• Nie Znaleziono Wyników

Wyniki estymacji modeli logitow ych

VI. EKONOMETRYCZNA ANALIZA CZYNNIKÓW

5. Wyniki estymacji modeli logitow ych

W pierwszej kolejności oszacowano modele logitow e objaśniające prawdopodobieństwo posiadania przez osoby w wieku 4 5 + w wojewódz­

twie kujawsko-pomorskim określonego statusu na rynku pracy, tj. odpo­

wiednio statusu: osoby pracującej, bezrobotnej i biernej zawodowo. Wyniki estym acji modeli przedstawiają tabele 3, 4 i 5.

Następnie dokonano eliminacji zmiennych metodą krokową (a poste­

riori). Istotność parametrów weryfikowano na podstawie testu t-Studenta.

Przyjęto poziom istotności a = 0,1.

- 0

- 0

W tabelach z wynikami estymacji modeli logitowych dla osób w wie­

ku 4 5 + w województwie kujawsko-pomorskim przyjęto oznaczenie Z, ze względu na to, że przy dużej liczbie obserwacji rozkład statystyki t zmie­

rza do rozkładu normalnego.

Zważywszy na fakt, że analiza wyników na podstawie interpretacji parametru w modelu logitowym je s t dosyć trudna, w tabeli oprócz oszaco­

wanych param etrów podano ilorazy szans. Szansą je s t stosunek prawdopo­

dobieństwa, że dane zdarzenie wystąpi do prawdopodobieństwa, że to zda­

rzenie nie nastąpi. Iloraz szans równy jedności oznacza równość szans wystąpienia/niewystąpienia badanego zdarzenia w obu porównywanych grupach, w skazując jednocześnie, że określona cecha będąca kryterium wyodrębnienia grup nie wpływa na szanse pojawienia się tego zdarzenia.

Ekonometryczna analiza czynników wpływających na aktywność...

Tabela 3. Wyniki estymacji modelu logitowego objaśniającego prawdopodobieństwo zatrudnienia ludzi starszych w województwie kujawsko-pomorskim (mo­

del pełny)

Zmienna Ocena parametru Błąd standardowy Z P> \ Z\ Iloraz szans

Wyraz wolny -2,3580 1,0385 -2,27 0,023

W modelu pierwszym spośród zmiennych obejmujących czynniki spo­

łeczno-demograficzne nieistotne statystycznie okazały się: stan cywilny (MA- RITAL 1, MARITAL 2, MARITAL 3, MARITAL 4), miejsce zamieszkania (URBAN) i typ zamieszkiwanego powiatu (CC 1, CC 2, CC 3, CC 4). Oznacza to, że prawdopodobieństwo zatrudnienia w populacji osób starszych nie je s t uza­

leżnione od stanu cywilnego, takie same szanse m ają osoby w stanie wol­

nym (panny, kawalerowie), rozwiedzione, wdowy i wdowcy oraz pozosta­

jące w związku małżeńskim. Podobny rezultat uzyskano w badaniach ogól­

Rozdział VI

nopolskich14. Na aktywność zawodową osób starszych nie wpływały rów­

nież zróżnicowania przestrzenne lokalnych rynków pracy, a więc zamiesz­

kiwanie na wsi lub mieście oraz zamieszkiwanie w określonej grupie po­

w iatów w województwie kujawsko-pomorskim.

Tabela 4. Wyniki estymaq'i modelu logitowego objaśniającego prawdopodobieństwo bezrobocia ludzi starszych w województwie kujawsko-pomorskim (model pełny)

Zmienna Ocena parametru Błąd standardowy Z P> \ Z\ Iloraz szans

Wyraz wolny -2,4882 0,5739 -4,34 0,000

Jeżeli chodzi o zmienne objaśniające charakteryzujące kapitał ludzki, poziom wykształcenia (EDU 2, EDU 3, EDU 4, EDU 5), znajomość języka

14 L. Wincenciak, Wstępne studium determinant dezaktywizacji zaw odow ej kobiet i mężczyzn, cz. I, Załącznik 5a do raportu z badań nt. Dezaktywizacja osób w wieku okołoemerytalnym, s. 10, http:// www.mps.gov.pl (06.05.2009).

obcego (SKILLLS 2), umiejętności komputerowe (SKILLS 3 i SKILLS 4), średni staż pracy (EXPERIENCE 2), taki sobie stan zdrowia (HEALTH 2) i lekki sto­

pień niepełnosprawności (DISABLED 3) nie miały istotnego statystycznie wpływu na zmienną objaśnianą. Zaskakuje w tej grupie zmiennych obec­

ność wykształcenia. Zazwyczaj obserwuje się, że większa aktywność zawo­

dowa osób w wieku 4 5 + je s t raczej cechą osób z wyższym wykształce­

niem. W tym badaniu nie stwierdzono jednak takiej zależności. Może to oznaczać, że o aktywności bardziej niż wykształcenie decydują inne czyn­

niki, w tym np. silne bodźce nakłaniające do dezaktywizacji.

