Księga Jakości Laboratorium

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "Księga Jakości Laboratorium"

Transkrypt

1 Ksga Jakośc aboatom 6.. Metodyka szacowaa epewośc typ A Opacował: mg Mkołaj Kplk Jest to szacowae epewośc o asymetyczych gacach pzedzał fośc wzgldem watośc śedej, co wyka z fakt okeślaa watośc śedej jako śedej eegetyczej (dla watośc RMS) albo jako śedej szczytowych ampltd cśeń akstyczych (dla watośc PAK). Sps teśc: 6... Wymagaa statystyk fzyczej Nepewoś typ A poma msj Sea pomaowa o stałym czase poma elemetaego Sea pomaowa o zmeym czase poma elemetaego Poma cągły do czas stablzowaa wyk pozom ówoważego Poma hałas komkacyjego Nepewoś wyk oblczea emsj Nepewoś wyk oblczea pozom ówoważego Nepewoś okeślea czas Nepewoś okeślea pozom ówoważego Nepewoś okeślea maksymalego pozom dźwk Nepewoś okeślea szczytowego pozom dźwk Nepewoś SMY lb RÓŻNICY ARYMYCZNJ pozomów dźwk Nepewoś okeślea czas pogłos Nepewoś okeślea wyk pozom wzocowego A, Nepewoś okeślea popawk k do pozom wzocowego A, Nepewoś ówoważego pozom wzocowego Aeq, dla cykl pacy Nepewoś maksymalego pozom wzocowego AFma, Nepewoś okeślea pozom mocy akstyczej Zasada poma Nepewoś typ A Nepewoś ekspozycj dla emsj () Nepewoś okeślea powezch pomaowej (S) Nepewoś okeślea chłoośc akstyczej (A) metoda Nepewoś okeślea chłoośc akstyczej (A) metoda Nepewoś okeślea wskaźka zolacyjosc akstyczej a dźwk powetze Nepewoś okeślea wskaźka zolacyjosc akstyczej a dźwk dezeowe... 9 wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa z 3/R6.

2 Ksga Jakośc aboatom 6... Wymagaa statystyk fzyczej Nepewoś typ A (ozaczaa jako A ) dotyczy ozzt statystyczego wyków poma taktowaych jako zmee losowe o astpjących cechach: detycze pawdopodobeństwo zdazea dla watośc oczekwaej okeśloej jako śeda aytmetycza, (lb okeśloe pawdopodobeństwa zdazeń dla watośc oczekwaej okeśloej jako śeda aytmetycza ważoa), ezależe, powtazale, poma e wpływa a wyk Nepewoś typ A poma msj Poma msj w pkce pomaowym w cel okeślea pozom dźwk badaego hałas azem z tłem akstyczym albo samego tła akstyczego. Wyóżamy szeeg sytacj pomaowych, dla któych okeśla s osoby tyb oblczeń:. sea pomaowa o stałym czase poma elemetaego w tym też sea pomaowa pojedyczych zdazeń akstyczych,. sea pomaowa o zmeym czase poma elemetaego, 3. poma cągły do czas stablzowaa wyk pozom ówoważego wg zadaych kyteów, 4. poma pozom hałas komkacyjego. wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa z 3/R6.

3 Ksga Jakośc aboatom 6... Sea pomaowa o stałym czase poma elemetaego Nepewoś typ A okeślea pozom msj lb tła akstyczego a podstawe wykoaych pomaów elemetaych oblcza s wedłg astpjących zasad: wyk pomaów elemetaych pozom dźwk wyażoe w db pzekształcamy do postac ekspozycj wzgldej (ze wzo [6..B]): p p oblczamy watoś śedą (watoś oczekwaą) wedłg wzo [6..D]: ś. [] oblczamy estymat śedego odchylea stadadowego s watośc śedej zgode ze wzoem: s ( ś. ) [F] szacjemy epewoś a pozome fośc 95%, wzgldając ozkład Stdeta, kozystając ze wzo: s A, 95 ( ś. ) t okeślamy pzedzał epewośc dla fośc a pozome 95% dla ekspozycj wzgldej jako: [ )] «[ ( )] ś. A,95 ( ś. ś. A,95 ś. [H] oblczamy gace pzedzał epewośc, okeśloego j.w., wyażając je w watoścach pozom dźwk A (a podstawe wzo [A] patz ozdz.6..3): czyl: [ ( )]«0 lg[ ( )] 0 lg ś. A,95 ś. ś. A,95 ś. tasfomacja z a [I] do l a _ gaca «góa _ gaca tasfomacja z a [J] [G] wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 3 z 3/R6.

4 Ksga Jakośc aboatom oblczamy watośc epewośc dla watośc śedej pozom dźwk: watoś góa A,95 (epewoś dla watośc wkszych od śedej) watoś dola A,95 (epewoś dla watośc mejszych od śedej) okeśloe jako odchylea addytywe wzgldem watośc śedej pozom dźwk dla wyżej oblczoego pzedzał epewośc jako: [ )]«[ ( )] ś. A,95( ś. ś. A,95 ś. tasfomacja z a [K] wyk wyażamy jako: ś. { A,95; A,95 } tasfomacja z a [] WAGA: zgode z fomalym wymagaam dokmet A04/6:003 wg pkt 7.7 w apotach wyk waz z epewoścą ależy pzedstawa w postac: ś. A,95 ; A,95, db [ ] wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 4 z 3/R6.

5 Ksga Jakośc aboatom 6... Sea pomaowa o zmeym czase poma elemetaego Ważoa śeda aytmetycza to watoś oczekwaa zmeej losowej dysketej o óżych pawdopodobeństwach dla skończoej lczby możlwych watośc: ( X ) P X X [D] Gdze P(X ) to wag zomalzowae do (czyl są to pawdopodobeństwa). Dla ważoej śedej aytmetyczej waacja wyaża s wzoem: D ( X ) ( X ) ( X ) [ ] P( X ) X P( X ) X... _ koec _ a _ tym _! W ogólym pzypadk e ma aaltyczego ozwca powyższego wzo! A zatem waacja ( dalej odchylee stadadowe jako pewastek z ej) jż e mogą by lczoe jako śede odchylee kwadatowe! W takm pzypadk: wyk pomaów elemetaych pozom dźwk wyażoe w db pzekształcamy do postac ekspozycj wzgldej (ze wzo [6..B]) wedłg wzo [], oblczamy watoś śedą (watoś oczekwaą) wedłg wzo [D]: t ś. gdze p sma czasów pomaów: p p t oblczamy estymat śedego odchylea stadadowego s watośc śedej zgode ze wzoem: s t p X t p X [F] dalej wedłg wzoów [G] []. wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 5 z 3/R6.

6 Ksga Jakośc aboatom Poma cągły do czas stablzowaa wyk pozom ówoważego Dotyczy oszacowaa epewośc typ A okeślea pozom ówoważego z czas poma, wykoywaego metodą poma cągłego aż do momet stablzowaa s wyk pozom ówoważego wedłg zadaych kyteów obsewacj. Kytem obsewacj: wahae wyk pozom ówoważego z czas poma wyos e wcej ż 0, db a sekd (dla hałas staloego) lb a cykl (dla hałas okesowego)? Sposób oszacowaa: Kytem obsewacj: czyl: 0, db Ł ( )0 lg( ) 0, db 0 lg Ł gdze: śeda eega do momet t śeda eega do momet t t s stąd ogóle: 0,977 Ł Ł,03 czyl zmay eeg (od początk poma) są mejsze ż,3% a sekd/cykl. Zakładamy, że dla dostatecze dłgego poma: s [ ] ( ) [ ] ( ) wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 6 z 3/R6.

