell keresni. Véletlenszerű eloszlás esetében a vonzó- és a taszítótényezők egyensúlyban vannak, míg a szabályoshoz közelítő elrendeződésnél feltételezhető az utóbbiak túlsúlya (Nemes Nagy 1998). A legközelebbi szomszéd analízishez szükséges adatok jellemzői Dusek Tamás a területi elemzések eszközeit a felhasznált adatok alapján három nagy csoportba sorolta (Dusek 2004). 1. Azon módszerek, amelyek egyáltalán nem használnak fel térparaméteres adatokat (például átlag, szórás, korreláció), csak attribútum-adatokat. Ebben az esetben a vizsgálat területi jellege abban mutatkozik meg, hogy a jellemző (például népességszám, egy főre jutó személygépkocsik száma) területegységre (például megye, település) vonatkozik, de a kapott eredmények nem adnak információkat a jelenség területi elrendeződésének képéről. 2. Kizárólag térparaméteres adatokat (például koordináták, távolság, irány) felhasználó módszerek, amelyek a vizsgált jelenség egyéb nem területi jellemzőit (az attribútum-adatokat) figyelmen kívül hagyják. Ezen módszerek a kiválasztott, valamilyen közös jellemzővel rendelkező objektumok által létrehozott alakzat geometriáját vizsgálják. Idetartozik a legközelebbi szomszéd analízis. 3. Azon módszerek, amelyek térparaméteres adatokat és egyéb nem területi jellemzőket is szerepeltetnek a számításokban, például a súlypontmódszer, a területi autokorreláció, a gravitációs és potenciálmodellek (Dusek 2004). A legközelebbi szomszéd analízis módszeréhez csupán a vizsgált objektumok helyzetét meghatározó adatokra, koordinátákra, az ezekből számolt távolságokra, valamint a vizsgált terület méretére van szükség. A legközelebbi szomszéd analízis alkalmazása során felvetődő problémák Azonos vonatkozási, illetve vetületi rendszer A vizsgált objektumok főleg ha nagyobb területre (egy kontinensre vagy a Föld egészére vonatkoznak a számítások) koordinátáinál problémaként léphet fel, hogy azok nem azonos vonatkozási, illetve vetületi rendszerben értelmezendők. Ilyen esetekben szükség van az egységes rendszerbe való átalakítására.
4 A LEGKÖZELEBBI SZOMSZÉD ANALÍZIS ALKALMAZÁSA 25 A vizsgált terület lehatárolása, nagyságának meghatározása A legközelebbi szomszéd analízis egyik sarkalatos pontja a pontsűrűség minél precízebb meghatározása, hiszen erre épül a véletlen eloszlásnál várható legközelebbi szomszéd várható távolságának kiszámítása. Abban az esetben, ha pontosan ismerjük a vizsgált terület méretét és a benne foglalt pontok számát, akkor ez nem okoz gondot. De előfordul, hogy becslésekre kell támaszkodni, mert nem lehet pontosan megadni a vizsgált objektumok számát, vagy mintaterület lehatárolására van szükség (Clark Evens 1954). A társadalomföldrajzban ritkábban fordul elő, hogy a vizsgált terület határait maga a kutató húzza meg, mivel azok általában illeszkednek valamilyen meglévő közigazgatási egység határához. Amennyiben a mintaterület kiválasztását maga a kutató végzi, nagy körültekintéssel kell eljárnia. Elképzelhető olyan eset, hogy a kiválasztott területen elhelyezkedő pontok konfigurációja egyértelműen eltér attól, amit akkor tapasztalnánk, ha a tágabb környezet pontjait is figyelembe vennénk. Az 1. ábrán a kisebb négyzetbe eső, fekete pontok eloszlása szétszórt, a véletlenszerűhöz közeli, miközben a teljes területet vizsgálva a pontok határozottan koncentráltan helyezkednek el. A rosszul lehatárolt mintaterület ponteloszlására kapott index jelentősen el fog térni attól, mintha a teljes térrészre végeztük volna el a számításokat. 1. ábra A vizsgált terület lehatárolásának hatása a ponteloszlás konfigurációjára Minimális elemszám A legközelebbi szomszéd analízist, mivel valószínűségelméleti elemekre épül, csak viszonylag nagy elemszámú pontalakzat esetén lehet megfelelő megbízhatósággal alkalmazni. Getis Boots (1977) szerint minimum 50 pont esetén lesz megfelelő az index megbízhatósága (Nemes Nagy 1996, 1998). A szakirodalomban más határértéket is lehet találni, egyes források 30 pontban (Barr Lindsay Reinelt 1971) állapítják meg a szükséges elemszámot.
5 26 PFENING VIOLA A minimális pontszám problémájának hátterében az áll, hogy alacsony elemszám esetén egy újabb, a többi ponttól viszonylag távol elhelyezkedő pont beléptetése a vizsgálatba jelentősen módosíthatja a legközelebbi szomszéd pontok távolságának átlagát. A módosítóhatás mértéke annál kisebb, minél nagyobb a vizsgálat elemszáma. Nincsen szigorúan megszabva, hogy hány ponttól alkalmazható a módszer, hiszen az függ a kutató által elérni kívánt megbízhatóságtól, valamint a legközelebbi szomszédok távolságának szórásától, változatosságától is. Minél jobban szóródnak a távolságértékek, annál nagyobb elemszám szükséges a kívánt megbízhatóság eléréséhez. Az elemszám hatását szemléltetendő szerepel a következő szélsőséges esetet bemutató, elméleti példa. Tételezzük fel, hogy egy egységnyi oldalú négyzetben minden pont az egyik csúcsban összpontosul (tehát L értéke 0)! Megvizsgáljuk, hogy a pontok számának függvényében hogyan módosul L-index értéke, ha egy újabb, a szemközti csúcsban elhelyezett pontot léptetünk be, amely így maximális, 2 távolságra van a többi ponttól. A 2. ábrán lehet látni, hogy 50 pont alatti elemszámnál az index értékét nagyon jelentősen módosítja az új pont bevonása a vizsgálatba, majd ez a hatás fokozatosan csökken. 2. ábra Az újonnan beléptetett pont által okozott változás a legközelebbi szomszéd indexben a pontok számának függvényében 2,0 1,8 Legközelebbi szomszéd index változása 1,6 1,4 1,2 1,0 0,8 0,6 0,4 0,2 0, Pontok száma A vizsgált objektumok pontként való kezelése A legközelebbi szomszéd index használatával kapcsolatban felmerülő további probléma, hogy a módszer a vizsgált jelenségeket, objektumokat mint dimenzió nélküli pontokat kezeli. A valóságban természetesen ezek meghatározott területtel rendelkeznek, azonban a legközelebbi szomszéd analízis során ettől a kiterjedéstől eltekintünk, és az objektumokat pontként kezeljük, de erre csak akkor van lehetőség, ha a vizsgált terület nagyságához képest az objektumok kiterjedése olyan kicsi, hogy jogosan reprezentálhatók pontként. Pontszerűnek tekinthetünk nagyon sok jelenséget a vizsgált terület méretének függvényében, például egy ország városait, településeit, egy kerület iskoláit, az utak mentén elhelyezkedő benzinkutakat, de akár egy rendőrségi körzetben történt bűncselekmények helyszíneit is.
