obie z mocy ustawy. owego.
|
|
|
- Bartosz Kowalewski
- 5 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 Aa Turczak Separacja po faktycza lub prawa obie z mocy ustawy cza, ie ozacza defiitywego owego Art 75 88
2 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 zaspokajaia usp iedostatku (Art 61 3 W przypadku 50,% separacji orzeczoych w Polsce w 013 r 3,0% dwoje dzieci, 9,3% troje oraz 76 W 013 r w czie ojcu, w 3,8% razem matce i ojcu oraz w 1% oddzielie matce i ojcu 77 rodzicielskiej (Art Roczik Demograficzy Separacje 014, Iformator -statystycza/opracowaia-wieloletie,
3 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 Orzeczeie jest (Art r 3% Wraz z rozpowsze Roczik Demograficzy 014, op cit, s Ustawa z dia 1 maja 1999 r 80 M Kowal, Czasopismo Iteretowe, r 3 (19), 014, s
4 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 8, likwi paracji Na rysuku 1 przedstawioo Rysuek 1 Liczba orzeczoych separacji w Polsce Roczik Demograficzy 011 (013; 014 Warszawa 011, s 16 (013, s 60; 014, s 76) czy, 83 W Hiszpaii orzecze 84 pozostawali w formalej separacji przez okres trzech lat 85 m 8 83 J Istytucja separacji w prawie europejskim 84 A Sylwestrzak, 85, [w:] J Rebeta (red), Z Katolickim Uiwersytecie Lubelskim, Lubli 1997, s 13 91
5 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/ Z kolei 87 1 Istota zasto Podstawowe pytaie badawcze aalizowae w iiejszym artykule staowi, czy istieje - celu zalezieia odpowiedzi a to pytaie wierszach i kolumach, przy czym X), a Y) Z kolei (i, j ) to liczba tych obserwacji, dla X przyjmuje wariat, a cecha Y y 88 j i i j 89 : i, s j 1 r j i 1 i umerze i, atomiast j brzegowa w kolumie o umerze j 86 P Kasprzyk, Separacja m 87 Raport:, Fudacja Mamy i Taty, , s H Akarali, S Cagur, Compariso of Pearso chi-square ad log-likelihood ratio statistics i R C tables with regard to type I error 89, Statystyka, Cetrum Doradztwa i Iformacji DIFIN, Warszawa 007, s
6 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 : r s i 1 j 1 r i 1 i s j 1 j Tabela 1 Wariaty drugiej cechy (Y) y 1 y y j 11 1 y s 1 j s 1 x 1 j s i 1 i 1 i is i x r r1 r rj j 1 rs j s r gdzie: X, liczba w Y, i-ty wariat cechy X oraz j-ty wariat cechy Y Uiwersytetu Ekoo, Wydawictwo Hipoteza zerowa H 0 - H 1 testu 90 : gdzie: i pi, j p j, 90 Elemety statystyki w zadaiach, Warszawa 003, s
7 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 p i i-ty wariat cechy X, p j j-ty wariat cechy Y gdzie: p wariat cechy Y p, i-ty wariat cechy X i j-ty teoretyczych p 91 : X i Y r s i j, przy czym 1 i 1 j 1 p, czyli 100% 9 : H 0 : wobec H 1 : p przez 93 : H 0 z elemetami macierzy 91 S Ostasiewicz, Z Rusak, U Siedlecka, Statystyka Elemety teorii i zadaia 9 : Wybrae zagadieia, Szczeci 013, s S Ochiri, Coceptual model o applicatio of chi-square test i educatio ad social scieces 94
8 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/ : r s i 1 j 1 Statystyka H 0 -kwadrat o ( r 1)( s 1) stopiach swobody 95 i oczekiwaymi statystyki testowej Statystyka jest jedostroy (a kokretie przyjmuje oa w przypa X i Y 96 -, gdzie - i dla ( r 1)( s 1) 97 yki testowej H 0 H 1 98, ie ma podstaw do odrzuceia hipotezy zerowej o JB Carli, LW Doyle, Statistics for cliicias; 5: Comparig proportios usig the chi-squared test 95 M Sobczyk, Statystyka matematycza, Warszawa 010, s Statystyka od podstaw, Warszawa 1995, s P Sulewski, 98 K Kukowska, 99 P Majewski, D Walczak, ia ryku ubezpieczeiowego, 95
9 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 hipoteza H 0 H kwadrat Dae t liczby orzeczoych w Polsce separacji w latach wyzaczoe prawdop empiryczych i teoretyczych Rachuki Tabela Niedochowaie Tak Nie Suma alkoholu Tak Nie Suma Nagay stosuek rodziy Tak Nie Suma mieszkaiowe 30 lat i Suma 300 AD Dowlig Fik, ML Lusford, Water taste test data 96