Ekonometryczna analiza czynników wpływających na aktywność...

-Tabela 5. Wyniki estymacji modelu logitowego objaśniającego prawdopodobieństwo bierności zawodowej ludzi starszych w województwie kujawsko-pomor­

skim (model pełny)

Zmienna Ocena parametru Błąd standardowy Z P> \ Z\ Iloraz szans

Wyraz wolny -3,9372 0,9113 -4,32 0,000

Rozdział VI

Tabela 6. Wyniki estymacji modelu logitowego objaśniającego prawdopodobieństwo zatrudnienia ludzi starszych w województwie kujawsko-pomorskim (mo­

del z istotnymi zmiennymi objaśniającymi)

Zmienna Ocena parametru Błąd standardowy Z P >l Z l Iloraz szans

Wyraz wolny -2,0646 0,4316 -4,78 0,000

-GENDER 1,7818 0,2408 7,40 0,000 5,9406

AGE 1 -5,5579 0,7754 -7,17 0,000 0,0039

AGE 2 -3,0351 0,3195 -9,50 0,000 0,0481

AGE 3 -1,8426 0,2521 -7,31 0,000 0,1584

SKILLS 1 0,4072 0,2071 1,97 0,049 1,5026

SKILLS 5 0,3321 0,1999 1,66 0,097 1,3938

EXPERIENCE 3 1,6029 0,3263 4,91 0,000 4,9675

EXPERIENCE 4 2,5739 0,3429 7,51 0,000 13,1164

EXPERIENCE 5 3,4524 0,4702 7,34 0,000 31,5754

TRAIN 1,0326 0,2245 4,60 0,000 2,8084

HEALTH 1 0,3059 0,1842 1,66 0,097 1,3578

DISABLED 1 0,4785 0,2494 1,92 0,055 1,6136

CARE1 0,4548 0,2180 2,09 0,037 1,5759

PENSION -1,9762 0,2178 -9,07 0,000 0,1386

Źródło: obliczenia własne.

Na prawdopodobieństwo zatrudnienia osób starszych zasadniczo nie wpływały również takie umiejętności, jak znajomość języka obcego, pisa­

nie i liczenie na komputerze. Przede wszystkim badana populacja nie jest pokoleniem globtroterów i znawców zaawansowanych technologii informa­

tycznych; w tej generacji z racji istniejących uwarunkowań nie rozwijano takich umiejętności, gdyż po prostu nie były one potrzebne ani w życiu, ani w pracy zawodowej. Osoby w wieku 4 5 + zatrudniane są często z zu­

pełnie innych powodów: dysponują bogatym doświadczeniem zawodowym, m iewają rzadkie i specyficzne kwalifikacje, dobrze znają swoją pracę i moc­

no się angażują, są bardziej dyspozycyjne w porównaniu do młodszych ko­

legów i koleżanek.

Czynnikiem determinującym aktywność zawodową osób w wieku 4 5 + jest natomiast płeć badanych. Uzyskane w badaniu wyniki estymacji modelu jednak zaskakują, gdyż wskazują na znacznie lepszą sytuację na rynku pracy kobiet aniżeli mężczyzn w tym wieku. Rezultat ten trudno uznać za wiary­

godny, gdyż nie potwierdza tendencji ogólnopolskich w tym zakresie. Taki wynik może mieć również związek ze strukturą badanej próby, do której do­

bór - zgodnie z przyjętymi założeniami - miał charakter niełosowy. Innym możliwym wytłumaczeniem tej sytuacji, opartym jednak na domniemaniach, może być lepsze wykształcenie, mocniejsze zaangażowanie i większa dyscy­

plina pracy kobiet w starszym wieku, w mniejszym stopniu obciążonych obo­

wiązkami macierzyńskimi i rodzinnymi, a także ich silna motywacja do osią­

gnięcia stażu pracy niezbędnego do uzyskania uprawnień emerytalnych.