6 A LEGKÖZELEBBI SZOMSZÉD ANALÍZIS ALKALMAZÁSA 27 A határhatás és kiküszöbölési lehetőségei A vizsgált terület lehatároltsága együtt jár a határhoz közeli pontok létezésével, amely akkor okoz gondot, ha a vizsgált terület egy pontjához egy határon kívüli pont közelebb helyezkedik el, mint a határon belüli legközelebbi szomszédja. Ilyen esetben, ha a határon kívüli pontot figyelmen kívül hagyjuk, a legközelebbi pont távolsága nagyobb lesz, mintha azt a ténylegesen legközelebbi, ám a területen kívüli szomszédtól számolnánk. Ez az index értékét felfelé torzítja (Nemes Nagy 1998). A határhatás annál erőteljesebben lép fel és torzítja az eredményeket, minél hosszúkásabb, elnyúltabb a vizsgált terület alakja (Sinclair 1985), illetve minél kevesebb pont szerepel a vizsgálatban (Pinder 1978). A problémára a módszert felhasználó szerzők több megoldási lehetőséget dolgoztak ki: 1. Clark és Evens (1954) tanulmányában azt javasolja, hogy ha a vizsgált területhez tartozó pont legközelebbi szomszédja a terület határain kívül található, akkor a közöttük lévő távolságot kell a ponthoz rendelni. Ezen módszer alkalmazása torzítja az eredményeket, mivel a vizsgált területen kívüli pontok, melyeket mint legközelebbi szomszédokat bevonhatunk a számításba, hatással vannak legközelebbi szomszédok között mért átlagtávolságára, viszont nem veszik figyelembe ezeket a vizsgált terület pontsűrűségében. Ennek következményeként a véletlen eloszlásnál várható legközelebbi szomszédok közötti távolság értékében sem fog hatásuk megjelenni (de Vos 1973). 2. Ebdon (1985) szerint a vizsgált terület összes pontját magában foglaló legkisebb téglalap területével kell számolni. A problémát ez esetben viszont az okozza, hogy nagy eltérés lehet az eredeti terület és téglalap nagysága között (Czirfusz Szabó 2008). 3. Egy másik lehetőség, hogy a vizsgált területben teljes egészében benne levő legnagyobb téglalap területével, és az ebbe beleeső pontokkal számolunk, ami viszont jelentős pontveszteséget eredményezhet. Ez utóbbi két módszer különösen az extrém alakú vizsgálati területeknél eredményezhet nagy különbségeket (Czirfusz Szabó 2008). 4. Dacey (1963) a határhoz közeli pontokat csak akkor vette figyelembe, ha a legközelebbi szomszédjuk távolsága kisebb volt, mint azok határtól való távolsága, de ez a megoldás sem tökéletes, mivel csökkenti a vizsgálatba bevont pontok számát. 5. Donelly (1978) dolgozta ki Clark és Evens módszerének határhatással korrigált formáját. Ezek szerint egy meghatározott pontsűrűségű (m) véletlen eloszlás esetében a legközelebbi szomszédok közötti távolság várható értékét a következőképpen lehet megadni: 1 0,041 L D = + (0,051+ ) x, ahol 2 m n n n a pontszám, m a pontsűrűség és L a vizsgált terület határának hossza (Sinclair 1985). 6. A legtöbb esetben eltekintenek a határhatástól, és a lehatárolt területre, valamint a benne elhelyezkedő teljes pontalakzatra végzik el a számításokat. Vannak olyan esetek, amikor érdemes a határon túli pontokra is figyelemmel lenni. Például egy olyan kutatás során, ahol egy ország nagyobb városainak vonzáskörzeteit
7 28 PFENING VIOLA elemzik, hasonlítják össze a vonzott települések elrendeződési mintázata alapján, célszerű bevonni a vizsgálatba az egy-egy város vonzáskörzetekbe tartozó, de határon túli településeket is. Kiterjesztési lehetőségek Társadalmi jellemzők beépítése a módszerbe A társadalomföldrajzban vizsgált, pontszerűnek tekintett jelenségek sokszor nem azonos súlyúak, a pontoknak nagyon eltérő jelentősége lehet a valóságban. Számtalan jellemző jöhet szóba mint súlyozási szempont, például a települések vizsgálata során a népességszám, gazdasági erő, jövedelemvolumen vagy bizonyos funkciókkal való ellátottság, a szolgáltatások, funkciók eloszlásának elemzésekor a vonzáskörzet népességszáma, kapacitás, egyéb méretbeli jellemzők. Két lehetőséget szeretnék bemutatni, amelyek révén az attribútumadatok is beépíthetők a legközelebbi szomszéd analízis módszerébe. Többdimenziós legközelebbi szomszéd analízis Már Clark és Evens (1954) tanulmányában megjelenik annak gondolata, hogy a két dimenzióra kidolgozott legközelebbi szomszéd analízist további dimenziók bevonásával lehet bővíteni. Ennek módszertanát Dacey (1963) dolgozta ki részletesen, tanulmányában egy olyan általános képletet vezetett le, amelynek segítségével k-dimenziós térben tudjuk meghatározni az n-edik legközelebbi szomszéd várható távolságát adott pontsűrűségű, véletlen eloszlás esetén. A földrajzi vizsgálatokban a módszer további dimenziókra való kiterjesztésének egyik lehetősége lehet, amikor a pontokhoz az x és y koordináták mellett magassági értékeket társítunk, aminek függőlegesen tagolt domborzat esetén komoly jelentősége lehet (Czirfusz Szabó 2008). Több dimenzió alkalmazása lehetőséget teremt különböző társadalmi, gazdasági szféráknak a vizsgálatba történő együttes bevonására. Erre szolgál példaként, ha a magyarországi települések földrajzi koordinátái mellé harmadik dimenzióként az egy főre jutó jövedelmet vonjuk be. Így a magyar településeket olyan háromdimenziós koordináta-rendszer pontjaiként kell elképzelni, amelynek tengelyeit a nyugat kelet, illetve az észak dél pozíció mellett az egy főre jutó jövedelem alkotják. A kialakuló ponthalmaz eloszlásának, konfigurációjának számszerűsítését a legközelebbi szomszéd analízis ezen továbbfejlesztett változatával lehet megvalósítani. Ahhoz, hogy a legközelebbi szomszédok átlagtávolságát egy többdimenziós térben meg tudjuk határozni, az egyes dimenzióknak azonos mértékegységgel mérhetőnek, kifejezhetőnek kell lennie. Amennyiben különböző társadalmi jellemzőket vonunk be a vizsgálatba, azok különböző mértékegységekkel rendelkeznek, amelyeket összehasonlíthatóvá kell tenni, például az adatok standardizálásával. Az egyes pontok, települések egymástól való távolsága ezen standardizált adatok segítségével határozható meg. P 1 (x 1 ; y 1 ; z 1 ) és P 2 (x 2 ; y 2 ; z 2 ) koordinátájú pontok távolsága a következő: 2 ) d = (x 1 x 2 + (y 1 y 2 + (z 1 z 2 A pontok egymástól mért távolságának ismeretében már egyszerűen meghatározható a legközelebbi szomszédok átlagos távolsága. A következő lépésben szükséges a vizsgált pontsűrűség és a véletlen eloszlás esetében a legközelebbi szomszédok várható távolságának kiszámítása, amely Dacey általános képletéből levezetve: 2 ) 2 )
8 A LEGKÖZELEBBI SZOMSZÉD ANALÍZIS ALKALMAZÁSA Γ 3 D =, ahol 3 πm 4 1 m a pontsűrűség, valamint a gamma-függvény alapján Γ x 2,6789 0, 8930 (Mogyoródi 1990). A pontsűrűség meghatározása problémát jelenthet, hiszen ehhez szükség 3 3 van arra a térfogatra, amelyben a vizsgált pontok elhelyezkednek, amellyel kapcsolatban ismét felvetődik a lehatárolás problémája. Ha túl nagy térfogatot határozunk meg, amelynek csak egy részét tölti ki ténylegesen a pontalakzat, akkor sokkal koncentráltabb érték fog eredményként adódni, mint ha kisebb térrészt lehatárolva végeznénk el a számításokat. Számításaim során a térrész térfogatát, amelyre a pontsűrűséget számoltam, úgy határoztam meg, hogy minden standardizált adatsorban megkerestem a minimumot és a maximumot, majd ezek különbségét (tehát a standardizált adatsorok terjedelmét) szoroztam össze. Így a legkisebb téglatest térfogatát vettem alapul, amelyben minden pont benne foglaltatik. Természetesen ennek a módszernek is vannak hátrányai, hiszen egy-egy kiugró érték jelentősen megnövelheti az így számolt térfogatot, ami a kapott eredményeket is nagyban befolyásolja. A valós és a véletlen eloszlás esetében várt érték hányadosa adja meg a legközelebbi szomszéd indexet. Az eredmények értékelése során vetődik fel, hogy vajon háromdimenziós térben mik lesznek az index szélsőértékei. A minimum nem változik, teljes koncentráció esetén 0 lesz az index értéke, a véletlenszerű eloszlásra pedig továbbra is 1 adódik. A problémát a teljesen szabályos elrendeződés esetén tapasztalható felső érték meghatározása jelenti. Háromdimenziós térben, szabályos konfiguráció esetén minden pont egy d oldalhosszúságú szabályos tetraéder csúcsaiban helyezkedik el. Így a legközelebbi pontok egymástól d távolságra vannak, és minden ponthoz egy d oldalhosszúságú szabályos d 2 tetraéder térfogata tartozik, amely 3. A pontsűrűséget ennek reciproka adja meg. Az 12 ezzel megegyező pontsűrűségű véletlen eloszlás esetében a legközelebbi szomszédok közötti várható távolságot a fenti képletbe helyettesítve kapjuk meg: 6 0,8930 x 3 3 0,8930d x 23 3 D = = 12 3 π12 3 π 3 d 2 A legközelebbi szomszédok közötti tényleges átlagtávolságot, azaz d-t, osztva ezen véletlenszerű eloszlás esetén várható értékkel, kapjuk meg a legközelebbi szomszéd index maximumát háromdimenziós térben, ami kerekítve 2,3194. Magyarország teljes településállományára ezen vizsgálatot 1990-ben (L=0,370), 1995-ben (L=0,369), 2000-ben (L=0,361) és 2006-ban (L=0,352) az egy főre jutó személyijövedelemadó-alap alapján elvégezve, a települések jövedelmi térben való koncentrált elhelyezkedése állapítható meg, amely a rendszerváltás óta eltelt időszakban fokozódott.