7 Ksga Jakośc aboatom wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 7 z 3/R6. stąd: [ ] [ ] [ ] [ ] skądąd: [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] wemy jż też, że dla aszych założeń: 03 0,,03 [ ] [ ] 0,03 0,03 0,03 zaważamy, że: [ ] 03 0, 0,03 [ ] 03 0, 0,03 [ ] 0,03 0,03 s 0

8 Ksga Jakośc aboatom Zatem epewoś typ A o pozome fośc 95% dla ekspozycj wzgldej bdze wyos: s 0,03 ( ) A 95 stąd dla pozomów dźwk: [ ] ( ) 0 lg 0,03 A 95 eq gdze: lczba sekd/cykl od początk poma do momet spełea zalożea stablzacj Pzy założe, że wyk alczaego od początk poma pozom ówoważego z czas poma e zmea s badzej ż 0, db a sekd/cykl, wyka, że epewoś wyażaa dla pozomów dźwk (asymetycza!) zależy wyłącze od czas twaa poma, wyażoego w sekdach/cyklach, do momet zaobsewowaa spełea założeń. Powyższy wzó ma t właścwoś, że pzedzał epewośc ośe waz z czasem jest to fzycze zozmałe: m wcej czas msmy czeka a stablzowae s wyk, tym badzej zmey był baday pozom hałas, a co za tym dze jest wkszy pzedzał epewośc. Podsmowae Wykojemy poma zmeego hałas obsewjąc wyk mezoego pozom ówoważego z czas poma oaz czas poma (lb lczb cykl) do momet, aż wahaa wyk bdą pożej 0, db a sekd/cykl wtedy pzedzał epewośc o pozome fośc 95% zmezoego pozom ówoważego możemy szacowa a podstawe wzoów: ( [ ]; 0 lg[ 0,03 ]) ( ) 0 lg 0,03 ( ) A 95 eq czas [s] lb lczba cykl pzykładowo: 5 0,53 0,6 30 0,7 0, ,87, ,98,7 90,9,64 0,34,95 80,59,54 300,96 3,68 wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 8 z 3/R6.

9 Ksga Jakośc aboatom Poma hałas komkacyjego A. Poceda podstawowa pomay cągłe dotyczy hałas dogowy Zdazeem elemetaym jest jeda doba. Należy okeśl wskaźk hałas a podstawe pzyajmej jedego poma cągłego wykoaego dla chaakteystyczego odcka (p. mdzywzłowego lb o podobym zagospodaowa tee) dla co ajmej 3 kolejych dób zastosowa poced 6... Sea pomaowa o stałym czase poma elemetaego. WAGA: Powyższa poceda jest pawdłowa ze statystyczego pkt wdzea pod wakem, że atżee stkta ch w koleje d tygoda są poówywale. W ogólym pzypadk ależałoby ozpatywa każdy dzeń tygoda osobo z dodatkowym podzałem a poy ok z wzgldeem okesów lopowowakacyjych. Nemej jedak, w wakach ealych zleceń, jest to tde do ealzacj klet msałby poeś koszt klkdowych badań w jedym pkce pomaowym. B. Poceda podstawowa pomay pojedyczych zdazeń akstyczych dotyczy hałas dogowy, kolejowy, lotczy (pomay okesowe) Zdazeem elemetaym jest jede pzejazd pojazd / jedostk / pocąg w daej klase. W wyk poma okeśla s ekspozycyje pozomy dźwk A (S). Dla tak zyskaych wyków w każdej klase ależy zastosowa poced 6... Sea pomaowa o stałym czase poma elemetaego. Nastpe oblczeowo okeśla s wskaźk dobowe a podstawe daych o atże ch patz wzoy a astpej stoe (pzykład dla hałas kolejowego)! WAGA: W tej pocedze zmeą obaczoą a ogół ezaym błdem są dae lb pogozy atżea ch te fakt ależy odotowa w apoce z badań. wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 9 z 3/R6.

10 Ksga Jakośc aboatom Okeślee ówoważego pozom hałas waz z epewoścą wyk Pozom ówoważy okeśloo wg wzo dla pozomów A okeśloych w odległośc p. 5m: aczej: gdze : A Aeq 0 lg 0 Aeq 0.* A 0 lg 5 0 lg 0 [ s] [ m] [ m] 5m ( [ s] ) 0 lg 0.* A czas obsewacj: 6 godz dla da (57600s) lb 8 godz dla ocy (8800s) śede pozomy ekspozycyje S hałas tego zdazea w czase obsewacj w odl.5m lczba tego zdazea w czase obsewacj odległoś pkt od to lb tasy (te czło wzo dot. oblczeń dla ego pkt) o samo wyażoe jako ekspozycje wzglde: 5 Aeq Nepewoś dla ekspozycj wzgldej jest okeśloa wzoem: ( ) Aeq Aeq A [( ( A )) ( A ( )) ] A ( ) Zgode z obowązjącym ozpoządzeem oblcza s wyłącze składową dodatą R95 ( Aeq ) epewośc ozszezoej asymetyczej wyażoej jako pozomy dźwk: czyl: ( ) Aeq ě ď ď 0 lgí ď ď î 0, Aeq ( Aeq ) 0 lg 0 ( Aeq ) Aeq [( ( )) ( ( )) ] A A ( ) A ü ď ď ý ď ď ţ W epewoścach okeślea pozom ówoważego dla pktów pomaowych wzglda s: epewośc okeślea ekspozycyjych pozomów dźwk poszczególych katego pocągów, epewoś okeślea odległośc wykającą z ch pocągów po óżych toach:,5 m epewoś okeślea lczby pocągów: wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 0 z 3/R6.