Ekonometryczna analiza czynników wpływających na aktywność...

Wszystkie zmienne objaśniające związane z wiekiem wpływały istot­

nie statystycznie na prawdopodobieństwo zatrudnienia osób starszych, przy czym owo prawdopodobieństwo najwyższe było w najstarszej grupie w ie­

kowej, tj. 60 lat i więcej. Początkowo wynik taki próbowano tłumaczyć ist­

nieniem okresów ochronnych wykluczających zwolnienia z pracy, które gwarantowane są odpowiednimi przepisami kodeksu pracy. W toku dysku­

sji w zespole roboczym niniejszego projektu okazało się, że taki rezultat je s t skutkiem przyjętych założeń odnośnie do konstrukcji próby badawczej.

Czynnikiem sprzyjającym zatrudnieniu osób starszych je s t posiadanie prawa jazdy kat. B oraz um iejętność pozyskiwania inform acji z intem etu.

Umiejętność kierowania pojazdem pozytywnie wpływa na mobilność prze­

strzenną ludności, a poza tym zmniejsza uciążliwość dalekich dojazdów do pracy. Również druga umiejętność może ułatwiać i znalezienie pracy, i funk­

cjonowanie we współczesnym środowisku pracy, zważywszy że obecnie wy­

miana informacji i procesy komunikacji dokonują się przeważnie drogą in­

ternetową.

Aktywność zawodowa je s t też uzależniona od stażu pracy: im dłuż­

szy staż pracy, tym większe prawdopodobieństwo zatrudnienia. Staż pracy je st miarą doświadczenia zawodowego, obrazuje również przebieg kariery zawodowej. Te cechy pozytywnie wpływają na aktywność zawodową ludzi starszych.

W zasobie pracujących dłużej pozostają osoby, które przejawiają ak­

tywność szkoleniową, oceniają swój stan zdrowia jako bardzo dobry i do­

bry oraz nie posiadają orzeczenia o niepełnosprawności.

Istotne statystyczn ie znaczenie dla aktyw ności zaw odow ej ludzi w wieku 4 5 + m ają uwarunkowania rodzinne, przy czym prawdopodobień­

stwo zatrudnienia okazało się większe w przypadku osób mających zobo­

wiązania opiekuńcze w stosunku do dzieci i wnuków, aniżeli osób bez ta­

kich zobowiązań. Ponieważ obowiązki opiekuńcze raczej ograniczają aktyw­

ność zawodową, taki wynik może wydawać się niewiarygodny. Jeżeli jed ­ nak się uwzględni, że odpowiadając na pytanie w kwestionariuszu ankiety respondenci jako zobowiązanie opiekuńcze potraktowali obowiązek wycho­

wania i utrzymania dzieci lub wnuków, to uzyskany wynik można wytłu­

maczyć w bardzo prosty sposób. Konieczność wychowania i utrzymania młodego pokolenia je st bowiem silnym bodźcem motywującym do pozo­

stawania w aktywności zawodowej.

Czynnikiem silnie warunkującym aktywność zawodową ludzi star­

szych je s t niepobieranie świadczeń społecznych, takich ja k emerytura, ren­

ta, zasiłek i świadczenie przedemerytalne. Ta obserw acja przeczy więc po­

wszechnie panującemu przekonaniu o rzekomo dorabiających sobie emery­

tach i rencistach.

Rozdział VI

W modelu drugim spośród zmiennych dotyczących cech społeczno- demograficznych nieistotny statystycznie wpływ na prawdopodobieństwo bezrobocia osób starszych miały - podobnie jak w pierwszym modelu - stan cywilny (MARITAL 1, MARITAL 4, MARITAL 5), m iejsce zamieszkania (URBAN) i typ zamieszkiwanego powiatu (CC 2, CC 3, CC 4, CC 5). Stan cy­

wilny badanych na ogół nie determinował bezrobocia, choć w dwóch spe­

cyfikacjach okazało się, że prawdopodobieństwo bycia bezrobotnym jest większe dla populacji rozwiedzionych niż pozostających w związku mał­

żeńskim. Prawdopodobnie osoby, które nie radzą sobie w żydu osobistym, słabo radzą sobie też na rynku pracy. Na prawdopodobieństwo bezrobocia ludzi starszych nie wpływały również istniejące w województwie kujaw­

sko-pomorskim dość duże zróżnicowania lokalnych rynków pracy.