9 30 PFENING VIOLA Valamely jellemző alapján történő homogenizáció A legközelebbi szomszéd analízisbe lehetőség van attribútumadat beépítésére egy másik módon is, magának a vizsgált jelenségnek a meghatározása révén, például, ha csak az egy meghatározott népességnél nagyobb településeket elemezzük (így a népességet mint attribútumadatot vonjuk be a vizsgálatba). Ezzel ugyan kijelöljük az elemzett csoport tagjainak minimális méretét, de a kategória elemei közötti különbségekre a későbbiekben már nem lehetünk tekintettel, azok egyenrangú, ugyanolyan súlyú pontokként szerepelnek a számításokban, ami tehát azok homogenizálását jelenti. Hasonló homogenizációt jelent, ha nem az egész településhálózatot, hanem csupán a városokat vonjuk be az elemzésbe, ezzel kiválasztjuk a feltételezhetően jelentősebb, népesebb települések körét, de a közöttük lévő differenciákkal már nem foglalkozunk. A bemutatásra kerülő példában a magyarországi településeknek az egy főre jutó jövedelem alapján kirajzolódó konfigurációja képezi a vizsgálat tárgyát. Olyan kérdésekre kerestem a választ, hogy például tapasztalhatunk-e a települések jövedelem alapján kirajzolódó elrendeződésében valamiféle szabályosságot, esetleg a véletlenszerűség vagy a koncentráltság jellemzi jobban az elhelyezkedésüket. Megfigyelhető-e 1990 és 2006 között változás a konfigurációban, és ha igen, az milyen irányba mutat? Vajon megállapítható-e valamilyen összefüggés a jövedelmi pozíció és a jellemző eloszlás között? További lehetőség kínálkozik más mutatók alapján kirajzolódó konfigurációkkal való öszszevetésre. A vizsgálat alapját a települések egy főre jutó jövedelemszintje szerinti homogenizáció jelentette. Ezt úgy valósítottam meg, hogy a jövedelemadatok alapján 1990 és 2006 között minden évben sorrendbe rendeztem, majd decilisekre osztottam a településállományt. Minden decilisbe nagyjából ugyanannyi, az összes település 10%-a került. Az első decilis mindig a legjobb helyzetű településeket jelentette (legmagasabb egy főre jutó jövedelem), a tizedik decilisbe pedig az adott évben a legrosszabb helyzetű települések kerültek. A decilisekre való osztást magától értetődően minden évre újból elvégeztem, és természetesen az egyes tizedekbe tartozó települések köre változott. Következő lépésként minden év minden decilisére kiszámoltam az odatartozó települések körére a legközelebbi szomszéd index értékét. A települések közötti távolság meghatározásához középpontjuk koordinátáit használtam fel, amelyek egy Budapest origójú (0;0) nyugat kelet, észak dél irányítású derékszögű koordinátarendszer pontjaiként, kmben lettek meghatározva. A távolság kiszámítása során a Pitagorasz-tételből levezethető euklideszi távolságot használtam. Az adott decilisbe tartozó települések legközelebbi szomszédait egy mátrix segítségével tudtam megállapítani, amelynek egyes soraiban egy adott településnek ugyanazon decilis többi településétől való távolsága szerepelt. Ezen értékekből a minimumot kiválasztva, majd azokat átlagolva kaptam meg a legközelebbi szomszédok tényleges átlagtávolságát. Ezt viszonyítottam ahhoz a várt értékhez, mely a vizsgált decilisbe tartozó települések és legközelebbi szomszédaik közötti átlagtávolság lenne, ha azok az ország területén véletlenszerűen helyezkednének el. Az egy főre jutó jövedelmek alapján kialakított decilisekbe tartozó települések konfigurációját vizsgálva elmondható, hogy a középső tizedek esetében nem lehetett jelentős átrendeződést tapasztalni, azok jellemzően az egész időszak folyamán ( ) a véletlenszerű eloszlás jegyeit mutatták. Ezen településkör az egy főre jutó jövedelem
10 A LEGKÖZELEBBI SZOMSZÉD ANALÍZIS ALKALMAZÁSA 31 országos átlagának 55 90%-ával rendelkezett. Az ennél szegényebb, de főként a gazdagabb települések elrendeződésében viszont jelentős változások mentek végbe a rendszerváltás óta. Az első, tehát legmagasabb jövedelmi decilis településeinél már 1990-ben is meg lehetett figyelni bizonyos mértékű koncentrációt, de eloszlásuk még inkább a véletlenszerűhöz állt közel (L=0,84). A vizsgált időszakban egy koncentrálódási folyamat indult meg, így 2006-ban a leggazdagabb települések földrajzilag már határozottan összpontosult elhelyezkedést mutattak (L=0,69). Hasonló, csak enyhébb folyamat játszódott le a 2., 8. és 9. tized konfigurációját vizsgálva is óta jól érzékelhető koncentráció zajlott le a legmagasabb és a legalacsonyabb jövedelemkategóriákban, míg a köztes települések eloszlása hasonlóan a korábbiakhoz inkább a véletlenszerűség jegyeit mutatta. A leírt tendenciából a legszegényebb decilis kilóg, ott már 1990-ben is nagy volt a koncentráció (L=0,66), ami összességében alig változott 2006-ra. A 3. ábra a fent leírtakat szemlélteti, a görbék a vizsgálat kezdő és utolsó évében mutatják az egyes jövedelemdecilisekbe tartozó települések legközelebbi szomszéd indexének értékét. Az 1990-ben még lapos görbe 2006-ra kicsúcsosodott a legmagasabb és legalacsonyabb tizedekbe eső települések koncentráltabb elhelyezkedésének köszönhetően. 3. ábra A jövedelmi decilisekbe tartozó települések konfigurációjának változása, ,00 0, Legközelebbi szomszéd index 0,90 0,85 0,80 0,75 0,70 0,65 0, Decilisek Hogyan magyarázhatók a különböző jövedelmi csoportokba tartozó települések eloszlásának ilyen irányú változásai? A szocializmus alatt a településszintű egyenlőtlenségek alakulásában a településhierarchiában elfoglalt pozíció bírt meghatározó szereppel, ami egyértelműen a nagyobb településeknek, városoknak kedvezett. A fejlesztések elsődlegesen a megyeszékhelyeken valósultak meg, rajtuk kívül még a kisebb városok jutottak forrásokhoz, de a településállomány zömét alkotó falvak alig részesültek támogatásokban. A nagyobb népességű települések elhelyezkedését pedig véletlenszerű eloszlás jellemzi. A koncentráció jelei már 1990-ben is érzékelhetők voltak, a véletlenszerűen elhelyezkedő nagyobb települések mellett Budapest környéke, a Dunántúli-középhegység és a Balaton-parti települések tartoztak a legmagasabb jövedelmű tizedbe.