11 Ksga Jakośc aboatom C. Poceda mowa okeślae epewośc dla pomaów hałas dogowego a podstawe bezpośedch pomaów hałas z wykozystaem póbkowaa (pomay kótkotwałe z tego samego da). WAGA: Poceda ejsza wyka z adaptacj wymagań metodyk pt. Refeecyja metodyka wykoywaa okesowych pomaów pozomów hałas wpowadzaego do śodowska w zwązk z eksploatacją dóg, l kolejowych l tamwajowych oaz kytea lokalzacj pktów pomaowych Załączk 3 do ozpoządzea Msta Śodowska z da 6 czewca 0. w spawe wymagań w zakese powadzea pomaów pozomów sbstacj lb eeg w śodowsk pzez zaządzającego dogą, lą kolejową, lą tamwajową, lotskem lb potem (Dz.. N 40 z da 7 lpca 0., poz.84), któa w pkce. dopszcza podzelee pzedzał czas a kótsze odck w cel zyskaa fomacj o zmeośc chaakteystyk źódła hałas. Poceda szacowaa epewośc polega a oszacowa epewośc dla każdego jedogodzego okes badań wedłg pocedy 6... Sea pomaowa o stałym czase poma elemetaego pzyjmjąc mowe 4 pomay elemetae po 5 mt każdy. Nastpe a tej podstawe okeśla s epewoś wskaźków dobowych (6 godz poy dzeej, 8 godz poy ocej, 4 godzy wskaźka DWN ): C.. Pewszy sposób po obwed (pozom fośc 95%): oblcza s watośc wskaźków dobowych odpowedo dla góej gacy pzedzał epewośc ze wszystkch godz od pozomów jedogodzych powkszoych o epewoś 5mtową dla daej godzy oaz dla dolej gacy pzedzał epewośc ze wszystkch godz od pozomów jedogodzych pomejszoych o epewoś 5mtową dla daej godzy dalej wg wzoów [H] [] pocedy 6... w cel okeślea dodatej jemej watośc epewośc wyażoej dla pozom dźwk. C.. Dg sposób składae epewośc cząstkowych (dokładejszy!): oblcza s w pzestze ekspozycj wzgldych epewoś wykową jako złożee epewośc cząstkowych godzych pomaów cząstkowych (odpowedo 6 dla poy dzeej oaz 8 dla poy ocej) wg wzoów: 6 8 ( ) ( ) oaz ( ) ( ) eqd 6 [ D ] eqn 8 [ N ] dalej wg wzoów [H][]. WAGA: Faktycze, zgode z omeklatą statystyczą jest to epewoś typ B zwązaa z pzyjtym modelem hałas do oblczea hałas dobowego. Jedak ze wzgldów edycyjych meszczoo tą poced w tym ozdzale. Oszacowae epewośc smją s z epewoścą typ B zwązaą z apaatą pomaową zgode pawem popagacj epewośc. wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa z 3/R6.

12 Ksga Jakośc aboatom Nepewoś wyk oblczea emsj Nepewoś typ A okeślea pozom emsj a podstawe oblczoych watośc śedch pozom msj oaz tła akstyczego oblcza s wedłg astpjących zasad: oblczamy watoś emsj wyażoej jako ekspozycja wzglda: em m tlo _ akstycze [M] WAGA: wyażając to samo jako pozom dźwk, otzymjemy zay wzó: em 0 lg( 0 lg(0 em ) 0 lg( 0, m 0, tlo 0 m _ akstycze tlo _ akstycze ) ) okeślamy błąd wyk emsj dla ekspozycj wzgldej: [ ( )] [ ( ] A, 95 ( em ) A,95 m. A,95 tlo _ akstycze. ) [N] astpe powtazamy poced wedłg wzoów od [H] do []. WAGA: W pzypadk óżcy pomdzy pozomem msj a pozomem tła akstyczego powyżej 0 db zgode z metodyka pomaową [8] moża pomą wpływ tła akstyczego. Jedak wtedy ależy w epewośc typ B wzgld błąd zwązay z takm poszczeem (zawyżee wyk emsj), któy wyos 0,5 db dla ww óżcy 0 db, a 0, db dla óżcy 5 db. wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa z 3/R6.

13 Ksga Jakośc aboatom Nepewoś wyk oblczea pozom ówoważego Nepewoś okeślea czas Nepewoś okeślea czas twaa sytacj akstyczej dla któej wykoao pomay elemetae, ależy okeśla wedłg astpjących zasad: zdazee twające pzez cały omatywy czas obsewacj epewoś zwązaa z okeśleem czas dzałaa źódła hałas jest ówa 0, zdazea o ścśle okeśloym czase twaa w omatywym czase obsewacj epewoś ówa 0, zdazea o zmeym czase twaa w omatywym czase obsewacj epewoś okeślaa zgode z wytyczym zawatym w [5] dla model postokąta, gdze dolą góą gac pzedzał zdazeń staow odpowedo mmaly maksymaly czas twaa sytacj, a śed czas twaa jest pzyjmoway jako śeda aytmetycza z tych gac. Nepewoś stadadową okeśla s jako 58% (dzelee pzez pewastek z 3) ozstp połówkowego pomdzy mmalym maksymalym czasem twaa sytacj. Nepewoś a pozome fośc 95% otzymje s pzy zastosowa współczyka ozszezea k. w pzypadk sytacj akstyczych, któych czasy twaa podlegają ym ozkładom ależy zastosowa dywdale podejśce. wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 3 z 3/R6.

14 Ksga Jakośc aboatom Nepewoś okeślea pozom ówoważego Nepewoś typ A okeślea pozom ówoważego oblcza s a podstawe zaych dzałów emsj em_k dla każdej sytacj akstyczej czasów twaa tych sytacj waz z odpowedm epewoścam A,95 ( em_k ) oaz A,95 (t k ). ekspozycj wzgldą ówoważą dla m sytacj akstyczych w omatywym czase obsewacj okeśla s wedłg wzo dla ekspozycj wzgldych: eq m k tk m em _ k eq _ k [O] k WAGA: wyażając to samo jako pozomy dźwk, otzymjemy zay wzó a pozom ówoważy: eq m m tk tk 0 lg( eq ) 0 lg( em _ k ) 0 lg( k k 0 0, em _ k ) okeśla s epewoś ekspozycj wzgldej ówoważej dla każdej sytacj akstyczej: A,95 t k 0, em _ ( eq _ k ) A,95( em _ k ) 0 k A,95 ( t k ) [P] okeśla s epewoś wykową ekspozycj wzgldej ówoważej dla smy sytacj akstyczych: m [ A,95 ( eq _ k ] A, 95 eq ) ) k ( [Q] astpe powtazamy poced wedłg wzoów od [H] do []. wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 4 z 3/R6.

15 Ksga Jakośc aboatom Nepewoś okeślea maksymalego pozom dźwk Zgode z metodykam pomaowym pozom maksymaly okeśla s jako watoś ajwkszą z zyskaych watośc maksymalych z klk pomaów elemetaych a ogół jest to watoś maksymala pozom dźwk RMS pzy stałej czasowej SOW lb FAS koekcj czstotlwoścowej A (a staowskach pacy w pomeszczeach). Pzyjmjemy, że zyskwae wyk podlegają ozztow statystyczem, dla któego jesteśmy w stae okeśl eegetyczą watoś oczekwaą (śedą aytmetyczą w ekspozycjach wzgldych) wedłg wzoów [B] lb [D] (patz ozdzał 6.. KJ) oaz estymat odchylea stadadowego w se pomaowej (jest to właścwa maa, gdyż jako wyk całego badaa pzyjmjemy pojedyczy wyk pomaowy, a e śedą z wyków pomaowych!), okeśloą wzoem: s ( ś. ) [F] Dalsze postpowae powadzmy wg wzoów [G] [J] wzgldając wpływ lczby pomaów elemetaych, składając z epewoścą typ B (wykającą z bdżet epewośc typ B) okeślając gace pzedzał epewośc: do l a _ gaca «góa _ gaca [J] W cel oblczea odchyleń od zyskaej watośc ma (wkszej od śedej eegetyczej!), tj. epewośc złożoej ozszezoej dla pozom fośc 95%, pzedstawamy pzedzał okeśloy wzoem [J] w poższej postac: [ ( )] «[ )] ma R,95 ma ma R,95 ( ma [K] W te sposób okeślamy watośc odchyleń A,95( ma ) oaz A,95( ma ) jako: ( ma ) do l a _ gaca ma A, 95 ( ma ) góa _ gaca ma A, 95 (watoś jema!) [] [] wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 5 z 3/R6.