10 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 Tak Nie Suma Nieporozumieia po a tle fiasowym Tak Nie Suma p Tak Nie Suma Roczik Demograficzy 01 (013; , s 79) Tabela 3 Niedochowaie Tak 0,5% 1,3%,1%,3%,0%,% 1,8%,6% 14,9% Nie 3,9% 10,3% 11,7% 11,3% 11,1% 11,0% 9,7% 16,1% 85,1% Suma 4,4% 11,6% 13,7% 13,6% 13,1% 13,% 11,5% 18,7% 100,0% alkoholu Tak 0,8% 3,0% 4,0% 4,9% 5,3% 4,8% 3,6% 5,8% 3,3% Nie 3,6% 8,6% 9,7% 8,8% 7,8% 8,4% 7,9% 1,9% 67,7% Suma 4,4% 11,6% 13,7% 13,6% 13,1% 13,% 11,5% 18,7% 100,0% Nagay stosuek Okres t rodziy Tak 0,4% 1,0% 0,8% 0,7% 0,8% 0,6% 0,5% 0,8% 5,6% Nie 4,0% 10,7% 13,0% 13,0% 1,4% 1,6% 11,0% 18,0% 94,4% Suma 4,4% 11,6% 13,7% 13,6% 13,1% 13,% 11,5% 18,7% 100,0% mieszkaiowe Tak 0,3% 0,3% 0,% 0,% 0,1% 0,% 0,1% 0,% 1,3% Nie 4,% 11,4% 13,6% 13,5% 13,1% 13,0% 11,4% 18,6% 98,7% Suma 4,4% 11,6% 13,7% 13,6% 13,1% 13,% 11,5% 18,7% 100,0% Nieporozumieia a tle fiasowym Tak 0,6% 1,4% 1,7% 1,5% 1,% 1,% 1,% 1,9% 10,7% Nie 3,9% 10,% 1,1% 1,% 11,9% 11,9% 10,3% 16,9% 89,3% Suma 4,4% 11,6% 13,7% 13,6% 13,1% 13,% 11,5% 18,7% 100,0% Tak 1,6% 3,8% 4,3% 3,4% 3,1% 3,4% 3,5% 5,9% 9,0% Nie,8% 7,9% 9,5% 10,% 10,0% 9,8% 8,0% 1,8% 71,0% Suma 4,4% 11,6% 13,7% 13,6% 13,1% 13,% 11,5% 18,7% 100,0% 97
11 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 Tabela 4 Niedochowaie i Tak 0,7% 1,7%,0%,0%,0%,0% 1,7%,8% 14,9% Nie 3,8% 9,9% 11,7% 11,6% 11,% 11,% 9,8% 16,0% 85,1% Suma 4,4% 11,6% 13,7% 13,6% 13,1% 13,% 11,5% 18,7% 100,0% alkoholu Tak 1,4% 3,7% 4,4% 4,4% 4,% 4,3% 3,7% 6,0% 3,3% Nie 3,0% 7,9% 9,3% 9,% 8,9% 8,9% 7,8% 1,7% 67,7% Suma 4,4% 11,6% 13,7% 13,6% 13,1% 13,% 11,5% 18,7% 100,0% Nagay stosuek rodziy Tak 0,% 0,6% 0,8% 0,8% 0,7% 0,7% 0,6% 1,0% 5,6% Nie 4,% 11,0% 13,0% 1,9% 1,4% 1,4% 10,9% 17,7% 94,4% Suma 4,4% 11,6% 13,7% 13,6% 13,1% 13,% 11,5% 18,7% 100,0% mieszkaiowe Tak 0,1% 0,% 0,% 0,% 0,% 0,% 0,% 0,3% 1,3% Nie 4,4% 11,5% 13,5% 13,5% 13,0% 13,0% 11,3% 18,5% 98,7% Suma 4,4% 11,6% 13,7% 13,6% 13,1% 13,% 11,5% 18,7% 100,0% Nieporozumieia a tle fiasowym Tak 0,5% 1,% 1,5% 1,5% 1,4% 1,4% 1,%,0% 10,7% Nie 4,0% 10,4% 1,3% 1,% 11,7% 11,8% 10,3% 16,8% 89,3% Suma 4,4% 11,6% 13,7% 13,6% 13,1% 13,% 11,5% 18,7% 100,0% j Tak 1,3% 3,4% 4,0% 4,0% 3,8% 3,8% 3,3% 5,4% 9,0% Nie 3,% 8,% 9,7% 9,7% 9,3% 9,4% 8,% 13,3% 71,0% Suma 4,4% 11,6% 13,7% 13,6% 13,1% 13,% 11,5% 18,7% 100,0% Tabela 5 podstawie tabeli 3 Niedochowaie Tak Nie Suma alkoholu Tak Nie Suma Nagay stosuek Suma 98
12 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/ lat i rodziy Tak Nie Suma mieszkaiowe Tak Nie Suma Nieporozumieia a tle fiasowym Tak Nie Suma Tak Nie Suma Tabela 6 Niedochowaie Tak,960 7,84 0,09,640 0,098,54 0,815 0,63 17,53 Nie 0,518 1,37 0,005 0,46 0,017 0,44 0,143 0,109 3,068 Suma 3,479 9,14 0,034 3,10 0,115,965 0,958 0,73 0,600 alkoholu Tak 0,93 11,788,586 3,848 0,983 5,504 0,5 0,633 66,498 Nie 9,966 5,613 1,31 1,83 9,990,61 0,107 0,301 31,661 Suma 30,898 17,401 3,817 5,680 30,973 8,15 0,331 0,934 98,159 Nagay stosuek rodziy Tak 10,774 10,760 0,019 0,536 0,118 1,33 1,168 4,60 9,38 Nie 0,636 0,635 0,001 0,03 0,007 0,079 0,069 0,73 1,730 Suma 11,410 11,395 0,00 0,568 0,15 1,410 1,37 4,89 31,058 mieszkaiowe Tak 46,85 5,81 0,054 0,9 6,474 0,19 1,15 1,861 6,518 Nie 0,633 0,079 0,001 0,003 0,088 0,00 0,015 0,05 0,845 Suma 47,457 5,900 0,055 0,3 6,56 0,130 1,140 1,886 63,363 Okres trwai Nieporozumieia a tle fiasowym Tak 1,84 1,597,08 0,000 1,853 1,431 0,015 0,701 9,504 Nie 0,18 0,190 0,48 0,000 0,1 0,171 0,00 0,084 1,133 Suma,04 1,788,330 0,000,074 1,60 0,017 0,785 10,637 99
13 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 Tak 6,546 3,493 1,673 4,951 8,836 4,080 0,355 3,198 33,13 Nie,673 1,46 0,683,0 3,608 1,666 0,145 1,306 13,59 Suma 9,19 4,919,357 6,97 1,445 5,746 0,499 4,504 46,661 statystyka yki odpowiedio r = oraz s przy chi- z ; ; ; dla ieporozu ; ; H 0 o 100
14 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 badaych cech Ozacza to, H 0 iego 013 separacja co ajmiej 5 lat do 9 lat oraz ch od 15 do 19 lat 013) C jako przyczya separacji o 4,% 101
15 Kwartalik Prawo- o-ekoomia 3/015 za jak ieporozumieia a tle fiasowym 10
Anna Turczak * Patrycja Zwiech ** Zachodniopomorska Szkoła Biznesu w Szczecinie. Uniwersytet Szczeciński. Streszczenie
zeszyty naukowe uniwersytetu szczecińskiego NR 863 studia informatica nr 36 2015 DOI: 10.18276/si.2015.36-10 Anna Turczak * Zachodniopomorska Szkoła Biznesu w Szczecinie Patrycja Zwiech ** Uniwersytet
ANALIZA DANYCH DYSKRETNYCH
ZJAZD ESTYMACJA Jest to metoda wioskowaia statystyczego. Umożliwia oa oszacowaie wartości iteresującego as parametru a podstawie badaia próbki. Estymacja puktowa polega a określeiu fukcji zwaej estymatorem,
TESTY LOSOWOŚCI. Badanie losowości próby - test serii.