11 32 PFENING VIOLA A legalacsonyabb jövedelmű települések koncentrációja jelentős mértékben szintén a településmérettel magyarázható. A szocialista rendszerben a legkisebb települések voltak a leghátrányosabb helyzetben, állami támogatásokból alig részesültek. Ezen apró- és törpefalvak eleve koncentrált elhelyezkedést mutatnak, ami a legszegényebb települések legközelebbi szomszéd indexének értékét is befolyásolta. Területi elhelyezkedésüket tekintve Baranya, Zala, de elsősorban Szabolcs-Szatmár-Bereg és Borsod-Abaúj-Zemplén megye települései, valamint a keleti országhatár vidéke tartoztak a legszegényebbek sorába, 2006-ra ez a kör a Közép-Tisza-vidék és Nógrád megye néhány településével bővült után mind az alacsonyabb (a tizedik decilistől eltekintve), mind a legmagasabb jövedelmi tizedekbe tartozó települések koncentráltabb elhelyezkedésűvé váltak. Ennek oka a fekvés felértékelődésében keresendő, mely fontos tényezővé vált a települések jövedelmi viszonyainak alakulásában, míg korábban egyértelműen a településhierarchiában elfoglalt helyzet volt a meghatározó (Nemes Nagy Jakobi Németh 2001). Természetesen ez nem jelenti azt, hogy a nagy települések kiestek volna a leggazdagabbak köréből. A rendszerváltást követően azonban, a fekvés felértékelődése révén, a fellendülő nyugati térségekben a városok mellett kisebb települések is bekerülhettek a legmagasabb jövedelmekkel rendelkezők közé, míg az ország többi részén ez elsősorban csak a városoknak, népesebb településeknek sikerült. A különböző jövedelmű települések konfigurációjának változása a legközelebbi szomszéd analízis eredményei alapján a területi tagoltság növekedését támasztja alá; mind a szegényebb, mind a gazdagabb tizedek településeinek koncentráltsága fokozódott 1990 óta. Összefoglalás A legközelebbi szomszéd analízis tisztán matematikai-geometriai alapokra épülő módszer, melynek társadalomtudományi alkalmazása hasonló nehézségeket vet fel az eredmények értékelése során, mint amit más, természettudományi analógiára épülő módszerek használata esetében is tapasztalhatunk. A legközelebbi szomszéd analízis lehetőséget nyújt a különböző, pontalakzatként értelmezhető jelenségek konfigurációjának megállapítására, lehetővé téve az időbeli és az egyes jelenségek közötti összehasonlítást. Nem ad választ viszont a mintázatot kialakító tényezőkre de ez nem is célja, így a módszer az ilyen jellegű, az elrendeződések okait is feltárni kívánó kutatásoknak egyik, de nem egyetlen eszköze lehet. A benne rejlő lehetőségeket a korlátok ismeretében viszont mindenképp érdemes kihasználni. A tanulmány ezen korlátokat (a vizsgált terület lehatárolása, az elemzett jelenség pontként kezelhetősége, a határhoz közel eső pontok indexértéket felfelé torzító hatása, a megbízható eredmények eléréséhez szükséges elemszám), illetve a legközelebbi szomszéd analízisben rejlő lehetőségeket (társadalmi, gazdasági jellemzők beépítése a több dimenzióra való kiterjesztésen, illetve a homogenizáción keresztül) kívánta bemutatni. IRODALOM Bajmócy Péter Kiss János (1999): Megyék, régiók és központjaik modellek tükrében. Tér és Társadalom 1 2. Balogh Nóra (2007): A bankszektor területi képe Magyarországon és Budapest bankhálózatának terület szempontú értékelése. Diplomamunka. Eötvös Loránd Tudományegyetem Regionális Földrajzi Tanszék, Budapest
12 A LEGKÖZELEBBI SZOMSZÉD ANALÍZIS ALKALMAZÁSA 33 Barr, Brenton Lindsay, Ian Reinelt, Erhard (1971): Patterns of Urban Spacing in the USSR: Analysis of Order Neighbor Statistics in Two-dimensional Space. Journal of Regional Science. Vol. 11. No. 2. Beluszky Pál Győri Róbert (2004): Fel is út, le is út (Városaink településhierarchiában elfoglalt pozícióinak változásai a 20. században). Tér és Társadalom 1. Czirfusz Márton Szabó Pál (2008): A legközelebbi szomszéd analízis és alkalmazási lehetőségei. Területi Statisztika 3. Clark, Philip J. Evans, Francis C. (1954): Distance to Nearest Neighbor as a Measure of Spatial Relationships in Populations. Ecology. Vol. 35. No. 4. Dacey, Michael F. (1963): Order Neighbor Statistics for a Class of Random Patterns in Multidimensional Space. Annals of the Association of American Geographers. Vol. 53. No. 4. De Vos, S. (1973): The use of nearest neighbour methods. Tijdschrift voor Economische en Sociale Geografie. Vol. 64. No. 5. Dusek Tamás (2004): A területi elemzések alapjai. Regionális Tudományi Tanulmányok 10. ELTE Regionális Földrajzi Tanszék MTA ELTE Regionális Tudományi Kutatócsoport, Budapest Ebdon, David (1985): Statistics in Geography. Second Edition. Blackwell Publishing Getis, Arthur (1964): Temporal Land-Use Pattern Analysis with the Use of Nearest Neighbour and Quadrat Methods. Annals of the Association American Geographers Vol. 54. No. 3. Győri Róbert (2005): A térszerkezet átalakulásának elemei a Kisalföld déli részén (a XVIII. század végétől a XX. század elejéig). Doktori értekezés. ELTE TTK Földtudományi Doktori Iskola, Budapest Haworth, J. Vincent, P. (1976): Maximizing the Nearest-Neighbour Statistic. Area. Vol. 8. No. 4. King, Leslie J. (1961): A Multivariate Analysis of the Spacing of Urban Settlements in the United States. Annals of the Association of American Geographers. Vol. 51. Issue 2. King, Leslie J. (1962): A quantitative expression of the pattern of urban settlements in selected areas of the United States. Tijdschrift voor Economische en Sociale Geografie Vol. 53. No. 1. Mogyoródi József (1990): Matematikai statisztika. Tankönyvkiadó, Budapest Nemes Nagy József (1996): Térbeli pontalakzatok vizsgálata. In: Szónokyné Ancsin Gabriella Herendi István (szerk.): Társadalomföldrajzi elemzések számítógépen. JATEPress, Szeged Nemes Nagy József (1998): A tér a társadalomkutatásban. Hilscher Rezső Szociálpolitikai Egyesület, Budapest Nemes Nagy József (2009): Terek, helyek, régiók. A regionális tudomány alapjai. Akadémiai Kiadó, Budapest Nemes Nagy József Jakobi Ákos Németh Nándor (2001): A jövedelemegyenlőtlenségek térségi és településszerkezeti összetevői. Statisztikai Szemle Pinder, D. A. (1978): Correcting Underestimation in Nearest-Neighbour Analysis. Area. Vol. 10. No. 5. Pinder, D. A. Witherick, M. E. (1973): Nearest-neighbour analysis of linear point patterns. Tijdschrift voor Economische en Sociale Geografie. Vol. 64. No. 3. Sherwood, Kenneth B. (1970): Some applications of the nearest neighbour technique to the study of the movement of intra-urban functions. Tijdschrift voor Economische en Sociale Geografie Vol. 61. No. 6. Sinclair, Dennis F. (1985): On Tests of Spatial Randomness Using Mean Nearest Neighbor Distance. Ecology. Vol. 66. No. 3. Vasiliadis, Ch. A. Kobotis, A. (1999): Spatial analysis an application of nearest-neighbour analysis to tourism locations in Macedonia. Tourism Management 1999/20. Kulcsszavak: legközelebbi szomszéd analízis, pontalakzat, konfiguráció, matematikai-statisztikai módszerek. Resume The nearest-neighbour analysis is the most commonly used method to quantify point patterns. The nearestneighbour index (L) represents parameters of the spatial distribution with one single number in the interval of 0 and The different patterns become easily comparable as the points of reference are the concentrated (L=0), the random (L=1) and the hexagonal (L=2.149) orders. The study focuses on the difficulties of using the nearest-neighbour analysis such as defining borders of the examined area, the possibilities of handling the examined phenomena as point patterns, the distortion effect of the points close to the border, and the necessary component number in order to achieve reliable results. Beyond the traditional method of examination of the location of the objects only, it is also possible to add other (social, economic) features through a multi-dimensional extension or homogenization.
A LEGKÖZELEBBI SZOMSZÉD ANALÍZISHEZ SZÜKSÉGES TERÜLETI ADATBÁZISOK KIALAKÍTÁSÁNAK MÓDSZERTANI KÉRDÉSEI
A LEGKÖZELEBBI SZOMSZÉD ANALÍZISHEZ SZÜKSÉGES TERÜLETI ADATBÁZISOK KIALAKÍTÁSÁNAK MÓDSZERTANI KÉRDÉSEI Pfening Viola ELTE TTK Regionális Tudományi Tanszék Társadalom és térinformatika Innovatív módszerek
4. óra: Egyenlőtlen tér a hazai jövedelemegyenlőtlenségi folyamatok vizsgálata
4. óra: Egyenlőtlen tér a hazai jövedelemegyenlőtlenségi folyamatok vizsgálata Tér és társadalom (TGME0405-E) elmélet 2018-2019. tanév A területi fejlődés és a területi egyenlőtlenségek kapcsolata Visszatérés
A GDP hasonlóképpen nem tükrözi a háztartások közötti munka- és termékcseréket.