16 Ksga Jakośc aboatom Nepewoś okeślea szczytowego pozom dźwk Zgode z metodykam pomaowym szczytowy pozom dźwk okeśla s jako watoś ajwkszą z zyskaych watośc szczytowych z klk pomaów elemetaych a ogół jest to maksymala watoś szczytowego pozom dźwk (Peak) pzy koekcj czstotlwoścowej C (a staowskach pacy). Pzyjmjemy, że zyskwae wyk ampltd cśea akstyczego (watoś szczytowa) podlegają ozztow statystyczem, dla któego jesteśmy w stae okeśl watoś oczekwaą (śedą aytmetyczą szczytowych cśeń akstyczych wzgldych) wedłg wzoów [B] lb [D] (patz ozdzał KJ) oaz estymat odchylea stadadowego w se pomaowej (jest to właścwa maa, gdyż jako wyk całego badaa pzyjmjemy pojedyczy wyk pomaowy, a e śedą z wyków pomaowych!), okeśloą wzoem: s ( P ś. P ) Dalsze postpowae powadzmy wg wzoów [G] [J] (dla watośc P!) wzgldając wpływ lczby pomaów elemetaych, składając z epewoścą typ B (wykającą z bdżet epewośc typ B) okeślając gace pzedzał epewośc: szacjemy epewoś a pozome fośc 95%, wzgldając ozkład Stdeta, kozystając ze wzo: s ( A P ) 95 ś. t [F3], [G3] składamy tak zyskay pzedzał z epewoścą typ B wyażoą w pzestze ampltd cśea akstyczego wzgldego P: ( P) ( P) ( P) R, 95 A,95 B,95 okeślamy pzedzał epewośc dla fośc a pozome 95% dla ekspozycj wzgldej jako: [ P P )]«[ P ( P )] ś. R,95( ś. ś. R,95 ś. [H3] oblczamy gace pzedzał epewośc, okeśloego j.w., wyażając je w watoścach pozom dźwk A (a podstawe wzo [A] patz ozdz.6..4): [ P ( P )]«0 lg[ P ( P )] 0 lg ś. A,95 ś. ś. A,95 ś. tasfomacja z P a [I 3] czyl: do l a _ gaca «góa _ gaca [J3] wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 6 z 3/R6.

17 Ksga Jakośc aboatom W cel oblczea odchyleń od zyskaej watośc peak, tj. epewośc epewośc złożoej ozszezoej dla pozom fośc 95%, pzedstawamy pzedzał okeśloy wzoem [J] w poższej postac: [ ( )] «[ )] ( peak R, 95 peak peak R,95 peak [K3] W te sposób okeślamy watośc odchyleń A,95( ma ) oaz A,95( ma ) jako: ( peak ) do l a _ gaca peak ( peak ) góa _ gaca peak A, 95 (watoś jema!) [3] A, 95 [3] wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 7 z 3/R6.

18 Ksga Jakośc aboatom Nepewoś SMY lb RÓŻNICY ARYMYCZNJ pozomów dźwk. Oblczae aytmetyczej SMY pozomów dźwk wyażoych w decybelach ma zastosowae do żyeskego okeślaa: watośc pozom dźwk z óżym popawkam pzede wszystkm popawkam stabelayzowaym (p. kaa za mplsowoś, popawk a chłooś akstyczą ezagospodaowaego pomeszczea, tp.) Sma aytmetycza pozom dźwk popawk fzycze jest tepetowaa jako zastosowae możka dla welkośc eegetyczej.. Oblczae aytmetyczej RÓŻNICY pozomów dźwk wyażoych w decybelach ma zastosowae do żyeskego okeślaa: Jeśl: odchyleń od zadaej watośc (p. pozom dopszczalego, watośc śedej, tp.) skteczośc akstyczej (p. zolacyjośc, ekaowaa, tp.) Różca aytmetycza pozomów dźwk fzycze jest tepetowaa jako kotoś eegetycza pomdzy dwoma welkoścam eegetyczym. oaz to możemy to zapsa jako: k 0 0 lg 0 lg 0 ( ) 0 lg k 0 lg czyl: k lb k Rachek popagacj epewośc fomale powe by pzepowadzay dla epewośc stadadowych, ale pzy zastosowa wszdze tego samego współczyka ozszezea k jest óweż pawdzwy dla epewośc ozszezoych: d k d k ( k ) ( ) ( ) d d stąd: ( k) ( ) ( ) ( ) ( ) lb ( k) ( ) ( ) wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 8 z 3/R6.

19 Ksga Jakośc aboatom wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 9 z 3/R6. k lb k w ob pzypadkach otzymjemy: k k Stąd epewoś smy/óżcy aytmetyczej wyos: k k Odchylea gac epewośc dla smy aytmetyczej lb óżcy aytmetyczej pozomów dźwk okeślają wzoy: jeśl: oaz 0 0 k czyl: lg 0 lg 0 k to: [ ] [ ] ďî ď í ě k k k k lg 0 lg 0 gdze: 0 0 k

20 Ksga Jakośc aboatom Nepewoś okeślea czas pogłos Stosjemy stadadowe oblczea statystycze z wzgldeem ozkład tstdeta: oblczamy watoś śedą (watoś oczekwaą): ś. oblczamy estymat śedego odchylea stadadowego s watośc śedej zgode ze wzoem: s ( ś. ) szacjemy epewoś a pozome fośc 95%, wzgldając ozkład Stdeta, kozystając ze wzo: s A, 95( ś.) t Nepewoś okeślea wyk pozom wzocowego A, Nepewoś okeślea popawk k do pozom wzocowego A,, A k A 0 lg A 0 ( ) ( ) ( ) 0 A, 0 A A wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 0 z 3/R6.

21 Ksga Jakośc aboatom Nepewoś ówoważego pozom wzocowego Aeq, dla cykl pacy Nepewoś pozomów śedoych wyzaczamy zgode z 6... (poma msj), watoś śedą z 3 pktów wyzaczamy zgode ze wzoam z p c.. dla złożea epewośc cząstkowych (dla 3 elemetów). 3 ( A ) [ ( A )] Nepewoś maksymalego pozom wzocowego AFma, Poeważ zgode z omą PNN ISO 005:00705 PNN ISO 005:007/A:00 zmezoe watośc pozom maksymalego są detycze śedae koygowae do pozom wzocowego jak pozom ówoważy dla cykl pacy, to achk są aalogcze. wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa z 3/R6.

22 Ksga Jakośc aboatom Nepewoś okeślea pozom mocy akstyczej Metodyka wg: PNN ISO 3746 (czewec 0) Akstyka Wyzaczae pozomów mocy akstyczej pozomów eeg akstyczej źódeł hałas a podstawe pomaów pozomów cśea akstyczego Metoda oetacyja z zastosowaem otaczającej powezch pomaowej ad płaszczyzą odbjającą dźwk Zasada poma Wymagaa śodowskowe: ł m lb ł d 0 (wyma chaakteystyczy źódła) wskazae watośc [m]:,, 4, 6 (wksze aczej bdą tde do ealzacj...) K A <3 tylko dla D A > 3 db pzestzeń otwata: K A 0 (dźwk odbte są wzgldae w mezoym pozome!) lb pomeszczee: K A <7 lb ówowaze: S,5A PNN ISO 3746.B (powezcha półsfeycza ad powezchą odbjającą) 4 pozycje mkofo PNN ISO 3746.B B3 (powezcha wesfeycza lb /8sfey ad powezchą odbjającą) 3 pozycje mkofo PNN ISO 3746.C (powezcha postopadłoścea ad powezchą odbjającą) pozycje mkofo wykające z podzał powezch S / (3d) wskazay podzał a (d) wskazae d m, waek d>0,5m WAGI: okeślae popawk a tło akstycze K A jest ówoważe oblcze tzw. óżcy logaytmczej pozom msj tła akstyczego (óżca w welkoścach eegetyczych) popawka śodowskowa K A zgode z omą jest okeśloa wzoem: K A 0 lg 4 gdze: S powezcha pomaowa wyażoa w watoścach wzgldych (e S 0 m ) A chłooś akstycza pomeszczea (dla chaakteystyk czstotlwosowej A pzyjmowa dla khz) S A wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa z 3/R6.