TESTY LOSOWOŚCI Badaie losowości próby - test serii. W wielu zagadieiach wioskowaia statystyczego istotym założeiem jest losowość próby. Prostym testem do weryfikacji tej własości jest test serii. 1 Dla
ć Ó ć Ź ć ć ć ć ć ć Ś Ą ć ź Ź ć Ź Ź ć ć ć Ą Ź ĄĄ ć ź ć ć ć ć ć ć Ą ź Ó ć ć ć ć ć ć ć Ą ć ź ć ć ć Ś Ą ź ć Ó ć ć ć Ł ć ć Ą ć ć Ą Ó ć ć ć ć ź ć ć ć ć ć ć Ść ć ć Ó ć Ę ć ć ÓĄ Ś ć ć ć Ą ć ć Ź ź Ś ć Ź ć ć ć
Wykład 8 Dane kategoryczne
Wykład 8 Dane kategoryczne Wrocław, 19.04.2017r Zmienne kategoryczne 1 Przykłady zmiennych kategorycznych 2 Zmienne nominalne, zmienne ordynalne (porządkowe) 3 Zmienne dychotomiczne kodowanie zmiennych
Ćwiczenie: Test chi 2 i miary na nim oparte.
Ćwiczeie: Test chi 2 i miary a im oparte. Zadaie (MS EXCEL) Czy istieje zależość między płcią a paleiem papierosów? 1. W arkuszu Excel utworzyć dwie tabele 2. Uzupełić wartości w tabeli z daymi obserwowaymi
Cechy X, Y są dowolnego typu: Test Chi Kwadrat niezależności. Łączny rozkład cech X, Y jest normalny: Test współczynnika korelacji Pearsona
Badanie zależności między cechami Obserwujemy dwie cechy: X oraz Y Obiekt (X, Y ) H 0 : Cechy X oraz Y są niezależne Próba: (X 1, Y 1 ),..., (X n, Y n ) Cechy X, Y są dowolnego typu: Test Chi Kwadrat niezależności
Parametryczne Testy Istotności
Parametrycze Testy Istotości Wzory Parametrycze testy istotości schemat postępowaia pukt po pukcie Formułujemy hipotezę główą H odośie jakiegoś parametru w populacji geeralej Hipoteza H ma ajczęściej postać
O liczbach naturalnych, których suma równa się iloczynowi
O liczbach aturalych, których suma rówa się iloczyowi Lew Kurladczyk i Adrzej Nowicki Toruń UMK, 10 listopada 1998 r. Liczby aturale 1, 2, 3 posiadają szczególą własość. Ich suma rówa się iloczyowi: Podobą
Metoda analizy hierarchii Saaty ego Ważnym problemem podejmowania decyzji optymalizowanej jest często występująca hierarchiczność zagadnień.
Metoda aalizy hierarchii Saaty ego Ważym problemem podejmowaia decyzji optymalizowaej jest często występująca hierarchiczość zagadień. Istieje wiele heurystyczych podejść do rozwiązaia tego problemu, jedak
Statystyka matematyczna i ekonometria
Statystyka matematyczna i ekonometria prof. dr hab. inż. Jacek Mercik B4 pok. 55 jacek.mercik@pwr.wroc.pl (tylko z konta studenckiego z serwera PWr) Konsultacje, kontakt itp. Strona WWW Elementy wykładu.
Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka - W 9 Testy statystyczne testy zgodności. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407
Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka - W 9 Testy statystyczne testy zgodności Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407 adan@agh.edu.pl Weryfikacja hipotez dotyczących postaci nieznanego rozkładu -Testy zgodności.
1 Testy statystyczne. 2 Rodzaje testów
1 Testy statystycze Podczas sprawdzaia hipotez statystyczych moga¾ wystapić ¾ dwa rodzaje b ¾edów. Prawdopodobieństwo b ¾edu polegajacego ¾ a odrzuceiu hipotezy zerowej (H 0 ), gdy jest oa prawdziwa, czyli
Przedmiot statystyki. Graficzne przedstawienie danych. Wykład-26.02.07. Przedmiot statystyki
Przedmiot statystyki. Graficzne przedstawienie danych. Wykład-26.02.07 Statystyka dzieli się na trzy części: Przedmiot statystyki -zbieranie danych; -opracowanie i kondensacja danych (analiza danych);
Statystyka matematyczna Test χ 2. Wrocław, 18.03.2016r
Statystyka matematyczna Test χ 2 Wrocław, 18.03.2016r Zakres stosowalności Testowanie zgodności Testowanie niezależności Test McNemara Test ilorazu szans Copyright 2014, Joanna Szyda ZAKRES STOSOWALNOŚCI
Przedmiot statystyki. Graficzne przedstawienie danych.