FŐBB MUTATÓK A regionális GDP adatok minősége alapvetően 3 tényezőtől függ: az alkalmazott számítási módszertől a felhasznált adatok minőségétől a vizsgált területi egység nagyságától. A TERÜLETI EGYENLŐTLENSÉGEK
1. óra: Területi statisztikai alapok viszonyszámok, középértékek
1. óra: Területi statisztikai alapok viszonyszámok, középértékek Tér és társadalom (TGME0405-GY) gyakorlat 2018-2019. tanév Viszonyszámok Viszonyszá m Viszonyítandó adat (A) Viszonyítási alap (B) 1. Megoszlási
Magyarország térszerkezeti kihívásai és a megyei területfejlesztés. Szabó Pál PhD. docens Regionális Tudományi Tanszék ELTE, Budapest
Magyarország térszerkezeti kihívásai és a megyei területfejlesztés Szabó Pál PhD. docens Regionális Tudományi Tanszék ELTE, Budapest Felépítés 1) Melyek Magyarország főbb térszerkezeti jellemzői? 2) Melyik
Statisztika I. 8. előadás. Előadó: Dr. Ertsey Imre
Statisztika I. 8. előadás Előadó: Dr. Ertsey Imre Minták alapján történő értékelések A statisztika foglalkozik. a tömegjelenségek vizsgálatával Bizonyos esetekben lehetetlen illetve célszerűtlen a teljes
A területi koncentráció interpretálása: kitüntetett helyzetek
A területi koncentráció interpretálása: kitüntetett helyzetek Kitüntetett helyzetek Egy társadalmi-gazdasági jelenség területi elhelyezkedésének mérése, interpretálása Egy jelenség középponti koordinátáinak
A legközelebbi szomszéd analízis és alkalmazási lehetőségei
CZIRFUSZ MÁRTON DR. SZABÓ PÁL A legközelebbi szomszéd analízis és alkalmazási lehetőségei Bevezetés Az elmúlt években publikált területi kutatásokban egyre újabb és újabb összetett kvantitatív módszerekkel
Területi statisztikai elemzések
Területi statisztikai elemzések KOTOSZ Balázs, SZTE, kotosz@eco.u-szeged.hu Módszertani dilemmák a statisztikában 2016. november 18. Budapest Apropó Miért különleges a területi adatok elemzése? A számításokhoz
Területi fejlettségi egyenlőtlenségek alakulása Európában. Fábián Zsófia KSH
Területi fejlettségi egyenlőtlenségek alakulása Európában Fábián Zsófia KSH A vizsgálat célja Európa egyes térségei eltérő természeti, társadalmi és gazdasági adottságokkal rendelkeznek. Különböző történelmi
Statisztika I. 11. előadás. Előadó: Dr. Ertsey Imre
Statisztika I. 11. előadás Előadó: Dr. Ertsey Imre Összefüggés vizsgálatok A társadalmi gazdasági élet jelenségei kölcsönhatásban állnak, összefüggnek egymással. Statisztika alapvető feladata: - tényszerűségek
Településhálózati kapcsolatrendszerek
Nemzedékek találkozása I. Regionális Tudományi Posztdoktori Konferencia Szeged, 2010. április 15. Településhálózati kapcsolatrendszerek BARÁTH GABRIELLA, PhD tudományos munkatárs MTA RKK NYUTI Közép-dunántúli
Statisztika I. 12. előadás. Előadó: Dr. Ertsey Imre
Statisztika I. 1. előadás Előadó: Dr. Ertsey Imre Regresszió analízis A korrelációs együttható megmutatja a kapcsolat irányát és szorosságát. A kapcsolat vizsgálata során a gyakorlatban ennél messzebb
A területi polarizáltság mérőszámai
A területi polarizáltság mérőszámai Duál mutató A területi polarizáltság mérőszámai: Relatív range, range arány Duál mutató Duál mutató Az adatsor 2 részcsoportja átlagainak hányadosa Egyszerű, világos
Regionális egyenlőtlenségek: szakadatlan polarizálódás, vagy?
A magyar ugaron a XXI. században Regionális egyenlőtlenségek: szakadatlan polarizálódás, vagy? Kiss János Péter Eötvös Loránd Tudományegyetem Természettudományi Kar, Regionális Tudományi Tanszék bacsnyir@vipmail.hu
Álraszteres térstatisztikai műveletek a területi kutatásokban
MRTT XIII. vándorgyűlése, Eger 205. november 9-20. Álraszteres térstatisztikai műveletek a területi kutatásokban Jakobi Ákos Eötvös Loránd Tudományegyetem Regionális Tudományi Tanszék A rácsmodellek iránti
A mérési eredmény megadása
A mérési eredmény megadása A mérés során kapott értékek eltérnek a mérendő fizikai mennyiség valódi értékétől. Alapvetően kétféle mérési hibát különböztetünk meg: a determinisztikus és a véletlenszerű
A települési szegregáció mérőszámai
A települési szegregáció mérőszámai Dusek Tamás egyetemi tanár Széchenyi István Egyetem Nagyvárad, 2016. szeptember 16. A szegregáció, mint területi jelenség Elsősorban, de nem kizárólag települési szinten
Matematikai alapok és valószínőségszámítás. Középértékek és szóródási mutatók
Matematikai alapok és valószínőségszámítás Középértékek és szóródási mutatók Középértékek A leíró statisztikák talán leggyakrabban használt csoportját a középértékek jelentik. Legkönnyebben mint az adathalmaz
Az ingázás és az iskolázottság kapcsolatának vizsgálata Magyarország határmenti területein 2011-ben
Kecskemét, 2018. október 18 19. Az ingázás és az iskolázottság kapcsolatának vizsgálata Magyarország határmenti területein 2011-ben Előadók: Papp István, PhD-hallgató Apáti Norbert, PhD-hallgató Debreceni
I. BESZÁLLÍTÓI TELJESÍTMÉNYEK ÉRTÉKELÉSE
I. BESZÁLLÍTÓI TELJESÍTMÉNYEK ÉRTÉKELÉSE Komplex termékek gyártására jellemző, hogy egy-egy termékbe akár több ezer alkatrész is beépül. Ilyenkor az alkatrészek általában sok különböző beszállítótól érkeznek,
Regresszió számítás. Tartalomjegyzék: GeoEasy V2.05+ Geodéziai Kommunikációs Program
Regresszió számítás GeoEasy V2.05+ Geodéziai Kommunikációs Program DigiKom Kft. 2006-2010 Tartalomjegyzék: Egyenes x változik Egyenes y változik Egyenes y és x változik Kör Sík z változik Sík y, x és z
A leíró statisztikák
A leíró statisztikák A leíró statisztikák fogalma, haszna Gyakori igény az, hogy egy adathalmazt elemei egyenkénti felsorolása helyett néhány jellemző tulajdonságának megadásával jellemezzünk. Ezeket az
DETERMINATION OF SHEAR STRENGTH OF SOLID WASTES BASED ON CPT TEST RESULTS
Műszaki Földtudományi Közlemények, 83. kötet, 1. szám (2012), pp. 271 276. HULLADÉKOK TEHERBÍRÁSÁNAK MEGHATÁROZÁSA CPT-EREDMÉNYEK ALAPJÁN DETERMINATION OF SHEAR STRENGTH OF SOLID WASTES BASED ON CPT TEST
A jövedelmi viszonyok változása Hajdú-Bihar megyében az 1990-es és 2000-es évtizedben
A jövedelmi viszonyok változása Hajdú-Bihar megyében az 1990-es és 2000-es évtizedben Dr. Kozma Gábor, PhD, egyetemi adjunktus Debreceni Egyetem Társadalomföldrajzi és Területfejlesztési Tanszék 4010 Debrecen
Versenyképtelen vidék? Térségtípusok a versenyképesség aspektusából
Versenyképtelen vidék? Térségtípusok a versenyképesség aspektusából Pénzes János, PhD egyetemi adjunktus A vidékfejlesztés jelene és jövője műhelykonferencia Bács-Kiskun Megyei Katona József Könyvtár,
Véletlen jelenség: okok rendszere hozza létre - nem ismerhetjük mind, ezért sztochasztikus.
Valószín ségelméleti és matematikai statisztikai alapfogalmak összefoglalása (Kemény Sándor - Deák András: Mérések tervezése és eredményeik értékelése, kivonat) Véletlen jelenség: okok rendszere hozza
INTEGRÁLT VÍZHÁZTARTÁSI TÁJÉKOZTATÓ ÉS ELŐREJELZÉS
INTEGRÁLT VÍZHÁZTARTÁSI TÁJÉKOZTATÓ ÉS ELŐREJELZÉS 2017. január kivonat Készítette: az Országos Vízügyi Főigazgatóság Vízjelző és Vízrajzi Főosztály Vízrajzi Monitoring Osztálya és az Alsó-Tisza-vidéki
TÁJÉKOZTATÓ BARANYA MEGYE MUNKAERŐ-PIACI HELYZETÉNEK ALAKULÁSÁRÓL MÁJUS
TÁJÉKOZTATÓ BARANYA MEGYE MUNKAERŐ-PIACI HELYZETÉNEK ALAKULÁSÁRÓL Megnevezés A NYILVÁNTARTOTT ÁLLÁSKERESŐK FŐBB ADATAI 213.. Változás az előző hónaphoz képest Változás az előző évhez képest Főben %-ban
Koordinátageometria. , azaz ( ) a B halmazt pontosan azok a pontok alkotják, amelynek koordinátáira:
005-0XX Emelt szint Koordinátageometria 1) a) Egy derékszögű háromszög egyik oldalegyenese valamelyik koordinátatengely, egy másik oldalegyenesének egyenlete x + y = 10, egyik csúcsa az origó. Hány ilyen
Kutatásmódszertan és prezentációkészítés
Kutatásmódszertan és prezentációkészítés 10. rész: Az adatelemzés alapjai Szerző: Kmetty Zoltán Lektor: Fokasz Nikosz Tizedik rész Az adatelemzés alapjai Tartalomjegyzék Bevezetés Leíró statisztikák I
Alap-ötlet: Karl Friedrich Gauss ( ) valószínűségszámítási háttér: Andrej Markov ( )
Budapesti Műszaki és Gazdaságtudományi Egyetem Gépészmérnöki Kar Hidrodinamikai Rendszerek Tanszék, Budapest, Műegyetem rkp. 3. D ép. 334. Tel: 463-6-80 Fa: 463-30-9 http://www.vizgep.bme.hu Alap-ötlet:
4. ábra: A GERD/GDP alakulása egyes EU tagállamokban 2000 és 2010 között (%) 1,8 1,6 1,4 1,2 1,0 0,8 0,6 0,4 0,2 2000 2001 2002 2003 Észtország Portugália 2004 2005 2006 2007 Magyarország Románia 2008
Térképanalitikai lehetőségek a webről geokódolt tartalmak értékelésére
Jakobi Ákos Térképanalitikai lehetőségek a webről geokódolt tartalmak értékelésére ELTE Regionális Tudományi Tanszék, Budapest Digitális nyomok a virtuális térben Úton-útfélen hagyott térbeli tartalommal
2012. január augusztus hónap közrendvédelmi helyzete
2012. január augusztus hónap közrendvédelmi helyzete Személyi szabadságot korlátozó intézkedések I./1. Elfogások Az elfogások száma 1,3%-kal csökkent az előző év azonos időszakában regisztráltakhoz viszonyítva
Tóth Ákos. Bács-Kiskun megye gazdasági teljesítményének vizsgálata
Tóth Ákos Bács-Kiskun megye gazdasági teljesítményének vizsgálata Az elemzésben arra vállalkozunk, hogy a rendszerváltás első éveitől kezdődően bemutassuk, hogyan alakult át Bács-Kiskun megye gazdasága.
