849 matches
-
păstrează, în sensul că majoritatea variantelor de analiză factorială folosesc, în algoritmul de construcție a variabilelor-factor, ideea ordonării factorilor după importanța lor. Mai exact, se determină primul factor astfel încât el maximizează varianța explicată, apoi al doilea, care și el maximizează varianța explicată din cea neexplicată de primul factor etc. Marea problemă a analizei factoriale, ca de altfel a oricărei proceduri ce introduce variabile latente, este aceea a interpretării factorilor la care se ajunge. În cazul de față, fiecare factor apare ca
Ancheta sociologică și sondajul de opinie. Teorie și practică by Traian Rotariu, Petru Iluț () [Corola-publishinghouse/Science/1855_a_3180]
-
ceva mai departe asupra câtorva studii de caz cantitative sau care îmbină cantitativul și calitativul. Fără să intrăm prea mult în bucătăria metodologică, să spunem că problema științifică este aici de a estima care factori influențează ceea ce jargonul statistic numește varianța între unitățile școlare, adică variabilele care explică diferențele de victimizare și delincvență între aceste unități. În acest scop, orice studiu serios despre efectul școlii asupra problemelor de delincvență sau a comportamentului la școală încearcă să țină seama de factorii legați
Violența în școală: provocare mondială? by Éric Debarbieux () [Corola-publishinghouse/Science/1097_a_2605]
-
fost astfel încrucișate cu variabilele rezumând climatul școlar și variabilele măsurând violența. Tabelul 36. Climat-victimizare și efectul școlii: ACP pe medii, eșantion de școli elementare din 2003 Școlile sunt deci repartizate pe o primă axă care explică aproximativ 52% din varianță. Aceasta este de departe cea mai importantă. Totuși, axa a doua, chiar dacă explică numai 18,4% din varianță, este importantă pentru subiectul nostru, deoarece principala contribuție la această axă este variabila "violență percepută". Prima axă rezumă bine climatul școlar și
Violența în școală: provocare mondială? by Éric Debarbieux () [Corola-publishinghouse/Science/1097_a_2605]
-
ACP pe medii, eșantion de școli elementare din 2003 Școlile sunt deci repartizate pe o primă axă care explică aproximativ 52% din varianță. Aceasta este de departe cea mai importantă. Totuși, axa a doua, chiar dacă explică numai 18,4% din varianță, este importantă pentru subiectul nostru, deoarece principala contribuție la această axă este variabila "violență percepută". Prima axă rezumă bine climatul școlar și (una dintre corelațiile esențiale) victimizarea. Cu cât cerculețele care reprezintă fiecare unitate școlară sunt mai la dreapta figurii
Violența în școală: provocare mondială? by Éric Debarbieux () [Corola-publishinghouse/Science/1097_a_2605]
-
sau rentabilitatea sa urmează evoluția pieței. El măsoară de asemenea sensibilitatea cursului titlului respectiv la fluctuațiile pieței. Rezumând, putem scrie relația următoare. Conform metodei MEDAF, coeficientul beta se determină ca raport între covarianța randamentului titlului respectiv cu randamentul pieței și varianța randamentului pieței. În fapt, în acest scop se utilizează o regresie liniară de tipul. Pentru estimarea acestui beta, durata observațiilor poate fi mai lungă sau mai scurtă. O durată lungă de observații reflectă o mai mare varietate de evenimente economice
PERFORMANŢA GRUPURILOR. Modele de analiză by Ioana VIAŞU () [Corola-publishinghouse/Science/201_a_434]
-
cărții fac apel la teoria clasică a evaluării activelor financiare, mai precis la modelul CAPM. Vom recurge în acest scop la o regresie liniară de forma, unde se presupune că εt este o variabilă aleatorie reziduală de medie zero și varianță constantă, de regulă de repartiție normală. Așa cum este cunoscut, riscul total al activului de rentabilitate rt este măsurat prin varianța sa și are următoarea descompunere. Pentru a evita dificultățile generate de introducerea conceptului de rentabilitate anormală, vom proceda după cum urmează
PERFORMANŢA GRUPURILOR. Modele de analiză by Ioana VIAŞU () [Corola-publishinghouse/Science/201_a_434]
-