Przedmiot statystyki. Graficzne przedstawienie danych. dr Mariusz Grządziel 23 lutego 2009 Przedmiot statystyki Statystyka dzieli się na trzy części: -zbieranie danych; -opracowanie i kondensacja danych
WIELKA SGH-OWA POWTÓRKA ZE STATYSTYKI. Test zgodności i analiza wariancji Analiza wariancji
WIELKA SGH-OWA POWTÓRKA ZE STATYSTYKI Test zgodności i analiza wariancji Analiza wariancji Test zgodności Chi-kwadrat Sprawdza się za jego pomocą ZGODNOŚĆ ROZKŁADU EMPIRYCZNEGO Z PRÓBY Z ROZKŁADEM HIPOTETYCZNYM
SIGMA KWADRAT. Weryfikacja hipotez statystycznych. Statystyka i demografia CZWARTY LUBELSKI KONKURS STATYSTYCZNO-DEMOGRAFICZNY
SIGMA KWADRAT CZWARTY LUBELSKI KONKURS STATYSTYCZNO-DEMOGRAFICZNY Weryfikacja hipotez statystycznych Statystyka i demografia PROJEKT DOFINANSOWANY ZE ŚRODKÓW NARODOWEGO BANKU POLSKIEGO URZĄD STATYSTYCZNY
Ekonomia matematyczna 2-2
Ekoomia matematycza - Fukcja produkcji Defiicja Efektywym przekształceiem techologiczym azywamy odwzorowaie (iekiedy wielowartościowe), które kazdemu wektorowi akładów R przyporządkowuje zbiór wektorów
Wydział Matematyki. Testy zgodności. Wykład 03
Wydział Matematyki Testy zgodności Wykład 03 Testy zgodności W testach zgodności badamy postać rozkładu teoretycznego zmiennej losowej skokowej lub ciągłej. Weryfikują one stawiane przez badaczy hipotezy
Zeszyty naukowe nr 9
Zeszyty aukowe r 9 Wyższej Szkoły Ekoomiczej w Bochi 2011 Piotr Fijałkowski Model zależości otowań giełdowych a przykładzie otowań ołowiu i spółki Orzeł Biały S.A. Streszczeie Niiejsza praca opisuje próbę
1. Wnioskowanie statystyczne. Ponadto mianem statystyki określa się także funkcje zmiennych losowych o
1. Wioskowaie statystycze. W statystyce idetyfikujemy: Cecha-Zmiea losowa Rozkład cechy-rozkład populacji Poadto miaem statystyki określa się także fukcje zmieych losowych o tym samym rozkładzie. Rozkłady
Wykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym
Wiesława MALSKA Politechnika Rzeszowska, Polska Anna KOZIOROWSKA Uniwersytet Rzeszowski, Polska Wykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym Wstęp Wnioskowanie statystyczne
H brak zgodności rozkładu z zakładanym
WSPÓŁZALEŻNOŚĆ PROCESÓW MASOWYCH Test zgodości H : rozład jest zgody z załadaym 0 : H bra zgodości rozładu z załadaym statystya: p emp i p obszar rytyczy: K ;, i gdzie liczba ategorii p Przyład: Wyoujemy
Liczby pierwsze o szczególnym. rozmieszczeniu cyfr:
Liczby pierwsze o szczególym rozmieszczeiu cyfr Adrzej Nowicki Wydział Matematyki i Iformatyki, Uiwersytetu M. Koperika w Toruiu. (aow @ mat.ui.toru.pl) 30 paździerika 1999 M. Szurek w książce [4] podaje
NIEZALEŻNOŚĆ i ZALEŻNOŚĆ między cechami Test chi-kwadrat, OR, RR
NIEZALEŻNOŚĆ i ZALEŻNOŚĆ między cechami Test chi-kwadrat, OR, RR M Zalewska Zakład Profilaktyki ZagrożeńŚrodowiskowych i Alergologii Analiza niezależności zmiennych jakościowych (test niezależności Chi-kwadrat)
Testowanie hipotez statystycznych.
Bioinformatyka Wykład 9 Wrocław, 5 grudnia 2011 Temat. Test zgodności χ 2 Pearsona. Statystyka χ 2 Pearsona Rozpatrzmy ciąg niezależnych zmiennych losowych X 1,..., X n o jednakowym dyskretnym rozkładzie
Statystyka matematyczna. Wykład V. Parametryczne testy istotności
Statystyka matematyczna. Wykład V. e-mail:e.kozlovski@pollub.pl Spis treści 1 Weryfikacja hipotezy o równości wartości średnich w dwóch populacjach 2 3 Weryfikacja hipotezy o równości wartości średnich
Katedra Genetyki i Podstaw Hodowli Zwierząt Wydział Hodowli i Biologii Zwierząt, UTP w Bydgoszczy
Ćwiczenie: Analiza zmienności prosta Przykład w MS EXCEL Sprawdź czy genotyp jagniąt wpływa statystycznie na cechy użytkowości rzeźnej? Obliczenia wykonaj za pomocą modułu Analizy danych (jaganova.xls).
Porównanie generatorów liczb losowych wykorzystywanych w arkuszach kalkulacyjnych
dr Piotr Sulewski POMORSKA AKADEMIA PEDAGOGICZNA W SŁUPSKU KATEDRA INFORMATYKI I STATYSTYKI Porównanie generatorów liczb losowych wykorzystywanych w arkuszach kalkulacyjnych Wprowadzenie Obecnie bardzo
Matematyka - Statystyka matematyczna Mathematical statistics 2, 2, 0, 0, 0
Nazwa przedmiotu: Kierunek: Matematyka - Statystyka matematyczna Mathematical statistics Inżynieria materiałowa Materials Engineering Rodzaj przedmiotu: Poziom studiów: forma studiów: obowiązkowy studia
Wykład 11 Testowanie jednorodności
Wykład 11 Testowanie jednorodności Wrocław, 17 maja 2018 Test χ 2 jednorodności Niech X i, i = 1, 2,..., k będą niezależnymi zmiennymi losowymi typu dyskretnego przyjmującymi wartości z 1, z 2,..., z l,
Data wydruku: Dla rocznika: 2015/2016. Opis przedmiotu
Sylabus przedmiotu: Specjalność: Statystyka Wszystkie specjalności Data wydruku: 31.01.2016 Dla rocznika: 2015/2016 Kierunek: Wydział: Zarządzanie i inżynieria produkcji Inżynieryjno-Ekonomiczny Dane podstawowe
Wykład 14. Testowanie hipotez statystycznych - test zgodności chi-kwadrat. Generowanie liczb losowych.