Tabela 7. Wyniki estymacji modelu logitowego objaśniającego prawdopodobieństwo bezrobocia ludzi starszych w województwie kujawsko-pomorskim (model z istotnymi zmiennymi objaśniającymi)

Zmienna Ocena parametru Błąd standardowy Z P > IZ I Iloraz szans

Wyraz wolny -1,8114 0,2903 -6,24 0,000

-GENDER -0,7182 0,1577 -4,55 0,000 0,4876

AGE 1 0,8405 0,2183 3,85 0,000 2,3176

AGE 2 0,9597 0,1821 5,27 0,000 2,6108

MARITAL 3 0,7663 0,2124 3,61 0,000 2,1519

EDU 1 0,8163 0,1757 4,65 0,000 2,2620

EDU 2 0,5187 0,1926 2,69 0,007 1,6799

EXPERIENCE 3 -0,9640 0,1837 -5,25 0,000 0,3814

EXPERIENCE 4 -1,6392 0,2410 -6,80 0,000 0,1941

EXPERIENCES -2,5859 0,5173 -5,00 0,000 0,0753

HEALTH 1 1,4511 0,2159 6,72 0,000 4,2577

HEALTH 2 0,9811 0,2090 4,70 0,000 2,6675

Źródło: obliczenia własne.

W przypadku zmiennych charakteryzujących kapitał ludzki badanych nieistotny statystycznie wpływ miały zmienne EDU 3 i EDU 4, wszystkie zmienne dotyczące um iejętności (SKILLS 1, SKILLS 2, SKILLS 3), nieistotne statystycznie okazały się również zmienne rodzinne.

Czynnikiem różnicującym szanse bycia bezrobotnym je s t płeć. Podob­

nie jak we wcześniej omawianym modelu, w trudniejszej sytuacji na rynku pracy znajdują się mężczyźni. Przyczyny tego stanu rzeczy wyjaśniono in­

terpretując wyniki estym acji modelu pierwszego.

Wśród osób starszych na bezrobocie w większym stopniu narażone były osoby m ające od 45 do 54 lat aniżeli osoby w wieku 60 lat i więcej- W łaśnie osoby w przedziale wiekowym 4 5 -5 4 lata są często dyskrymino­

wane na rynku pracy. Pracodawcy preferują zatrudnianie młodych pracoW­

Ekonometryczna analiza czynników wpływających na aktywność...

ników, bardziej mobilnych (a ta cecha je st obecnie bardzo pożądana na ryn­

ku pracy), o większym potencjale rozwojowym w porównaniu z osobami tuż przed emeryturą.

Jeżeli chodzi o poziom wykształcenia, znacznie wyższe prawdopodo­

bieństwo bezrobocia groziło osobom legitymującym się przede wszystkim wykształceniem podstawowym i zasadniczym zawodowym niż mającym wykształcenie wyższe magisterskie. Bez znaczenia okazało się posiadanie wykształcenia średniego i wyższego licencjackiego. Czynnikiem zwiększają­

cym prawdopodobieństwo bezrobocia był również bardzo krótki staż pra­

cy, nieprzekraczający dzisięciu lat. Krótki staż pracy może oznaczać słabe doświadczenie zawodowe, a więc i niskie kwalifikacje, co negatywnie wpły­

wa na wyposażenie w kapitał ludzki. Wynik ten pozytywnie weryfikuje teo­

rię kapitału ludzkiego, zgodnie z którą poziom kwalifikacji determinuje za­

grożenie bezrobociem i szanse uzyskania pracy. Im wyższy zasób tego ka­

pitału, tym niższe prawdopodobieństwo bezrobocia.

Bezrobociem w większym stopniu zagrożone były osoby z bardzo dobrym, dobrym i takim sobie stanem zdrowia, aniżeli osoby, które oceniły swoją kondycję zdrowotną jako złą lub bardzo złą. Te ostatnie mogą starać się z racji bardzo złego stanu zdrowia o uzyskanie uprawnień do renty in­

walidzkiej, czemu często towarzyszy zaprzestanie poszukiwań pracy i osta­

teczna dezaktywizacja.