la o regresie liniară de forma, unde se presupune că εt este o variabilă aleatorie reziduală de medie zero și varianță constantă, de regulă de repartiție normală. Așa cum este cunoscut, riscul total al activului de rentabilitate rt este măsurat prin varianța sa și are următoarea descompunere. Pentru a evita dificultățile generate de introducerea conceptului de rentabilitate anormală, vom proceda după cum urmează. 1) Într-o primă etapă, vom evalua sensul reacției pieței la diverse tipuri de ajustări, de exemplu la majorarea capitalului
PERFORMANŢA GRUPURILOR. Modele de analiză by Ioana VIAŞU () [Corola-publishinghouse/Science/201_a_434]
-
specific determinat conform celei de-a doua abordări. utilizând tehnici de analiză statistică, putem decide dacă ajustările au condus sau nu la o reacție a pieței. În acest sens, vom recurge la un test Fisher de comparație a celor două varianțe (în fapt, cele două măsuri de risc sunt variantele factorului rezidual); dacă rezultatul testului confirmă modificarea riscului specific, atunci putem afirma că ajustările au contribuit la un anumit tip de reacție din partea pieței; vom putea măsura sensul acestei reacții prin
PERFORMANŢA GRUPURILOR. Modele de analiză by Ioana VIAŞU () [Corola-publishinghouse/Science/201_a_434]
-
independent. Relația care pune în evidență această dependență este următoarea. Beta (β) fiecărui activ reprezintă volatilitatea rentabilității activului considerat raportat la cea a pieței. Din punct de vedere matematic, ea corespunde raportului dintre covarianța rentabilității activului și rentabilitatea pieței și varianța rentabilității pieței. Se poate demonstra că acest coeficient corespunde elasticității cursului titlului față de indicele bursier al pieței. Așa cum am precizat deja în secțiunea consacrată acestui concept din capitolul anterior, pentru a estima acești parametrii se recurge la o regresie liniară
PERFORMANŢA GRUPURILOR. Modele de analiză by Ioana VIAŞU () [Corola-publishinghouse/Science/201_a_434]
-
al pieței. Așa cum am precizat deja în secțiunea consacrată acestui concept din capitolul anterior, pentru a estima acești parametrii se recurge la o regresie liniară de forma unde se presupune ca este o variabilă aleatoare reziduală de medie zero și varianță constantă, de regulă de repartiție normală. În aceste condiții, vom obține. Prezentăm rezultatele estimării acestei regresii pentru cele trei companii considerate, și anume: SIF Banat-Crișana, Banca Transilvania și SC IAMU SA. Înainte de a scrie ecuațiile care descriu celebrele capital market
PERFORMANŢA GRUPURILOR. Modele de analiză by Ioana VIAŞU () [Corola-publishinghouse/Science/201_a_434]
-
a grupului și a băncii, vom proceda astfel: 1) la nivelul Băncii Transilvania rezultatele analizei de regresie sunt următoarele: • rentabilități neajustate Deducem deci că ecuația care descrie variația ratei rentabilității TLV (Banca Transilvania) în raport cu variația ratei rentabilității BET este următoarea. Varianța reziduală, notată aici cu 1SIFV are valoarea. Așa cum se poate constata din tabelul anterior, estimatorii obținuți pot fi considerați suficient de relevanți. Această afirmație este justificată prin coeficienții de corelație și determinație și evident prin valorile testului Student din partea finală
PERFORMANŢA GRUPURILOR. Modele de analiză by Ioana VIAŞU () [Corola-publishinghouse/Science/201_a_434]
-
afirmație este justificată prin coeficienții de corelație și determinație și evident prin valorile testului Student din partea finală a tabelului; • rentabilități ajustate Deducem deci că ecuația care descrie variația ratei rentabilității TLV (Banca Transilvania) în raport cu variația ratei rentabilității BET este următoarea. Varianța reziduală, notată aici cu 2SIFV are valoarea. Și în acest caz se poate constata din tabelul anterior că estimatorii obținuți pot fi considerați suficient de relevanți. Această afirmație se justifică de asemenea prin coeficienții de corelație și determinație și evident
PERFORMANŢA GRUPURILOR. Modele de analiză by Ioana VIAŞU () [Corola-publishinghouse/Science/201_a_434]
-