Wykład 14 Testowanie hipotez statystycznych - test zgodności chi-kwadrat. Generowanie liczb losowych. Rozkład chi-kwadrat Suma kwadratów n-zmiennych losowych o rozkładzie normalnym standardowym ma rozkład
Inżynieria Środowiska. II stopień ogólnoakademicki. przedmiot podstawowy obowiązkowy polski drugi. semestr zimowy
Załącznik nr 7 do Zarządzenia Rektora nr../12 z dnia.... 2012r. KARTA MODUŁU / KARTA PRZEDMIOTU Kod modułu Nazwa modułu Nazwa modułu w języku angielskim Obowiązuje od roku akademickiego 2017/2018 STATYSTYKA
Weryfikacja hipotez statystycznych za pomocą testów statystycznych
Weryfikacja hipotez statystycznych za pomocą testów statystycznych Weryfikacja hipotez statystycznych za pomocą testów stat. Hipoteza statystyczna Dowolne przypuszczenie co do rozkładu populacji generalnej
Zadanie 1 Zakładając liniową relację między wydatkami na obuwie a dochodem oszacować MNK parametry modelu: y t. X 1 t. Tabela 1.
tel. 44 683 1 55 tel. kom. 64 566 811 e-mail: biuro@wszechwiedza.pl Zadanie 1 Zakładając liniową relację między wydatkami na obuwie a dochodem oszacować MNK parametry modelu: gdzie: y t X t y t = 1 X 1
Wszystkie wyniki w postaci ułamków należy podawać z dokładnością do czterech miejsc po przecinku!
Pracownia statystyczno-filogenetyczna Liczba punktów (wypełnia KGOB) / 30 PESEL Imię i nazwisko Grupa Nr Czas: 90 min. Łączna liczba punktów do zdobycia: 30 Czerwona Niebieska Zielona Żółta Zaznacz znakiem
Statystyka opisowa. (n m n m 1 ) h (n m n m 1 ) + (n m n m+1 ) 2 +1), gdy n jest parzyste
Statystyka opisowa Miary statystycze: 1. miary położeia a) średia z próby x = 1 x = 1 x = 1 x i - szereg wyliczający x i i - szereg rozdzielczy puktowy x i i - szereg rozdzielczy przedziałowy, gdzie x
L.Kowalski zadania ze statystyki matematycznej-zestaw 3 ZADANIA - ZESTAW 3
L.Kowalski zadaia ze statystyki matematyczej-zestaw 3 ZADANIA - ZESTAW 3 Zadaie 3. Cecha X populacji ma rozkład N m,. Z populacji tej pobrao próbę 7 elemetową i otrzymao wyiki x7 = 9, 3, s7 =, 5 a Na poziomie
TEST STATYSTYCZNY. Jeżeli hipotezę zerową odrzucimy na danym poziomie istotności, to odrzucimy ją na każdym większym poziomie istotności.
TEST STATYSTYCZNY Testem statystycznym nazywamy regułę postępowania rozstrzygająca, przy jakich wynikach z próby hipotezę sprawdzaną H 0 należy odrzucić, a przy jakich nie ma podstaw do jej odrzucenia.
Testy własności składnika losowego Testy formy funkcyjnej. Diagnostyka modelu. Część 2. Diagnostyka modelu
Część 2 Test Durbina-Watsona Test Durbina-Watsona Weryfikowana hipoteza H 0 : cov(ε t, ε t 1 ) = 0 H 1 : cov(ε t, ε t 1 ) 0 Test Durbina-Watsona Weryfikowana hipoteza H 0 : cov(ε t, ε t 1 ) = 0 H 1 : cov(ε
Współpraca instytucji pomocy społecznej z innymi instytucjami
Projekt 1.16 Koordyacja a rzecz aktywej itegracji jest współfiasoway przez Uię Europejską w ramach Europejskiego Fu duszu Społeczego Współpraca istytucji pomocy społeczej z iymi istytucjami a tereie gmiy,
Statystyczny opis danych - parametry
Statystyczy opis daych - parametry Ozaczeia żółty owe pojęcie czerwoy, podkreśleie uwaga * materiał adobowiązkowy Aa Rajfura, Matematyka i statystyka matematycza a kieruku Rolictwo SGGW Zagadieia. Idea
Testowanie hipotez. Hipoteza prosta zawiera jeden element, np. H 0 : θ = 2, hipoteza złożona zawiera więcej niż jeden element, np. H 0 : θ > 4.
Testowanie hipotez Niech X = (X 1... X n ) będzie próbą losową na przestrzeni X zaś P = {P θ θ Θ} rodziną rozkładów prawdopodobieństwa określonych na przestrzeni próby X. Definicja 1. Hipotezą zerową Θ
Wokół testu Studenta 1. Wprowadzenie Rozkłady prawdopodobieństwa występujące w testowaniu hipotez dotyczących rozkładów normalnych
Wokół testu Studeta Wprowadzeie Rozkłady prawdopodobieństwa występujące w testowaiu hipotez dotyczących rozkładów ormalych Rozkład ormaly N(µ, σ, µ R, σ > 0 gęstość: f(x σ (x µ π e σ Niech a R \ {0}, b
Badanie zgodności dwóch rozkładów - test serii, test mediany, test Wilcoxona, test Kruskala-Wallisa
Badanie zgodności dwóch rozkładów - test serii, test mediany, test Wilcoxona, test Kruskala-Wallisa Test serii (test Walda-Wolfowitza) Założenie. Rozpatrywane rozkłady są ciągłe. Mamy dwa uporządkowane
Adam Kirpsza Zastosowanie regresji logistycznej w studiach nad Unią Europejska. Anna Stankiewicz Izabela Słomska
Adam Kirpsza Zastosowanie regresji logistycznej w studiach nad Unią Europejska Anna Stankiewicz Izabela Słomska Wstęp- statystyka w politologii Rzadkie stosowanie narzędzi statystycznych Pisma Karla Poppera
WYGRYWAJ NAGRODY z KAN-therm
Regulami Kokursu I. POSTANOWIENIA OGÓLNE. 1. Regulami określa zasady KONKURSU p. Wygrywaj agrody z KAN-therm (dalej: Kokurs). 2. Orgaizatorem Kokursu jest KAN Sp. z o.o. z siedzibą w Białymstoku- Kleosiie,
Ćwiczenia rachunkowe TEST ZGODNOŚCI χ 2 PEARSONA ROZKŁAD GAUSSA
Aaliza iepewości pomiarowych w esperymetach fizyczych Ćwiczeia rachuowe TEST ZGODNOŚCI χ PEARSONA ROZKŁAD GAUSSA UWAGA: Na stroie, z tórej pobrałaś/pobrałeś istrucję zajduje się gotowy do załadowaia arusz
Temat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT. Anna Rajfura 1
Temat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT Anna Rajfura 1 Przykład wprowadzający Wiadomo, że 40% owoców ulega uszkodzeniu podczas pakowania automatycznego.