R ++ -tree: an efficient spatial access method for highly redundant point data - Martin Šumák, Peter Gurský
R ++ -tree: an efficient spatial access method for highly redundant point data - Martin Šumák, Peter Gurský Recenzió: Németh Boldizsár Térbeli indexelés Az adatszerkezetek alapvetően fontos feladata, hogy
41. ábra A NaCl rács elemi cellája
41. ábra A NaCl rács elemi cellája Mindkét rácsra jellemző, hogy egy tetszés szerint kiválasztott pozitív vagy negatív töltésű iont ellentétes töltésű ionok vesznek körül. Különbség a közvetlen szomszédok
Adatgyűjtés, adatkezelés, adattípusok
Adatgyűjtés, adatkezelés, adattípusok Varga Ágnes egyetemi tanársegéd varga.agnes@uni-corvinus.hu 2018/19. I. félév BCE Geo Intézet Társadalmi-gazdasági folyamatok feltárása Egyik legfontosabb és legizgalmasabb
Felsőoktatási intézmények helye, szerepe a vidék városaiban a 2002-től 2015-ig terjedő időszakban
Felsőoktatási intézmények helye, szerepe a vidék városaiban a 2002-től 2015-ig terjedő időszakban Előadó: Dr. Péter Zsolt Nagyvárad, 2016. szeptember 16. Az előadás főbb témakörei Témaválasztás indoklása
Pest megye versenyképességi indexe
Pest megye versenyképességi indexe Pest megye önálló NUTS2 régióvá válásának szükségességét a versenyképességi tényezőket vizsgáló kompozit index is alátámasztja. A versenyképesség mérése Az EU a régiók
A földhivatalok területi elhelyezkedésének vizsgálata
BUDAHÁZY GYÖRGY A földhivatalok területi elhelyezkedésének vizsgálata Az elemzés célja A hálózatban működő államigazgatási, közigazgatási, szakigazgatási szervezetek területi rendszerének kérdése több
MÉRÉSI EREDMÉNYEK PONTOSSÁGA, A HIBASZÁMÍTÁS ELEMEI
MÉRÉSI EREDMÉYEK POTOSSÁGA, A HIBASZÁMÍTÁS ELEMEI. A mérési eredmény megadása A mérés során kapott értékek eltérnek a mérendő fizikai mennyiség valódi értékétől. Alapvetően kétféle mérési hibát különböztetünk
A 2014/2015-ös tanévi idegen nyelvi mérés országos jelentésének elemzése
A 2014/2015-ös tanévi idegen nyelvi mérés országos jelentésének elemzése EBESI ARANY JÁNOS MAGYAR-ANGOL KÉT TANÍTÁSI NYELVŰ ÁLTALÁNOS ÉS ALAPFOKÚ MŰVÉSZETI ISKOLA 4211 Ebes, Széchenyi tér 5. OM azonosító:
A nyugdíjban, nyugdíjszerű ellátásban részesülők halandósága főbb ellátástípusok szerint
SZENT ISTVÁN EGYETEM, GÖDÖLLŐ Gazdálkodás és Szervezéstudományok Doktori Iskola Doktori (PHD) értekezés tézisei A nyugdíjban, nyugdíjszerű ellátásban részesülők halandósága főbb ellátástípusok szerint
KOMPETENCIA MÉRÉS ÉVFOLYAM
KOMPETENCIA MÉRÉS 2015. 6. ÉVFOLYAM MATEMATIKA A tanulók átlageredménye: Telephely: 1464 Országos: 1497 Városi ált. isk.: 1480 Megyeszékh. ált. isk.: 1530 Iskolánk átlageredménye rosszabb, mint az országos,
A GDP területi különbségei Magyarországon, 2007
2009/99 Összeállította: Központi Statisztikai Hivatal www.ksh.hu III. évfolyam 99. szám 2009. július 06. A GDP területi különbségei Magyarországon, 2007 A tartalomból 1 Egy főre jutó GDP 2 Bruttó hozzáadott
Az elérhetőség szerepe a térszerkezet statisztikai vizsgálatában
Az elérhetőség szerepe a térszerkezet statisztikai vizsgálatában Tóth Géza Földi sokaságok, égi tünemények A statisztika a tudományok világában 2017. október 18. Vázlat Az elérhetőség fogalma Elérhetőség
TERÜLETI ÖSSZEHASONLÍTÁSOK
TERÜLETI ÖSSZEHASONLÍTÁSOK R. NAGY ZSÓFIA A tanulmány a megyék fejlettségbeli összehasonlítását mutatja be a különböző gazdasági és társadalmi mutatók alapján fő mutatóként a GDP-t használva. A módszer
Az aránytalan politikai képviselet térbeli determinánsai: termelődő földrajzi torzulások a magyar választási rendszerben
Az aránytalan politikai képviselet térbeli determinánsai: termelődő földrajzi torzulások a magyar választási rendszerben Vida György egyetemi tanársegéd Szegedi Tudományegyetem Gazdaság- és Társadalomföldrajz
Statisztika 2. Dr Gősi Zsuzsanna Egyetemi adjunktus
Statisztika 2. Dr Gősi Zsuzsanna Egyetemi adjunktus Gyakorisági sorok Mennyiségi ismérv jellemző rangsor készítünk. (pl. napi jegyeladások száma) A gyakorisági sor képzése igazából tömörítést jelent Nagyszámú
Mozgatható térlefedő szerkezetek
Mozgatható térlefedő szerkezetek TDK Konferencia 2010 Szilárdságtani és tartószerkezeti szekció Tartalomjegyzék 1 Absztrakt 2 Bevezetés 3 Az alakzat mozgásának görbületre gyakorolt hatása 4 Teljes összenyomódás
1. óra: A területi adatbázis elkészítése, területi szintek
1. óra: A területi adatbázis elkészítése, területi szintek Az informatika alkalmazása a társadalomföldrajzban (TTGBL6520) gyakorlat 2018-2019. tanév A területi adatbázis A statisztikai jellegű információk
Matematikai geodéziai számítások 10.
Matematikai geodéziai számítások 10. Hibaellipszis, talpponti görbe és közepes ponthiba Dr. Bácsatyai, László Matematikai geodéziai számítások 10.: Hibaellipszis, talpponti görbe és Dr. Bácsatyai, László