23 Ksga Jakośc aboatom Wzó podstawowy : (ogóloy) W p 0 lg S K A gdze: W pozom mocy akstyczej [db] p śedoy eegetycze pozom dźwk [db] dla emsj, a powezch pomaowej S K A popawka śodowskowa (pzestzeń otwata K A 0, pomeszczee K A 0lg[4(S/A)] ) S powezcha pomaowa wyażoa w watoścach wzgldych (e S 0 m ) Powyższy wzó wyażoy w welkoścach eegetyczych: W S K A 0 S 0 W lb 4 ( S / A ) gdze: W wzglda moc akstycza (wzgldem pozom odesea W 0 0 W) śedoa aytmetycze ekspozycja wzglda (e p Pa) dla emsj, a powezch pomaowej S K A popawka śodowskowa (pzestzeń otwata K A 0, pomeszczee K A 0lg[4(S/A)] ) S powezcha pomaowa wyażoa w watoścach wzgldych (e S 0 m ) A chłooś akstycza pomeszczea Nepewoś typ A ) K A 0: ( W ) S ( S ) ) K A >0: W W S 4S / A W A 4S 4S / A ( W ) ( S ) ( A) lb po podstawe K A : W W S K 4WS A A A 5 5 ( W ) 0 ( S) 0 ( A) K wzó pzyblżoy (ale zgody z omą!) e wzglda zależośc gstośc powetza od tempeaty wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 3 z 3/R6.

24 Ksga Jakośc aboatom Nepewoś ekspozycj dla emsj () N N ( ) gdze: N lczba pozycj mkofo Nepewośc wyków w każdej pozycj mkofo ( ) okeślamy wg pocedy dla Se pomaowej o stałym czase poma elemetaego (pkt 6... KJ) Nepewoś okeślea powezch pomaowej (S) ) Dla powezch półsfeyczej S p ( S) p ( ) A 95 4 gdze: () epewoś wyzaczea pomea popoj pzyją watoś 0, m ) Dla powezch postopadłośceej S ab bc ac [ 4 ] ( d ) ( S) ( a b) ( b c) 4 ( a c) gdze: (d) epewoś pomaów lowych popoj pzyją watoś 0, m (waga: postopadłośca powezch pomaowej o wymaach a b c ad powezchą odbjającą) Nepewoś okeślea chłoośc akstyczej (A) metoda metoda pzyblżoa szacowaa chłoośc a podstawe wymaów zagospodaowaa pomeszczea Rozważamy t tylko pzypadek okeślaa wedłg metody pzyblżoej (PNN ISO 3746.A.3..): A a S v ( A) S ( a ) a ( S ) v gdze: (a) epewoś oszacowaa a popoj pzyją watoś 0, (S v ) epewoś pomaów lowych oblczeń S v patz wyżej dla pow. postopadłosceej! v wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 4 z 3/R6.

25 Ksga Jakośc aboatom Nepewoś okeślea chłoośc akstyczej (A) metoda szacowae chłoośc a podstawe poma czas pogłos Rozważamy t pzypadek okeślaa wedłg metody pzyblżoej (PNN ISO 3746.A.3..): A 0, 6 gdze: V objtoś pomeszczea badawczego w [m 3 ], czas pogłos pomeszczea badawczego w [s] wyzaczoy dla dźwk szeokopasmowego metodą szm pzeywaego lb dźwk mplsowego, pzy chaakteystyce czstotlwoścowej A V 0,6 0,6 ( A) ( V ) ( ) gdze: () epewoś oblczeń czas pogłos ze wzoów statystyczych (V) epewoś pomaów lowych oblczeń V a b c: A 95 ( V ) V a ( a) ( b) ( c) gdze: (a), (b), (c) epewoś pomaów lowych popoj pzyją watoś 0, m b c Nepewoś okeślea pozom mocy akstyczej oblczamy wedłg wzoów [H] [] patz pkt 6... KJ. wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 5 z 3/R6.

26 Ksga Jakośc aboatom 6... Nepewoś okeślea wskaźka zolacyjosc akstyczej a dźwk powetze Izolacyjoś akstycza właścwa pzyblżoa R w wskaźk ważoy zolacyjośc akstyczej właścwej R okeśla s dla pasm tecjowych: ' S R [] w A ad. A odb. 0lg A gdze: R w wskaźk zolacyjośc akstyczej właścwej pzegody [db] A ad pozom dźwk A w pomeszcze adawczym (ze źódłam hałas) [db] A odb pozom dźwk A w pomeszcze odboczym (pzyległym pzez pzegod) [db] S powezcha pzegody [m ] A chłooś akstycza pomeszczea odboka [m ] Zależoś chłoośc akstyczej od czas pogłos opsje wzó Sabe a: [] gdze: V A 0, 6 A chłooś akstycza pomeszczea odboka [m ] V objtoś pomeszczea odboka [m 3 ] czas pogłos w pomeszcze odboka (czas w jakm po gwałtowym wyłącze źódła hałas pozom dźwk w pomeszcze spada o 60 db ze sta asycea) [s] Składając wzoy [] [] otzymjemy wzó wykowy: R ' w A ad. A odb. 0lg S 0,6 V Powyższy wzó wyażoy w welkoścach eegetyczych: ' R w A ad S ,6 V A odb. wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 6 z 3/R6.

27 Ksga Jakośc aboatom wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 7 z 3/R6. Nepewoś stadadowa w welkoścach eegetyczych ( epewoś stadadowa): Nepewoś ozszezoa (k) po tasfomacj do pzestze pozomów dźwk: [ ] 0lg 0lg 0lg 0lg 0lg 0lg 0lg 0lg 0lg ) 0lg( 0lg R 0lg V V S S R odb odb ad ad gdze () epewośc stadadowe lb 0lg V V S S R odb odb ad ad gdze () epewośc ozszezoe ( 95 )