Tablica Wzorów Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyki
Tablica Wzorów Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyki Spis treści I. Wzory ogólne... 2 1. Średnia arytmetyczna:... 2 2. Rozstęp:... 2 3. Kwantyle:... 2 4. Wariancja:... 2 5. Odchylenie standardowe:...
3. Regresja liniowa Założenia dotyczące modelu regresji liniowej
3. Regresja liiowa 3.. Założeia dotyczące modelu regresji liiowej Aby moża było wykorzystać model regresji liiowej, muszą być spełioe astępujące założeia:. Relacja pomiędzy zmieą objaśiaą a zmieymi objaśiającymi
Anna Turczak * Zachodniopomorska Szkoła Biznesu w Szczecinie Patrycja Zwiech ** Uniwersytet Szczeciński
studia i prace wydziału nauk ekonomicznych i zarządzania nr 39, t. 1 DOI:10.1876/sip.015.39/1-1 Anna Turczak * Zachodniopomorska Szkoła Biznesu w Szczecinie Patrycja Zwiech ** Uniwersytet Szczeciński CZYNNIKI
Badanie zgodności z określonym rozkładem. F jest dowolnym rozkładem prawdopodobieństwa. Test chi kwadrat zgodności. F jest rozkładem ciągłym
Badanie zgodności z określonym rozkładem H 0 : Cecha X ma rozkład F F jest dowolnym rozkładem prawdopodobieństwa Test chi kwadrat zgodności F jest rozkładem ciągłym Test Kołmogorowa F jest rozkładem normalnym
Elementy modelowania matematycznego
Elemety modelowaia matematyczego Wstęp Jakub Wróblewski jakubw@pjwstk.edu.pl http://zajecia.jakubw.pl/ TEMATYKA PRZEDMIOTU Modelowaie daych (ilościowe): Metody statystycze: estymacja parametrów modelu,
Ekonometryczne modele nieliniowe
Ekonometryczne modele nieliniowe Wykład 10 Modele przełącznikowe Markowa Literatura P.H.Franses, D. van Dijk (2000) Non-linear time series models in empirical finance, Cambridge University Press. R. Breuning,
Testowanie hipotez. H 1 : µ 15 lub H 1 : µ < 15 lub H 1 : µ > 15
Testowaie hipotez ZałoŜeia będące przedmiotem weryfikacji azywamy hipotezami statystyczymi. KaŜde przypuszczeie ma swoją alteratywę. Jeśli postawimy hipotezę, Ŝe średica pia jedoroczych drzew owej odmiay
Internetowe Kółko Matematyczne 2004/2005
Iteretowe Kółko Matematycze 2004/2005 http://www.mat.ui.toru.pl/~kolka/ Zadaia dla szkoły średiej Zestaw I (20 IX) Zadaie 1. Daa jest liczba całkowita dodatia. Co jest większe:! czy 2 2? Zadaie 2. Udowodij,
Testy post-hoc. Wrocław, 6 czerwca 2016
Testy post-hoc Wrocław, 6 czerwca 2016 Testy post-hoc 1 metoda LSD 2 metoda Duncana 3 metoda Dunneta 4 metoda kontrastów 5 matoda Newman-Keuls 6 metoda Tukeya Metoda LSD Metoda Least Significant Difference
Własności statystyczne regresji liniowej. Wykład 4
Własności statystyczne regresji liniowej Wykład 4 Plan Własności zmiennych losowych Normalna regresja liniowa Własności regresji liniowej Literatura B. Hansen (2017+) Econometrics, Rozdział 5 Własności
JEDNOCZYNNIKOWA ANALIZA WARIANCJI, ANOVA 1
Powtórzenie: ANOVA 1 JEDNOCZYNNIKOWA ANALIZA WARIANCJI, ANOVA 1 Obserwowana (badana) cecha Y Czynnik wpływający na Y (badany) A A i i ty poziom czynnika A (i=1..a), n i liczba powtórzeń w i tej populacji
Elementy statystyki opisowej Izolda Gorgol wyciąg z prezentacji (wykład I)
Elemety statystyki opisowej Izolda Gorgol wyciąg z prezetacji (wykład I) Populacja statystycza, badaie statystycze Statystyka matematycza zajmuje się opisywaiem i aalizą zjawisk masowych za pomocą metod
Statystyka w analizie i planowaniu eksperymentu
4 kwietnia 2012 Testy nieparametryczne Dotychczas zajmowaliśmy si e praktycznym zastosowaniem testów istotności nasze zadanie sprowadza lo si e do testowania hipotez o parametrach rozk ladu. Teraz b edziemy
Zastosowanie Excela w matematyce
Zastosowanie Excela w matematyce Komputer w dzisiejszych czasach zajmuje bardzo znamienne miejsce. Trudno sobie wyobrazić jakąkolwiek firmę czy instytucję działającą bez tego urządzenia. W szkołach pierwsze
Statystyka matematyczna. Wykład VI. Zesty zgodności
Statystyka matematyczna. Wykład VI. e-mail:e.kozlovski@pollub.pl Spis treści 1 Testy zgodności 2 Test Shapiro-Wilka Test Kołmogorowa - Smirnowa Test Lillieforsa Test Jarque-Bera Testy zgodności Niech x
ρ siła związku korelacyjnego brak słaba średnia silna bardzo silna
Ćwiczenie 4 ANALIZA KORELACJI, BADANIE NIEZALEŻNOŚCI Analiza korelacji jest działem statystyki zajmującym się badaniem zależności pomiędzy rozkładami dwu lub więcej badanych cech w populacji generalnej.