din tabelul anterior că estimatorii obținuți pot fi considerați suficient de relevanți. Această afirmație se justifică de asemenea prin coeficienții de corelație și determinație și evident prin valorile testului Student din partea finală a tabelului. Testul statistic Fisher, adică raportul dintre varianța reziduală mai mare și cea mai mică are valoareaF = 2,16, fiind superior valorii tabelare F = 2,11, la un nivel de semnificație de 95%. Evident, acest rezultat este la limita valorilor acceptabile, dar afirmă totuși că efectul majorării de
PERFORMANŢA GRUPURILOR. Modele de analiză by Ioana VIAŞU () [Corola-publishinghouse/Science/201_a_434]
-
majorări de capital la nivelul Băncii Transilvania asupra SIF. 2) la nivelul SIF Banat-Crișana rezultatele analizei de regresie sunt următoarele: • rentabilități neajustate. Deducem deci că ecuația care descrie variația ratei rentabilității SIF Banat-Crișana în raport cu variația ratei rentabilității BET este următoarea. Varianța reziduală, notată aici cu 1SIFV are valoarea. Așa cum se poate constata din tabelul anterior, estimatorii obținuți pot fi considerați suficient de relevanți. Această afirmație este justificată prin coeficienții de corelație și determinație și evident prin valorile testului Student din partea finală
PERFORMANŢA GRUPURILOR. Modele de analiză by Ioana VIAŞU () [Corola-publishinghouse/Science/201_a_434]
-
Această afirmație este justificată prin coeficienții de corelație și determinație și evident prin valorile testului Student din partea finală a tabelului; • rentabilități ajustate tratelor. Deducem deci că ecuația ce descrie variația ratei SIF BanatCrișana în raport cu variația ratei rentabilității BET este următoarea. Varianța reziduală, notată aici cu 2SIFV are valoarea: 2 SIFV = = 0,000135. Așa cum se poate constata din tabelul anterior, estimatorii obținuți pot fi considerați suficient de relevanți. Această afirmație este justificată prin coeficienții de corelație și determinație și evident prin valorile
PERFORMANŢA GRUPURILOR. Modele de analiză by Ioana VIAŞU () [Corola-publishinghouse/Science/201_a_434]
-
estimatorii obținuți pot fi considerați suficient de relevanți. Această afirmație este justificată prin coeficienții de corelație și determinație și evident prin valorile testului Student din partea finală a tabelului. În acest caz, dar nu surprinzător, testul statistic Fisher, adică raportul dintre varianța reziduală mai mare și cea mai mică, dat de F = 1,10, care este inferior valorii tabelate F = 2,11 la un nivel de semnificație de 95% spune că efectul majorării de capital de la nivelul Băncii Transilvania, asupra cotațiilor bursiere
PERFORMANŢA GRUPURILOR. Modele de analiză by Ioana VIAŞU () [Corola-publishinghouse/Science/201_a_434]
-
proces. Faptul că un proiect se află sub control statistic nu garantează că absolut toate produsele vor corespunde valorilor obiectiv ale costului, duratei sau calității, din pricina faptului că limitele intervalului de încredere s-au stabilit pe baza mediei și a varianței distribuției unui eșantion al valorilor efective și nu pe baza valorilor planificate ale obiectivelor. Pentru un proiect aflat sub control statistic se consideră că impactul factorilor cuantificabili asupra produselor generate de proiect a fost eliminat. 1) Rata eficacității proiectului (Rp
Managementul inovării by Jeanina Biliana CIUREA () [Corola-publishinghouse/Science/192_a_430]
-
raport între suma valorilor observate (xi) și numărul observațiilor 2) Variația valorilor observate în jurul mediei se determină cu ajutorul a trei indicatori: amplitudinea absolută a variației (A), care se obține ca diferență între valoarea maximă (xmax) și valoarea minimă (xmin) observate: . Varianța este un indicator abstract, nu are formă concretă de exprimare și măsoară variația totală a valorilor observate în jurul mediei („împrăștierea” totală a valorilor individuale în jurul mediei); abaterea medie pătratică sau abaterea standard (σ), care se determină ca o medie pătratică
Managementul inovării by Jeanina Biliana CIUREA () [Corola-publishinghouse/Science/192_a_430]