28 Ksga Jakośc aboatom wzgldając epewośc wskaźka zolacyjośc akstyczej odpowedo dodae albo odjte od watośc wyzaczoej z badaa dla każdego pasma tecjowego zyskjemy dwe dodatkowe kzywe zolacyjośc akstyczej: ajkozystejszą ajekozystejszą wykeśloe po obwedach pzedzałów epewośc dla każdego pasma tecjowego. waga: czasam (zwłaszcza po stoe adawczej) mamy badzo dże ozzty wyków z wag a ejedoodoś pola akstyczego, a wydłżae czas póbk lb zwkszae lczby pomaów jest ecelowe dla ealzowaego badaa, to do okeślea dolych odchyleń wskaźków R dla każdego pasma stosjemy astpjący algoytm: wszystke watośc epewośc dążące do (eokeśloe) zameamy a jedą watoś odpowadającą ajbadzej ekozystej epewośc w dół z pozostałych watośc po odzce watośc eokeśloych). Jest to PROCDRA MOWNA dająca akceptowale wyk epewośc badaa (dole). Dla każdej kzywej wyzaczamy zgode z omą watoś wskaźka zolacyjośc akstyczej (z dokładoścą do 0, db) tak zyskae wskaźk wyzaczają pzedzał epewośc o pozome fośc co ajmej 95% odchylea góej dolej gacy pzedzał od zmezoej watośc wskaźka zolacyjośc akstyczej okeślamy addytywe (z dokładoścą do 0, db) pzedstawamy jako: { ( R ) ( R ) } ' R w ; WAGA: zgode z fomalym wymagaam dokmet A04/6:003 wg pkt 7.7 w apotach wyk waz z epewoścą ależy pzedstawa w postac: R w R,95 ; R,95, db Na dzeń dzsejszy w tt. laboatom e jest zay dokładejszy sposób złożea epewośc dla wskaźka zolacyjośc akstyczej. wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 8 z 3/R6.

29 Ksga Jakośc aboatom 6... Nepewoś okeślea wskaźka zolacyjosc akstyczej a dźwk dezeowe Pozom dezeowy zomalzoway wskaźk ważoy pozom dezeowego zomalzowaego pzyblżoego,w lb jedolczbowy wskaźk ważoy zolacyjośc od dźwków dezeowych okeśla s dla pasm tecjowych: A0 ' [] ' odb. 0log 0 A gdze: zomalzoway pozom dźwk A [db] odb. zmezoy pozom dźwk w paśme tecjowym [db] A 0 0 m chłooś akstycza odesea A chłooś akstycza pomeszczea odboka [m ] Zależoś chłoośc akstyczej od czas pogłos opsje wzó Sabe a: [] gdze: V A 0, 6 A chłooś akstycza pomeszczea odboka [m ] V objtoś pomeszczea odboka [m 3 ] czas pogłos w pomeszcze odboka (czas w jakm po gwałtowym wyłącze źódła hałas pozom dźwk w pomeszcze spada o 60 db ze sta asycea) [s] Składając wzoy [] [] otzymjemy wzó wykowy: A0 ' ' odb. 0log0 0,6 V Powyższy wzó wyażoy w welkoścach eegetyczych: l ' odb. odb. 0,6 V 0, V wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 9 z 3/R6.

30 Ksga Jakośc aboatom wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 30 z 3/R6. Nepewoś stadadowa w welkoścach eegetyczych ( epewoś stadadowa): l l l l Nepewoś ozszezoa (k) po tasfomacj do pzestze pozomów dźwk: [ ] 0lg 0lg 0lg 0lg 0lg 0lg 0lg 0lg 0lg ) 0lg( 0lg l l l l l l l l l l 0lg V V R odb odb gdze () epewośc stadadowe lb 0lg V V R odb odb gdze () epewośc ozszezoe ( 95 )

31 Ksga Jakośc aboatom wzgldając epewośc wskaźka pozom zomalzowaego odpowedo dodae albo odjte od watośc wyzaczoej z badaa dla każdego pasma tecjowego zyskjemy dwe dodatkowe kzywe pozom zomalzowaego: ajkozystejszą ajekozystejszą wykeśloe po obwedach pzedzałów epewośc dla każdego pasma tecjowego. waga: czasam (zwłaszcza po stoe adawczej) mamy badzo dże ozzty wyków z wag a ejedoodoś pola akstyczego, a wydłżae czas póbk lb zwkszae lczby pomaów jest ecelowe dla ealzowaego badaa, to do okeślea dolych odchyleń wskaźków R dla każdego pasma stosjemy astpjący algoytm: wszystke watośc epewośc dążące do (eokeśloe) zameamy a jedą watoś odpowadającą ajbadzej ekozystej epewośc w dół z pozostałych watośc po odzce watośc eokeśloych). Jest to PROCDRA MOWNA dająca akceptowale wyk epewośc badaa (dole). Dla każdej kzywej wyzaczamy zgode z omą watoś wskaźka pozom zomalzowaego (z dokładoścą do 0, db) tak zyskae wskaźk wyzaczają pzedzał epewośc o pozome fośc co ajmej 95% odchylea góej dolej gacy pzedzał od zmezoej watośc wskaźka pozom zomalzowaego okeślamy addytywe (z dokładoścą do 0, db) pzedstawamy jako: { ( ) ( ) } ' ; WAGA: zgode z fomalym wymagaam dokmet A04/6:003 wg pkt 7.7 w apotach wyk waz z epewoścą ależy pzedstawa w postac: ( ); ( ), db Na dzeń dzsejszy w tt. laboatom e jest zay dokładejszy sposób złożea epewośc dla wskaźka pozom zomalzowaego. wydae 0 z d Pzygotował, spawdzł zatwedzł Mkołaj Kplk ozdzał 6. Stoa 3 z 3/R6.

BADANIE CHARAKTERYSTYKI DIODY PÓŁPRZEWODNIKOWEJ

BADANIE CHARAKTERYSTYKI DIODY PÓŁPRZEWODNIKOWEJ Fzyka cała stałego, Elektyczość magetyzm BADANIE CHARAKTERYTYKI DIODY PÓŁPRZEWODNIKOWEJ 1. Ops teoetyczy do ćwczea zameszczoy jest a stoe www.wtc.wat.edu.pl w dzale DYDAKTYKA FIZYKA ĆWICZENIA LABORATORYJNE..

Bardziej szczegółowo

Laboratorium Metod Statystycznych ĆWICZENIE 2 WERYFIKACJA HIPOTEZ I ANALIZA WARIANCJI

Laboratorium Metod Statystycznych ĆWICZENIE 2 WERYFIKACJA HIPOTEZ I ANALIZA WARIANCJI Laboatoum Metod tatystyczych ĆWICZENIE WERYFIKACJA HIPOTEZ I ANALIZA WARIANCJI Oacowała: Katazya tąo Weyfkaca hotez Hoteza statystycza to dowole zyuszczee dotyczące ozkładu oulac. Wyóżamy hotezy: aametycze

Bardziej szczegółowo

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH. dr Michał Silarski

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH. dr Michał Silarski PODTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH dr Mchał larsk I Pracowa Fzycza IF UJ, 9.0.06 Pomar Pomar zacowae wartośc prawdzwej Bezpośred (welkość fzycza merzoa jest

Bardziej szczegółowo

wyniki serii n pomiarów ( i = 1,..., n) Stosując metodę największej wiarygodności możemy wykazać, że estymator wariancji 2 i=

wyniki serii n pomiarów ( i = 1,..., n) Stosując metodę największej wiarygodności możemy wykazać, że estymator wariancji 2 i= ESTYMATOR WARIANCJI I DYSPERSJI Ozaczmy: µ wartość oczekwaa rozkładu gauowkego wyków pomarów (wartość prawdzwa merzoej welkośc σ dyperja rozkładu wyków pomarów wyk er pomarów (,..., Stoując metodę ajwękzej