Porównanie modeli statystycznych. Monika Wawrzyniak Katarzyna Kociałkowska
Porównanie modeli statystycznych Monika Wawrzyniak Katarzyna Kociałkowska Jaka jest miara podobieństwa? Aby porównywać rozkłady prawdopodobieństwa dwóch modeli statystycznych możemy użyć: metryki dywergencji
WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE SYLABUS A. Informacje ogólne
WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE SYLABUS A. Informacje ogólne Nazwa kierunku studiów Poziom kształcenia Profil studiów Forma studiów Kod Język Rodzaj Rok studiów /semestr Wymagania wstępne (tzw. sekwencyjny system
Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka W12: Statystyczna analiza danych jakościowych. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok 407 adan@agh.edu.
Rachuek prawdopodobieństwa i statystyka W12: Statystycza aaliza daych jakościowych Dr Aa ADRIAN Paw B5, pok 407 ada@agh.edu.pl Wprowadzeie Rozróżia się dwa typy daych jakościowych: Nomiale jeśli opisują
1 Estymacja przedziałowa
1 Estymacja przedziałowa 1. PRZEDZIAŁY UFNOŚCI DLA ŚREDNIEJ (a) MODEL I Badana cecha ma rozkład normalny N(µ, σ) o nieznanym parametrze µ i znanym σ. Przedział ufności: [ ( µ x u 1 α ) ( σn ; x + u 1 α
Statystyka. #6 Analiza wariancji. Aneta Dzik-Walczak Małgorzata Kalbarczyk-Stęclik. rok akademicki 2015/ / 14
Statystyka #6 Analiza wariancji Aneta Dzik-Walczak Małgorzata Kalbarczyk-Stęclik rok akademicki 2015/2016 1 / 14 Analiza wariancji 2 / 14 Analiza wariancji Analiza wariancji jest techniką badania wyników,
Wykład 12 Testowanie hipotez dla współczynnika korelacji
Wykład 12 Testowanie hipotez dla współczynnika korelacji Wrocław, 23 maja 2018 Współczynnik korelacji Niech będą dane dwie próby danych X = (X 1, X 2,..., X n ) oraz Y = (Y 1, Y 2,..., Y n ). Współczynnikiem
Mirosława Gazińska. Magdalena Mojsiewicz
STUDIA DEMOGRAFICZNE 1(145) 2004 Mirosława Gazińska Katedra Ekoometrii i Statystyki Magdalea Mojsiewicz Katedra Ubezpieczeń i Ryków Kapitałowych Uiwersytet Szczeciński MODELOWANIE CZASU TRWANIA ŻYCIA BEZ
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 9
Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka Wykład 9 1 1. Dodatkowe założenie KMRL 2. Testowanie hipotez prostych Rozkład estymatora b Testowanie hipotez prostych przy użyciu statystyki t 3. Przedziały ufności
Wykład 12 Testowanie hipotez dla współczynnika korelacji
Wykład 12 Testowanie hipotez dla współczynnika korelacji Wrocław, 24 maja 2017 Współczynnik korelacji Niech będą dane dwie próby danych X = (X 1, X 2,..., X n ) oraz Y = (Y 1, Y 2,..., Y n ). Współczynnikiem
3. Unia kalmarska IE W O EN MAŁGORZATA I 116 ERYK VII POMORSKI 119 KRZYSZTOF III BAWARSKI ESTRYDSII IE DAN W LO KRÓ 115
K R Ó L O W I E D ~ N I IW. S TE R Y D S E N O W I E 1 1 4 3. Unia kalmarska K R Ó L O W I E D ~ N I IW. S TE R Y D S E N O W I E M~ Ł G O R Z~ T~ I E R Y K V I I O M O R S K I K R Z Y S Z T O F I I I
Wykład 3 Testowanie hipotez statystycznych o wartości średniej. średniej i wariancji z populacji o rozkładzie normalnym
Wykład 3 Testowanie hipotez statystycznych o wartości średniej i wariancji z populacji o rozkładzie normalnym Wrocław, 08.03.2017r Model 1 Testowanie hipotez dla średniej w rozkładzie normalnym ze znaną
Model Cox a. Testowanie założeń o proporcjonalnym hazardzie.