Tabela 8. Wyniki estymacji modelu logitowego objaśniającego prawdopodobieństwo bierności zawodowej ludzi starszych w województwie kujawsko-pomor­

skim (model z istotnymi zmiennymi objaśniającymi)

Zmienna Ocena parametru Błąd standardowy Z P>\ Z\ Iloraz szans

Wyraz wolny -3,8470 0,3457 -11,13 0,000

-GENDER -0,6737 0,1981 -3,40 0,001 0,5098

AGE 1 3,6102 0,3953 9,13 0,000 36,9716

AGE 2 2,9816 0,3660 8,15 0,000 19,7196

AGE 3 2,7122 0,3166 8,57 0,000 15,0623

MARITAL 1 -0,8553 0,3797 -2,25 0,024 0,4251

EXPERIENCE 4 -0,6994 0,2410 -2,90 0,004 0,4969

EXPERIENCE 5 -1,3908 0,4217 -3,30 0,001 0,2489

TRAIN -0,9847 0,2670 -3,69 0,000 0,3735

DISABLED 2 1,0224 0,2959 3,46 0,001 2,7798

PENSION 4,3635 0,2664 16,38 0,000 78,5282

Źródło: obliczenia własne.

W modelu trzecim, opisującym prawdopodobieństwo bierności zawo­

dowej w populacji ludzi starszych w województwie kujawsko-pomorskim, spośród zmiennych obejmujących cechy społeczno-demograficzne nieistot­

Rozdział VI

ne statystycznie okazały się prawie wszystkie zmienne dotyczące stanu cy­

wilnego (MARITAL 2, MARITAL 3, MARITAL 4) oraz związane z miejscem zamieszkania i typem zamieszkiwanego powiatu (CC 1, CC 2, CC 3, CC 4).

Jak widać, stan cywilny na ogół nie wpływał na prawdopodobieństwo bier­

ności zawodowej osób w wieku 4 5 + , choć trzeba zauważyć, że dla osób żyjących w związku partnerskim bez ślubu było ono większe aniżeli dla osób pozostających w stanie wolnym. Niewykluczone, że pobieranie spe­

cjalnych świadczeń społecznych nie skłania takich osób, często o niskich m ożliw ościach zarobkowych, do podejm ow ania aktywności zawodowej.

Zresztą zwykle osoby te świadomie wybierają życie w związku partnerskim, gdyż zaw arcie związku m ałżeńskiego oznaczałoby u tratę przyznanych świadczeń, pozwalających na utrzymanie pomimo nieczynności zawodowej.

Bez istotnego statystycznie wpływu na zmienną objaśnianą pozosta­

wały zmienne charakteryzujące kapitał ludzki, a mianowicie: wykształcenie (EDU 1, EDU 2, EDU 3, EDU 4), um iejętności (SKILLS 1, SKILLS 2, SKILLS 3, SKILLS 4, SKILLS 5), średni staż pracy (EXPERIENCE 2, EXPERIENCE 3), stan zdrowia (HEALTH 2, HEALTH 3). Bierność zawodowa osób w wieku 4 5 + w w ojew ództw ie kujawsko-pom orskim nie je s t rów nież uwarunkowana czynnikami rodzinnymi, a więc koniecznością wypełniania zobowiązań opie­

kuńczych w stosunku do dzieci, wnuków i osób starszych.

Nieaktywność zawodowa badanej populacji była natom iast mocno uzależniona od płci. Co zaskakuje, wyniki estymacji modelu trzeciego poka­

zują, że bierność zawodowa je s t raczej cechą mężczyzn, a nie kobiet. Być może mężczyźni dezaktywizują się w celu podjęcia pracy nierejestrowanej, a ostatnio coraz częściej również pracy zarobkowej za granicą. Jak poka­

zują badania, zjawisko podejmowania pracy w szarej strefie znacznie czę­

ściej występuje wśród mężczyzn niż kobiet.

Nieaktywność zawodowa osób starszych je s t także determinowana wiekiem. Na bierność zawodową najbardziej podatne byty osoby w wieku 4 5 -4 9 lat i następnie 5 0 -5 4 lata aniżeli w starszych grupach wiekowych.

Taki wynik, o czym już wspominano, może mieć związek z przyjętymi za­

łożeniami dotyczącymi konstrukcji próby badawczej.

Elementem sprzyjającym nieczynności zawodowej był krótki staż pra­

cy, do dziesięciu lat, oraz nieprzejawianie aktywności w zakresie szkolenia i dokształcania. Krótki staż pracy, a więc słabe doświadczenie zawodowe i co za tym zwykle idzie niskie kwalifikacje nie rokują szans na zdobycie ciekawej i jednocześnie stosunkowo dobrze płatnej pracy. Nie ułatwia tego również brak chęci do uczestnictwa w szkoleniach i kursach doskonalących.