48. ORSZÁGOS TIT KALMÁR LÁSZLÓ MATEMATIKAVERSENY Megyei forduló HETEDIK OSZTÁLY MEGOLDÁSOK = = 2019.
8. ORSZÁGOS TIT KALMÁR LÁSZLÓ MATEMATIKAVERSENY Megyei forduló HETEDIK OSZTÁLY MEGOLDÁSOK 1. Bizonyítsd be, hogy 019 db egymást követő pozitív egész szám közül mindig kiválasztható 19 db úgy, hogy az összegük
A MAGYAR REGIONÁLIS TUDOMÁNYI TÁRSASÁG XV. VÁNDORGYŰLÉSE
A MAGYAR REGIONÁLIS TUDOMÁNYI TÁRSASÁG XV. VÁNDORGYŰLÉSE DUALITÁSOK A REGIONÁLIS TUDOMÁNYBAN Laki Ildikó PhD, főiskolai docens (SZTE JGYPK): A magyarországi fogyatékossággal élő emberek területi megoszlása
Q 1 D Q 2 (D x) 2 (1.1)
. Gyakorlat 4B-9 Két pontszerű töltés az x tengelyen a következőképpen helyezkedik el: egy 3 µc töltés az origóban, és egy + µc töltés az x =, 5 m koordinátájú pontban van. Keressük meg azt a helyet, ahol
matematikai statisztika
Az újságokban, plakátokon, reklámkiadványokban sokszor találkozunk ilyen grafikonokkal, ezért szükséges, hogy megértsük, és jól tudjuk értelmezni őket. A második grafikon ismerős lehet, hiszen a függvények
Kelet-Közép-Európa térszerkezetének aktuális folyamatai. Dr. Tóth Géza Főszerkesztő, Területi Statisztika Egyetemi docens, Miskolci Egyetem
Kelet-Közép-Európa térszerkezetének aktuális folyamatai Dr. Tóth Géza Főszerkesztő, Területi Statisztika Egyetemi docens, Miskolci Egyetem Vázlat Térszerkezet fogalma, modellek Fajlagos GDP területi képe
ADALÉKOK BÉKÉS MEGYE KISTÉRSÉGEINEK FEJLŐDÉSÉHEZ A 90-ES ÉVEK MÁSODIK FELÉBEN
ADALÉKOK BÉKÉS MEGYE KISTÉRSÉGEINEK FEJLŐDÉSÉHEZ A 90-ES ÉVEK MÁSODIK FELÉBEN Nagy Zoltán, Péter Zsolt egyetemi adjunktus, egyetemi tanársegéd Miskolci Egyetem, Miskolci Egyetem Regionális Gazdaságtan
FEGYVERNEKI SÁNDOR, Valószínűség-sZÁMÍTÁs És MATEMATIKAI
FEGYVERNEKI SÁNDOR, Valószínűség-sZÁMÍTÁs És MATEMATIKAI statisztika 8 VIII. REGREssZIÓ 1. A REGREssZIÓs EGYENEs Két valószínűségi változó kapcsolatának leírására az eddigiek alapján vagy egy numerikus
A Kecskeméti Belvárosi Zrínyi Ilona Általános Iskola Magyar Ilona Általános Iskolája 2015-ös évi kompetenciamérésének értékelése
A Kecskeméti Belvárosi Zrínyi Ilona Általános Iskola Magyar Ilona Általános Iskolája 2015-ös évi kompetenciamérésének értékelése 2016. június 10. Készítette: Karenyukné Major Ágnes I. A telephely épületének
Hosszú zsuzsanna: A lakosság fogyasztási viselkedése és annak jövedelem szerinti heterogenitása a válság előtt mikrostatisztikák alapján*,1
Hosszú zsuzsanna: A lakosság fogyasztási viselkedése és annak jövedelem szerinti heterogenitása a válság előtt mikrostatisztikák alapján*, A válságot követően, 9 közepe óta zajlik a hazai GDP lassú, de
} számtani sorozat első tagja és differenciája is 4. Adja meg a sorozat 26. tagját! A = { } 1 pont. B = { } 1 pont. x =
. Az { a n } számtani sorozat első tagja és differenciája is 4. Adja meg a sorozat 26. tagját! a = 26 2. Az A és B halmazokról tudjuk, hogy A B = {;2;3;4;5;6}, A \ B = {;4} és A B = {2;5}. Sorolja fel
Regionális és megyei szakiskolai tanulói létszámok meghatározása
Regionális és megyei szakiskolai tanulói létszámok meghatározása a regionális fejlesztési és képzési bizottságok (RFKB-k) részére (becslések a 2008-2012-es /2015-ös/ időszakra) A tanulmányt írta: Jakobi
TÁJÉKOZTATÓ BARANYA MEGYE MUNKAERŐ-PIACI HELYZETÉNEK ALAKULÁSÁRÓL JÚNIUS
TÁJÉKOZTATÓ BARANYA MEGYE MUNKAERŐ-PIACI HELYZETÉNEK ALAKULÁSÁRÓL Megnevezés A NYILVÁNTARTOTT ÁLLÁSKERESŐK FŐBB ADATAI 213.. Változás az előző hónaphoz képest Változás az előző évhez képest Főben %-ban
A SIOK Beszédes József Általános Iskola évi kompetenciamérés eredményeinek elemzése és hasznosítása
A SIOK Beszédes József Általános Iskola 2011. évi kompetenciamérés eredményeinek elemzése és hasznosítása A jelentésben szereplő tanulók száma 2011. évi méréskor 6. a osztály: 24 fő 6. b osztály: 32 fő
KÖZPONTI STATISZTIKAI HIVATAL GYŐRI IGAZGATÓSÁGA NYUGAT-DUNÁNTÚL MUNKAERŐ-PIACI HELYZETE
KÖZPONTI STATISZTIKAI HIVATAL GYŐRI IGAZGATÓSÁGA NYUGAT-DUNÁNTÚL MUNKAERŐ-PIACI HELYZETE Győr 2006 Központi Statisztikai Hivatal Győri Igazgatósága, 2006 ISBN-10: 963-235-050-2 ISBN-13: 978-963-235-050-9
A DIGITÁLIS TÁRSADALOMFÖLDRAJZI FELÜLETEK ALKALMAZÁSI LEHETŐSÉGEI A HAZAI TERÜLETI KUTATÁSOKBAN. Jakobi Ákos 1
A DIGITÁLIS TÁRSADALOMFÖLDRAJZI FELÜLETEK ALKALMAZÁSI LEHETŐSÉGEI A HAZAI TERÜLETI KUTATÁSOKBAN Bevezetés Jakobi Ákos 1 A számítógépes alkalmazások felértékelődésével és egyre szélesebb körű elterjedésével
Sajtóközlemény. GfK: több mint 10 százalékkal emelkedett az egy főre jutó vásárlóerő Magyarországon
Sajtóközlemény 2017. november 16. 2016.11.16. Tisza Andrea T: +36 30 619 3361 andrea.tisza@ext.gfk.com GfK: több mint 10 százalékkal emelkedett az egy főre jutó vásárlóerő Magyarországon Változatlanul
Kutatás-fejlesztési adatok a PTE KFI stratégiájának megalapozásához. Országos szintű mutatók (nemzetközi összehasonlításban)
199 1992 1994 1996 1998 2 22 24 26 28 1 Kutatás-fejlesztési adatok a PTE KFI stratégiájának megalapozásához Készítette: Erdős Katalin Közgazdaságtudományi Kar Közgazdasági és Regionális Tudományok Intézete
Korrelációs kapcsolatok elemzése
Korrelációs kapcsolatok elemzése 1. előadás Kvantitatív statisztikai módszerek Két változó közötti kapcsolat Független: Az X ismérv szerinti hovatartozás ismerete nem ad semmilyen többletinformációt az
TÁJÉKOZTATÓ BARANYA MEGYE MUNKAERŐ-PIACI HELYZETÉNEK ALAKULÁSÁRÓL JANUÁR
TÁJÉKOZTATÓ BARANYA MEGYE MUNKAERŐ-PIACI HELYZETÉNEK ALAKULÁSÁRÓL Megnevezés A NYILVÁNTARTOTT ÁLLÁSKERESŐK FŐBB ADATAI 2013. jan. Változás az előző hónaphoz képest Változás az előző évhez képest Főben
AZ EURÓPAI UNIÓ KOHÉZIÓS POLITIKÁJÁNAK HATÁSA A REGIONÁLIS FEJLETTSÉGI KÜLÖNBSÉGEK ALAKULÁSÁRA
AZ EURÓPAI UNIÓ KOHÉZIÓS POLITIKÁJÁNAK HATÁSA A REGIONÁLIS FEJLETTSÉGI KÜLÖNBSÉGEK ALAKULÁSÁRA Zsúgyel János egyetemi adjunktus Európa Gazdaságtana Intézet Az Európai Unió regionális politikájának történeti
A Markowitz modell: kvadratikus programozás
A Markowitz modell: kvadratikus programozás Losonczi László Debreceni Egyetem, Közgazdaság- és Gazdaságtudományi Kar Debrecen, 2011/12 tanév, II. félév Losonczi László (DE) A Markowitz modell 2011/12 tanév,
Hat ábra hat megállapítás az Észak-magyarországi régió leghátrányosabb helyzetű (LHH) kistérségeinek munkaerő-piaci helyzete 1
Észak-magyarországi Stratégiai Füzetek VII.évf. 2010 2 58-64 Lipták Katalin Hat ábra hat megállapítás az Észak-magyarországi régió leghátrányosabb helyzetű (LHH) kistérségeinek munkaerő-piaci helyzete
Iskolai jelentés. 10. évfolyam szövegértés
2008 Iskolai jelentés 10. évfolyam szövegértés Az elmúlt évhez hasonlóan 2008-ban iskolánk is részt vett az országos kompetenciamérésben, diákjaink matematika és szövegértés teszteket, illetve egy tanulói
Polarizáló beruházások és változó gazdasági térszerkezet az átmenet Kínájában
Polarizáló beruházások és változó gazdasági térszerkezet az átmenet Kínájában Gyuris Ferenc ELTE TTK Regionális Tudományi Tanszék Kínai álom kínai valóság PPKE BTK Budapest 2014. november 22. Az egy főre
A TERÜLETI EGYENLŐTLENSÉGEK MÉRÉSÉNEK MÓDSZEREI, A GDP KRITIKÁJA
A TERÜLETI EGYENLŐTLENSÉGEK MÉRÉSÉNEK MÓDSZEREI, A GDP KRITIKÁJA A területi egyenlőtlenségi vizsgálatok jelentősége A népesség és a gazdaság térben egyenlőtlenül helyezkedik el, okai: Eltérő természetföldrajzi
Geometriai valo szí nű se g
Geometriai valo szí nű se g Szűk elméleti áttekintő Klasszikus valószínűség: Geometriai valószínűség: - 1 dimenzióban: - dimenzióban: - + dimenzióban: jó esetek összes eset jó szakaszok teljes szakasz
A Kecskeméti Belvárosi Zrínyi Ilona Általános Iskola Tóth László Általános Iskolája 2015-ös évi kompetenciamérésének értékelése
A Kecskeméti Belvárosi Zrínyi Ilona Általános Iskola Tóth László Általános Iskolája 2015-ös évi kompetenciamérésének értékelése 2016. június 10. Készítette: Karenyukné Major Ágnes I. A telephely épületének
Bevezető Adatok rendezése Adatok jellemzése Időbeli elemzés
Gazdaságstatisztika 2. előadás Egy ismérv szerinti rendezés Kóczy Á. László KGK VMI Áttekintés Gyakorisági sorok Grafikus ábrázolásuk Helyzetmutatók Szóródási mutatók Az aszimmetria mérőszámai Koncentráció
Regresszió. Csorba János. Nagyméretű adathalmazok kezelése március 31.