Model Cox a. Testowanie założeń o proporcjonalnym hazardzie. Seminarium - Statystyka w medycynie Model Cox a.. Plan 1 Wstęp Model Cox a - przypomnienie 2 Założenie proporcjonalnego hazardu 3 Metoda wizualna
Twierdzenie Cayleya-Hamiltona
Twierdzeie Cayleya-Hamiltoa Twierdzeie (Cayleya-Hamiltoa): Każda macierz kwadratowa spełia swoje włase rówaie charakterystycze. D: Chcemy pokazać, że jeśli wielomiaem charakterystyczym macierzy A jest
KARTA KURSU. Kod Punktacja ECTS* 1
KARTA KURSU Nazwa Nazwa w j. ang. Wprowadzenie do statystyki Introduction to statistics Kod Punktacja ECTS* 1 Koordynator Prof. dr hab. Jerzy Wołek Zespół dydaktyczny Prof. dr hab. Jerzy Wołek doktoranci
Statystyka matematyczna. Wykład IV. Weryfikacja hipotez statystycznych
Statystyka matematyczna. Wykład IV. e-mail:e.kozlovski@pollub.pl Spis treści 1 2 3 Definicja 1 Hipoteza statystyczna jest to przypuszczenie dotyczące rozkładu (wielkości parametru lub rodzaju) zmiennej
weryfikacja hipotez dotyczących parametrów populacji (średnia, wariancja) założenie: znany rozkład populacji (wykorzystuje się dystrybuantę)
PODSTAWY STATYSTYKI 1. Teoria prawdopodobieństwa i elementy kombinatoryki. Zmienne losowe i ich rozkłady 3. Populacje i próby danych, estymacja parametrów 4. Testowanie hipotez 5. Testy parametryczne (na
Weryfikacja hipotez statystycznych za pomocą testów statystycznych
Weryfikacja hipotez statystycznych za pomocą testów statystycznych Weryfikacja hipotez statystycznych za pomocą testów stat. Hipoteza statystyczna Dowolne przypuszczenie co do rozkładu populacji generalnej
Wykład 5 Problem dwóch prób - testowanie hipotez dla równości średnich
Wykład 5 Problem dwóch prób - testowanie hipotez dla równości średnich Magdalena Frąszczak Wrocław, 22.03.2017r Problem Behrensa Fishera Niech X = (X 1, X 2,..., X n ) oznacza próbę z rozkładu normalnego
( ) WŁASNOŚCI MACIERZY
.Kowalski własości macierzy WŁSNOŚC MCERZY Własości iloczyu i traspozycji a) możeie macierzy jest łącze, tz. (C) ()C, dlatego zapis C jest jedozaczy, b) możeie macierzy jest rozdziele względem dodawaia,
( x) Równanie regresji liniowej ma postać. By obliczyć współczynniki a i b należy posłużyć się następującymi wzorami 1 : Gdzie:
ma postać y = ax + b Równanie regresji liniowej By obliczyć współczynniki a i b należy posłużyć się następującymi wzorami 1 : xy b = a = b lub x Gdzie: xy = też a = x = ( b ) i to dane empiryczne, a ilość
Temat: BADANIE NIEZALEśNOŚCI DWÓCH CECH JAKOŚCIOWYCH TEST CHI KWADRAT. Anna Rajfura 1
Temat: BADANIE NIEZALEśNOŚCI DWÓCH CECH JAKOŚCIOWYCH TEST CHI KWADRAT Anna Rajfura 1 Przykład W celu porównania skuteczności wybranych herbicydów: A, B, C sprawdzano, czy masa chwastów na poletku zaleŝy
Dane dotyczące wartości zmiennej (cechy) wprowadzamy w jednej kolumnie. W przypadku większej liczby zmiennych wprowadzamy każdą w oddzielnej kolumnie.
STATISTICA INSTRUKCJA - 1 I. Wprowadzanie danych Podstawowe / Nowy / Arkusz Dane dotyczące wartości zmiennej (cechy) wprowadzamy w jednej kolumnie. W przypadku większej liczby zmiennych wprowadzamy każdą
Elementy statystyki STA - Wykład 5
STA - Wykład 5 Wydział Matematyki i Informatyki Uniwersytet im. Adama Mickiewicza 1 ANOVA 2 Model jednoczynnikowej analizy wariancji Na model jednoczynnikowej analizy wariancji możemy traktować jako uogólnienie
O zgodności procedur jednoczesnego testowania zastosowanych do problemu selekcji zmiennych w modelu liniowym
O zgodności procedur jednoczesnego testowania zastosowanych do problemu selekcji zmiennych w modelu liniowym Konrad Furmańczyk Katedra Zastosowań Matematyki SGGW Wis a 2010 Plan referatu 1. Modele liniowe
Hipoteza: Dziewczynki częściej niż chłopcy mają sprecyzowane plany dotyczące dalszego kształcenia (dlaczego?)
Problem: Czy płeć różnicuje plany edukacyjne uczniów? Hipoteza: Dziewczynki częściej niż chłopcy mają sprecyzowane plany dotyczące dalszego kształcenia (dlaczego?) Hipoteza zerowa: Płeć nie różnicuje precyzji
MINIMALIZACJA PUSTYCH PRZEBIEGÓW PRZEZ ŚRODKI TRANSPORTU
Przedmiot: Iformatyka w logistyce Forma: Laboratorium Temat: Zadaie 2. Automatyzacja obsługi usług logistyczych z wykorzystaiem zaawasowaych fukcji oprogramowaia Excel. Miimalizacja pustych przebiegów
Kolokwium ze statystyki matematycznej
Kolokwium ze statystyki matematycznej 28.05.2011 Zadanie 1 Niech X będzie zmienną losową z rozkładu o gęstości dla, gdzie 0 jest nieznanym parametrem. Na podstawie pojedynczej obserwacji weryfikujemy hipotezę
ż ż ć ż Ż ż ż ć Ł ń ń ź ć ń Ś ż Ł ć ż Ź ż ń ż Ż Ś ć ź ż ć Ś ń ń ź ż ź ń Ś ń Ś ż ń ń ż ć ż ż Ą ć ń ń ń ć ż ć Ś ż Ć ć ż Ś Ś ć Ż ż Ś ć Ż Ż Ż Ą ń ń ć ń Ż ć ń ż Ż ń ż Ś ń Ś Ś ć Ż Ż Ć Ó Ż Ść ż Ż ż ż ń Ż Ż ć
Ą Ą Ś Ż Ą ć Ź ć Ó Ś Ż Ź Ó ć Ś Ż ć Ś Ź Ó ć Ż Ż Ź Ż Ó Ź Ó Ż Ż Ż Ż Ż Ś Ź Ś ć ć ć Ź ć ć Ó Ó Ó Ś Ą ć ć Ź Ż Ż Ż Ż ź Ż ź Ó Ś Ą Ź Ż Ż ć Ź Ó Ż Ó Ś Ą Ś Ś Ź Ż Ś Ż Ż Ź Ó ć Ś Ś Ść Ś Ż Ź Ó Ś Ó Ź Ó Ż Ź Ó Ś Ś Ż Ź Ż Ś
Ą Ł Ą Ą ś ś ż Ż ś ś ś ść ś ś Ą ś Ż ś ć ż ś ś ż ś ż Ć Ł Ż ż Ź ć ĄĄ Ż Ą Ż Ą Ź Ż Ł Ł Ę ś ś ś ż Ą ś Ą ś Ą Ż Ą Ż Ą Ć Ż Ż ś Ż Ą Ć Ł Ł Ę ś ż Ż ć ś ś ś ś Ż Ć ż ż ś ś ż ś ś Ż Ż ś ś ś ś ś Ż ż Ż ś ś Ż Ę ż ś ż Ź Ę