Bardziej szczegółowo

Podstawy opracowania wyników pomiarowych, analiza błędów

Podstawy opracowania wyników pomiarowych, analiza błędów Podstawy opracowaa wyków pomarowych, aalza błędów I Pracowa Fzycza IF UJ Grzegorz Zuzel Lteratura I Pracowa fzycza Pod redakcją Adrzeja Magery Istytut Fzyk UJ Kraków 2006 Wstęp do aalzy błędu pomarowego

Bardziej szczegółowo

PROPAGACJA NIEPEWNOŚCI W POMIARACH TEMPERATURY

PROPAGACJA NIEPEWNOŚCI W POMIARACH TEMPERATURY PROBLEMS AND PROGRESS IN METROLOGY PPM 8 Coeece Dgest Eml BURCON Główy Uząd Ma Samodzele Laboatoum Temomet PROPAGACJA NIEPEWNOŚCI W POMIARACH TEMPERATURY Laboatoa akedytowae, wzocując czujk tempeatuy,

Bardziej szczegółowo

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

Prawdopodobieństwo i statystyka r. Zadae. W ure zajduje sę 5 kul, z których 5 jest bałych czarych. Losujemy bez zwracaa kolejo po jedej kul. Kończymy losowae w momece, kedy wycągęte zostaą wszystke czare kule. Oblcz wartość oczekwaą lczby

Bardziej szczegółowo

Podstawy analizy niepewności pomiarowych (I Pracownia Fizyki)

Podstawy analizy niepewności pomiarowych (I Pracownia Fizyki) Podstawy aalzy epewośc pomarowych (I Pracowa Fzyk) Potr Cygak Zakład Fzyk Naostruktur Naotecholog Istytut Fzyk UJ Pok. 47 Tel. 0-663-5838 e-mal: potr.cygak@uj.edu.pl Potr Cygak 008 Co to jest błąd pomarowy?

Bardziej szczegółowo

TESTY NORMALNOŚCI. ( Cecha X populacji ma rozkład normalny). Hipoteza alternatywna H1( Cecha X populacji nie ma rozkładu normalnego).

TESTY NORMALNOŚCI. ( Cecha X populacji ma rozkład normalny). Hipoteza alternatywna H1( Cecha X populacji nie ma rozkładu normalnego). TESTY NORMALNOŚCI Test zgodośc Hpoteza zerowa H 0 ( Cecha X populacj ma rozkład ormaly). Hpoteza alteratywa H1( Cecha X populacj e ma rozkładu ormalego). Weryfkacja powyższych hpotez za pomocą tzw. testu

Bardziej szczegółowo

+Ze (Z-1)e. Możliwe sytuacje: 1) orbita nie penetrująca kadłuba

+Ze (Z-1)e. Możliwe sytuacje: 1) orbita nie penetrująca kadłuba Atomy weloelektoowe: ekulombowsk potecał (cetaly) kedy? ektóe atomy weloelektoowe (p. alkalcze) maą elekto w śede odległ. od ąda >> ż odległośc pozostałych elektoów, el. walecyy kadłub atomu Róże stay

Bardziej szczegółowo

POPULACJA I PRÓBA. Próba reprezentatywna. Dr Adam Michczyński - METODY ANALIZY DANYCH POMIAROWYCH 5 1

POPULACJA I PRÓBA. Próba reprezentatywna. Dr Adam Michczyński - METODY ANALIZY DANYCH POMIAROWYCH 5 1 POPULACJA I PRÓBA POPULACJĄ w statystyce matematyczej azywamy zbór wszystkch elemetów (zdarzeń elemetarych charakteryzujących sę badaą cechą opsywaą zmeą losową. Zbadae całej populacj (przeprowadzee tzw.

Bardziej szczegółowo

Analiza niepewności pomiarów Definicje

Analiza niepewności pomiarów Definicje Teora pomarów Aalza epewośc pomarów Defce Dr hab. ż. Paweł Mada www.pmada.zt.ed.pl Podstawowa defca Nepewość pomar to parametr zwązay z wykem pomar, charakteryzący rozrzt wartośc, który w zasadoy sposób

Bardziej szczegółowo

Miary położenia wskazują miejsce wartości najlepiej reprezentującej wszystkie wielkości danej zmiennej. Mówią o przeciętnym poziomie analizowanej

Miary położenia wskazują miejsce wartości najlepiej reprezentującej wszystkie wielkości danej zmiennej. Mówią o przeciętnym poziomie analizowanej Podstawy Mary położea wskazują mejsce wartośc ajlepej reprezetującej wszystke welkośc daej zmeej. Mówą o przecętym pozome aalzowaej cechy. Średa arytmetycza suma wartośc zmeej wszystkch jedostek badaej

Bardziej szczegółowo

OBLICZANIE NIEPEWNOŚCI METODĄ TYPU B

OBLICZANIE NIEPEWNOŚCI METODĄ TYPU B OBLICZANIE NIEPEWNOŚCI METODĄ TYPU B W przypadku gdy e występuje statystyczy rozrzut wyków (wszystke pomary dają te sam wyk epewość pomaru wyzaczamy w y sposób. Główą przyczyą epewośc pomaru jest epewość

Bardziej szczegółowo

Oznaczenia: -średnia arytmetyczna -średnia geometryczna. x H -średnia harmoniczna

Oznaczenia: -średnia arytmetyczna -średnia geometryczna. x H -średnia harmoniczna Ops statystyczy Puktem wyjśca do woskowaa statystyczego (uogólae wyków badaa póby a populację geealą) jest odpoweda aalza ozkładu badaej cechy w tej póbe. Metody służące do aalzy ozkładu cechy w póbe są

Bardziej szczegółowo

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

Prawdopodobieństwo i statystyka r. Prawdopodobeństwo statystyka 0.06.0 r. Zadae. Ura zawera kul o umerach: 0,,,,. Z ury cągemy kulę, zapsujemy umer kulę wrzucamy z powrotem do ury. Czyość tę powtarzamy, aż kula z każdym umerem zostae wycągęta

Bardziej szczegółowo

Pomiary bezpośrednie i pośrednie obarczone błędem przypadkowym

Pomiary bezpośrednie i pośrednie obarczone błędem przypadkowym Pomary bezpośrede pośrede obarczoe błędem przypadkowym I. Szacowae wartośc przyblŝoej graczego błędu przypadkowego a przykładze bezpośredego pomaru apęca elem ćwczea jest oszacowae wartośc przyblŝoej graczego

Bardziej szczegółowo

ma rozkład normalny z nieznaną wartością oczekiwaną m

ma rozkład normalny z nieznaną wartością oczekiwaną m Zadae Każda ze zmeych losowych,, 9 ma rozkład ormaly z ezaą wartoścą oczekwaą m waracją, a każda ze zmeych losowych Y, Y,, Y9 rozkład ormaly z ezaą wartoścą oczekwaą m waracją 4 Założoo, że wszystke zmee

Bardziej szczegółowo

24-01-0124-01-01 G:\AA_Wyklad 2000\FIN\DOC\Geom20.doc. Drgania i fale III rok Fizyki BC

24-01-0124-01-01 G:\AA_Wyklad 2000\FIN\DOC\Geom20.doc. Drgania i fale III rok Fizyki BC 4-0-04-0-0 G:\AA_Wyklad 000\FIN\DOC\Geom0.doc Dgaa ale III ok Fzyk BC OPTYKA GEOMETRYCZNA. W ośodku jedoodym śwatło ozcodz sę ostolowo.. Pzecające sę omee śwetle e zabuzają sę awzajem. 3. Pawo odbca śwatła.