-
sau descresc în toate categoriile chair înainte și după alegerile din 1996 vezi octombrie '96, martie '97; aceeași situație apare și înainte și după alegerile din 200058 (vezi Tabelul 7). Pentru a verifica aceste influențe, am folosit testele ANOVA (analiza varianței). Practic, am creat o variabilă artificială 59 care să marcheze contextele date de perioadele pre- și postelectorale (1996-1997 și 2000-2001) și am testat relația ei cu fiecare categorie de optimism / pesimism. Rezultatele sugerează existența așa numitului efect al "lunii de
Schimbare socială și identitate socioculturală: o perspectivă sociologică by Horaţiu Rusu () [Corola-publishinghouse/Science/1049_a_2557]
-
cultură a neîncrederii se va risipi, tinerii (în special cei din mediul urban) să se reorienteze sau să se identifice din ce în ce mai mult cu valorile de tip deschidere la schimbare, în detrimentul celor conservatoare. ANEXA I Tabelele A1-A5 prezintă rezultatele analizei de varianță (ANOVA) Tabel A1 Test: Bonferoni Variabila dependentă (I) elect (J) elect * Diferență medii (I-J) Eroare standard Sig. Optimism deplin post- electoral non- electoral 8,77692 3,03822 ,029 preelectoral 13,23500 3,75735 ,007 Tabel A2 Test: Bonferoni Variabila
Schimbare socială și identitate socioculturală: o perspectivă sociologică by Horaţiu Rusu () [Corola-publishinghouse/Science/1049_a_2557]
-
0,374 0,305 0,673 0,612 0,552 Religia e importantă 0,430 0,295 0,312 0,656 0,543 0,558 Dumnezeu e important 0,853 0,971 0, 790 0,923 0,985 0,889 Varianța explicată 58 % 55 % 47 % KMO 0,664 0,609 0,625 Corelația* cu Indicele** Religie importantă 0,997 0,984 1,000 Notă: * Toate corelațiile sunt semnificative pentru p = 0,000. ** Indicele e calculat pe baza saturațiilor factorului în 2005
Schimbare socială și identitate socioculturală: o perspectivă sociologică by Horaţiu Rusu () [Corola-publishinghouse/Science/1049_a_2557]
-
0,956 0,847 0,905 0,978 Crede că există... Rai 0,875 0,881 0,806 0,935 0,939 0,898 Crede că există... păcat 0,294 0,337 0,359 0,542 0,580 0,599 Varianța explicată 61 % 64 % 66 % KMO 0,771 0,774 0,771 Corelația* cu Indicele** Etos creștin 0,984 0,987 1,000 Notă: * Toate corelațiile sunt semnificative pentru p = 0,000. ** Indicele e calculat pe baza saturațiilor factorului în 2005
Schimbare socială și identitate socioculturală: o perspectivă sociologică by Horaţiu Rusu () [Corola-publishinghouse/Science/1049_a_2557]
-
0,742 0,736 Biserica oferă răspunsuri la probleme familiale 0,756 0,747 0,804 0,869 0,864 0,897 Biserica oferă răspunsuri la probleme sociale 0,257 0,274 0,395 0,507 0,523 0,629 Varianța explicată 47 % 52 % 58 % KMO 0,627 0,643 0,673 Corelația* cu Indicele** Religie importantă 0,947 0,968 1,000 Notă: * Toate corelațiile sunt semnificative pentru p = 0,000. ** Indicele e calculat pe baza saturațiilor factorului în 2005
Schimbare socială și identitate socioculturală: o perspectivă sociologică by Horaţiu Rusu () [Corola-publishinghouse/Science/1049_a_2557]
-
0,691 0,786 0,561 0,831 0,887 0,749 Autopercepția religiozității 0,435 0,399 0,359 0,660 0,632 0,599 Comportament religios 0,421 0,312 0,267 0,649 0,559 0,517 Varianța explicată 46 % 46 % 35 % KMO 0, 817 0, 768 0, 765 Corelația* cu Indicele** Religiozitate 0,985 0,995 1,000 Notă: * Toate corelațiile sunt semnificative pentru p = 0,000. ** Indicele e calculat pe baza saturațiilor factorului în 2005. Metoda
Schimbare socială și identitate socioculturală: o perspectivă sociologică by Horaţiu Rusu () [Corola-publishinghouse/Science/1049_a_2557]
-
0,739 0,720 0,751 Cât de justificat este... divorțul 0,486 0,657 0,583 0,697 0,810 0,763 Cât de justificată este... eutanasia 0,255 0,337 0,453 0,505 0,580 0,673 Varianța explicată 39 % 46 % 53 % KMO 0, 676 0, 803 0, 771 Corelația* cu Indicele** Permisivitate 0,990 0,989 1,000 Notă: * Toate corelațiile sunt semnificative pentru p ≤ 0,01. ** Indicele e calculat pe baza saturațiilor factorului în 2005. Metoda
Schimbare socială și identitate socioculturală: o perspectivă sociologică by Horaţiu Rusu () [Corola-publishinghouse/Science/1049_a_2557]