Osoby o takich cechach nie są atrakcyjnymi kandydatami do zatrudnienia.

Często po kilku nieudanych próbach znalezienia pracy zaprzestają dalszych poszukiwań, co prowadzi do dezaktywizacji zawodowej.

Ekonometryczna analiza czynników wpływających na aktywność..,

Czynnikiem silnie warunkującym nieaktywność zawodową ludzi star­

szych była całkowita i umiarkowana niezdolność do pracy, a więc posiada­

nie I lub II grupy inwalidzkiej. Bierności zawodowej badanych w sposób oczywisty bardzo mocno sprzyjało posiadanie emerytury, renty, zasiłku albo świadczenia emerytalnego jako głównego źródła dochodu.

W tabelach 9, 10 i 11 podano wielkości wybranych miar dopasowa­

nia oszacowanych modeli logitowych do danych rzeczywistych. Wielkości wybranych współczynników dopasowania w przypadku modelu pierwsze­

go i trzeciego są wysokie, kształtują się na poziomie około 50% . Najsłabiej dopasowany do danych rzeczywistych je s t model opisujący prawdopodo­

bieństwo bezrobocia. Na korzyść modeli z istotnymi zmiennymi objaśniają­

cymi przemawiają odpowiednie wartości kryterium informacyjnego (BIC).

Tabela 9. Miary jakości modelu logitowego dla ludzi starszych w województwie ku- jawsko-pomorskim (model 1)

Wyszczególnienie Model z istotnymi zmiennymi objaśniającym! Model pełny Różnica

Liczba obserwacji 1231 1231 0

WARTOŚĆ FUNKCJI WIARYGODNOŚCI -435,534 -425,655 -9,879

R-KWADRAT MCFADDENA 0,420 0,433 -0,013

R-KWADRAT CRAGGA-UHLERA 0,569 0,582 -0,014

R-KWADRAT EFRONA 0,459 0,474 -0,015

R-KWADRAT MCKELVEYA1ZAV0INA 0,705 0,718 -0,012

R-KWADRAT ZLICZENIOWY 0,838 0,840 -0,002

R-KWADRAT ZLICZENIOWY SKORYGO­

WANY 0,457 0,465 -0,008

BIC -7781,480 -7658,927 -122,553

Źródło: obliczenia własne.

Tabela 10. Miary jakości modelu logitowego dla ludzi starszych w województwie kujawsko-pomorskim (model 2)

Wyszczególnienie Model z istotnymi zmiennymi objaśniającymi Model pełny Różnica

Liczba obserwacji 1231 1231 0

WARTOŚĆ FUNKCJI WIARYGODNOŚCI -570,293 -561,280 -9,013

R-KWADRAT MCFADDENA 0,176 0,189 -0,013

R-KWADRAT CRAGGA-UHLERA 0,267 0,284 -0,018

R-KWADRAT EFRONA 0,200 0,212 -0,013

R-KWADRAT MCKELVEYAIZAV0INA 0,294 0,318 -0,024

R-KWADRAT ZLICZENIOWY 0,781 0,777 0,004

R-KWADRAT ZLICZENIOWY SKORYGO­

WANY 0,127 0,110 0,016

BIC -7533,309 -7409,023 -124,286

Źródło: obliczenia własne.

Rozdział VI

Tabela 11. Miary jakości modelu logitowego dla ludzi starszych w województwie kujawsko-pomorskim (model 3)

Wyszczególnienie Model z istotnymi zmiennymi objaśniającymi Model pełny Różnica

Liczba obserwacji 1231 1231 0

WARTOŚĆ FUNKCJI WIARYGODNOŚCI -420,383 -412,389 -7,994

R-KWADRAT MCFADDENA 0,504 0,513 -0,009

R-KWADRAT CRAGGA-UHLERA 0,669 0,678 -0,009

R-KWADRAT EFRONA 0,577 0,585 -0,008

R-KWADRAT MCKELVEYA1ZAVOINA 0,701 0,712 -0,011

R-KWADRAT ZLICZENIOWY 0,863 0,859 0,003

R-KWADRAT ZLICZENIOWY SKORYGO­

WANY 0,695 0,688 0,007

BIC -7826,013 -7685,458 -140,555

Źródło: obliczenia własne.

6. Identyfikacja istotnych czynników