Regresszió Csorba János Nagyméretű adathalmazok kezelése 2010. március 31. A feladat X magyarázó attribútumok halmaza Y magyarázandó attribútumok) Kérdés: f : X -> Y a kapcsolat pár tanítópontban ismert
A Statisztika alapjai
A Statisztika alapjai BME A3c Magyar Róbert 2016.05.12. Mi az a Statisztika? A statisztika a valóság számszerű információinak megfigyelésére, összegzésére, elemzésére és modellezésére irányuló gyakorlati
AZ ÖSSZEHASONLÍTÁST TORZÍTÓ TÉNYEZŐK ÉS KISZŰRÉSÜK
BUDAPESTI GAZDASÁGI FŐISKOLA PÉNZÜGYI ÉS SZÁMVITELI KAR KONTROLLING-ELLENŐRZÉS INTÉZETI TANSZÉK ÖSSZEÁLLÍTOTTA: BLUMNÉ BÁN ERIKA ADJUNKTUS ELEMZÉS-ELLENŐRZÉS MÓDSZERTANA ÉS RENDSZERE 2. ELŐADÁS MUNKAVEZÉRLŐ
A Beregszászi járás természeti erőforrásainak turisztikai szempontú kvantitatív értékelése
XXXII. OTDK - Fizika, Földtudományok és Matematika Szekció FiFöMa A Beregszászi járás természeti erőforrásainak turisztikai szempontú kvantitatív értékelése Pályamunka A dolgozat lezárásának dátuma: 2014.
Közlekedésföldrajz és térszervezés egy baranyai esettanulmány. KISS BALÁZS PTE-TTK Földtudományok Doktori Iskola PhD-hallgató, I. évf.
Közlekedésföldrajz és térszervezés egy baranyai esettanulmány KISS BALÁZS PTE-TTK Földtudományok Doktori Iskola PhD-hallgató, I. évf. Az elérhetőség értelmezése Többféle, általában egykomponensű definíció
Szá molá si feládáttí pusok á Ko zgázdásá gtán I. (BMEGT30A003) tá rgy zá rthelyi dolgozátá hoz
Szá molá si feládáttí pusok á Ko zgázdásá gtán I. (BMEGT30A003) tá rgy zá rthelyi dolgozátá hoz 1. feladattípus a megadott adatok alapján lineáris keresleti, vagy kínálati függvény meghatározása 1.1. feladat
SZERVEZETI ÖNÉRTÉKELÉSI EREDMÉNYEK ALAKULÁSA 2013 ÉS 2017 KÖZÖTT
SZERVEZETI ÖNÉRTÉKELÉSI EREDMÉNYEK ALAKULÁSA 213 ÉS 217 KÖZÖTT A dokumentum a szervezeti önértékelés 217-es felmérési eredményeit veti össze a 213-as értékelés eredményeivel. 213-ban csak az oktató/kutató
Komplex regionális elemzés és fejlesztés tanév DE Népegészségügyi Iskola Egészségpolitika tervezés és finanszírozás MSc
Komplex regionális elemzés és fejlesztés 2016-2017. tanév DE Népegészségügyi Iskola Egészségpolitika tervezés és finanszírozás MSc 1. előadás A fejlettségi térszerkezet és az egészségi állapot területi
Géprajz - gépelemek. Előadó: Németh Szabolcs mérnöktanár. Belső használatú jegyzet 2
Géprajz - gépelemek FELÜLETI ÉRDESSÉG Előadó: Németh Szabolcs mérnöktanár Belső használatú jegyzet http://gepesz-learning.shp.hu 1 Felületi érdesség Az alkatrészek elkészítéséhez a rajznak tartalmaznia
Lehet hogy igaz, de nem biztos. Biztosan igaz. Lehetetlen. A paralelogrammának van szimmetria-középpontja. b) A trapéznak két szimmetriatengelye van.
Geometria, sokszögek, szögek, -, 2004_01/5 Lili rajzolt néhány síkidomot: egy háromszöget, egy deltoidot, egy paralelogrammát és egy trapézt. A következő állítások ezekre vonatkoznak. Tegyél * jelet a
A KÖZOKTATÁS TERÜLETI KÜLÖNBSÉGEI. Bevezetés
CSÁSZÁR ZSUZSA A KÖZOKTATÁS TERÜLETI KÜLÖNBSÉGEI Bevezetés Az 1990-es években a magyar földrajztudomány érdeklődésének fókuszába a cselekvő ember térbeli viselkedésének vizsgálata került. A végbemenő paradigmaváltás
A JÓLÉTI ÁLLAM KÖZGAZDASÁGTANA
A JÓLÉTI ÁLLAM KÖZGAZDASÁGTANA A JÓLÉTI ÁLLAM KÖZGAZDASÁGTANA Készült a TÁMOP-4.1.2-08/2/A/KMR-2009-0041pályázati projet eretében Tartalomfejlesztés az ELTE TátK Közgazdaságtudományi Tanszéén az ELTE Közgazdaságtudományi
Mérési hibák 2006.10.04. 1
Mérési hibák 2006.10.04. 1 Mérés jel- és rendszerelméleti modellje Mérési hibák_labor/2 Mérési hibák mérési hiba: a meghatározandó értékre a mérés során kapott eredmény és ideális értéke közötti különbség
2017-ben Erdély hét megyéjében haladta meg a GDP növekedése az országos átlagot
GDP, 2007 2017 2017-ben Erdély hét megyéjében haladta meg a GDP növekedése az országos átlagot Az uniós csatlakozás utáni időszakban Románia bruttó hazai összterméke nominális lej értéken megduplázódott.
ELTE TáTK Közgazdaságtudományi Tanszék GAZDASÁGSTATISZTIKA. Készítette: Bíró Anikó. Szakmai felelős: Bíró Anikó június
GAZDASÁGSTATISZTIKA GAZDASÁGSTATISZTIKA Készült a TÁMOP-4.1.2-08/2/A/KMR-2009-0041pályázati projekt keretében Tartalomfejlesztés az ELTE TátK Közgazdaságtudományi Tanszékén az ELTE Közgazdaságtudományi
MATEMATIKA HETI 5 ÓRA. IDŐPONT: 2010. Június 4.
EURÓPAI ÉRETTSÉGI 2010 MATEMATIKA HETI 5 ÓRA IDŐPONT: 2010. Június 4. A VIZSGA IDŐTARTAMA: 4 óra (240 perc) ENGEDÉLYEZETT SEGÉDESZKÖZÖK : Európai képletgyűjtemény Nem programozható, nem grafikus kalkulátor
A Balatonra utazó magyar háztartások utazási szokásai
A ra utazó magyar háztartások utazási szokásai Összeállította a Magyar Turizmus Rt. a A Magyar Turizmus Rt. megbízásából a M.Á.S.T. Piac- és Közvéleménykutató Társaság 2000 októberében vizsgálta a magyar
A XXI. SZÁZADRA BECSÜLT KLIMATIKUS TENDENCIÁK VÁRHATÓ HATÁSA A LEFOLYÁS SZÉLSŐSÉGEIRE A FELSŐ-TISZA VÍZGYŰJTŐJÉN
44. Meteorológiai Tudományos Napok Budapest, 2018. november 22 23. A XXI. SZÁZADRA BECSÜLT KLIMATIKUS TENDENCIÁK VÁRHATÓ HATÁSA A LEFOLYÁS SZÉLSŐSÉGEIRE A FELSŐ-TISZA VÍZGYŰJTŐJÉN Kis Anna 1,2, Pongrácz