Bardziej szczegółowo

KALIBRACJA NIE ZAWSZE PROSTA

KALIBRACJA NIE ZAWSZE PROSTA KALIBRACJA NIE ZAWSZE PROSTA Potr Koeczka Katedra Chem Aaltyczej Wydzał Chemczy Poltechka Gdańska S w S C -? C w Sygał - astępstwo kosekwecja przeprowadzoego pomaru główy obekt zateresowań aaltyka. Cel

Bardziej szczegółowo

Planowanie eksperymentu pomiarowego I

Planowanie eksperymentu pomiarowego I POLITECHNIKA ŚLĄSKA W GLIWICACH WYDZIAŁ INŻYNIERII ŚRODOWISKA ENERGETYKI INSTYTUT MASZYN URZĄDZEŃ ENERGETYCZNYCH Plaowae eksperymetu pomarowego I Laboratorum merctwa (M 0) Opracował: dr ż. Grzegorz Wcak

Bardziej szczegółowo

Zadanie 1. ), gdzie 1. Zmienna losowa X ma rozkład logarytmiczno-normalny LN (, . EX (A) 0,91 (B) 0,86 (C) 1,82 (D) 1,95 (E) 0,84

Zadanie 1. ), gdzie 1. Zmienna losowa X ma rozkład logarytmiczno-normalny LN (, . EX (A) 0,91 (B) 0,86 (C) 1,82 (D) 1,95 (E) 0,84 Zadae. Zmea losowa X ma rozkład logarytmczo-ormaly LN (, ), gdze E ( X e X e) 4. Wyzacz. EX (A) 0,9 (B) 0,86 (C),8 (D),95 (E) 0,84 Zadae. Nech X, X,, X0, Y, Y,, Y0 będą ezależym zmeym losowym. Zmee X,

Bardziej szczegółowo

( X, Y ) będzie dwuwymiarową zmienną losową o funkcji gęstości

( X, Y ) będzie dwuwymiarową zmienną losową o funkcji gęstości Zadae. Nech Nech (, Y będze dwuwymarową zmeą losową o fukcj gęstośc 4 x + xy gdy x ( 0, y ( 0, f ( x, y = 0 w przecwym przypadku. S = + Y V Y E V S =. =. Wyzacz ( (A 0 (B (C (D (E 8 8 7 7 Zadae. Załóżmy,

Bardziej szczegółowo

Jego zależy od wysokości i częstotliwości wypłat kuponów odsetkowych, ceny wykupu, oczekiwanej stopy zwrotu oraz zapłaconej ceny za obligację.

Jego zależy od wysokości i częstotliwości wypłat kuponów odsetkowych, ceny wykupu, oczekiwanej stopy zwrotu oraz zapłaconej ceny za obligację. Wrażlwość oblgacj Jedym z czyków ryzyka westowaa w oblgacje jest zmeość rykowych stóp procetowych. Iżyera fasowa dyspouje metodam pozwalającym zabezpeczyć portfel przed egatywym skutkam zma stóp procetowych.

Bardziej szczegółowo

Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka matematyczna. Estymacja przedziałowa parametrów strukturalnych zbiorowości generalnej

Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka matematyczna. Estymacja przedziałowa parametrów strukturalnych zbiorowości generalnej Rachek prawdopodobeńswa saysyka maemaycza Esymacja przedzałowa paramerów srkralych zborowośc geeralej Częso zachodz syacja, że koecze jes zbadae ogół poplacj pod pewym kąem p. średa oce z pewego przedmo.

Bardziej szczegółowo

ROZKŁAD NORMALNY. 2. Opis układu pomiarowego. Ćwiczenie może być realizowane za pomocą trzech wariantów zestawów pomiarowych: A, B i C.

ROZKŁAD NORMALNY. 2. Opis układu pomiarowego. Ćwiczenie może być realizowane za pomocą trzech wariantów zestawów pomiarowych: A, B i C. ĆWICZENIE 1 Opacowane statystyczne wynków ROZKŁAD NORMALNY 1. Ops teoetyczny do ćwczena zameszczony jest na stone www.wtc.wat.edu.pl w dzale DYDAKTYKA FIZYKA ĆWICZENIA LABORATORYJNE (Wstęp do teo pomaów).

Bardziej szczegółowo

Obliczanie średniej, odchylenia standardowego i mediany oraz kwartyli w szeregu szczegółowym i rozdzielczym?

Obliczanie średniej, odchylenia standardowego i mediany oraz kwartyli w szeregu szczegółowym i rozdzielczym? Oblczae średej, odchylea tadardowego meday oraz kwartyl w zeregu zczegółowym rozdzelczym? Średa medaa ależą do etymatorów tzw. tedecj cetralej, atomat odchylee tadardowe to etymatorów rozprozea (dyperj)

Bardziej szczegółowo

www.bdas.pl Rozdział 3 Zastosowanie języka SQL w statystyce opisowej 1 Wprowadzenie

www.bdas.pl Rozdział 3 Zastosowanie języka SQL w statystyce opisowej 1 Wprowadzenie Rozdzał moogaf: 'Bazy Daych: Nowe Techologe', Kozelsk S., Małysak B., Kaspowsk P., Mozek D. (ed.), WKŁ 007 Rozdzał 3 Zastosowae języka SQL w statystyce opsowej Steszczee. Relacyje bazy daych staową odpowede

Bardziej szczegółowo

Ź Ą Ś ć ć Ą Ś Í ć Ł ć ć

Ź Ą Ś ć ć Ą Ś Í ć Ł ć ć Í ć í ć Ź Ą Ś ć ć Ą Ś Í ć Ł ć ć ć í í í ć Ś ć Ó ć Ó Ó ć Ś Ó ć ő Ć ć Ó ć Ś ć ć ć Ś ć Ś ć ć Ść ć ć ć Ó ć ľ ć Ó ć ć Ć ć Ó ć Ś ľ Ś ć ć ć ć ć Ą ć Ó Ś ć Ą ć ć Ó ć Á Í ć Ź ć ľ ľ ľ ť ć ć Ó ŚÓ ľ ć í Ś Ś ć ľ Ó Ś

Bardziej szczegółowo

W zadaniu nie ma polecenia wyznaczania estymatora nieobciążonego o minimalnej wariancji. σ σ σ σ σ = =

W zadaniu nie ma polecenia wyznaczania estymatora nieobciążonego o minimalnej wariancji. σ σ σ σ σ = = 4. Na podstawe erówośc Cramera Rao wyzacz dole ograczee dla waracj eobcążoego estymatora waracj σ w rozkładze ormalym N(0, σ. W zadau e ma polecea wyzaczaa estymatora eobcążoego o mmalej waracj dla σ,

Bardziej szczegółowo

Tablica Galtona. Mechaniczny model rozkładu normalnego (M10)

Tablica Galtona. Mechaniczny model rozkładu normalnego (M10) Tablca Galtoa. Mechaczy model rozkładu ormalego (M) I. Zestaw przyrządów: Tablca Galtoa, komplet kulek sztuk. II. Wykoae pomarów.. Wykoać 8 pomarów, wrzucając kulk pojedyczo.. Uporządkować wyk pomarów,

Bardziej szczegółowo

Pomiary parametrów napięć i prądów przemiennych

Pomiary parametrów napięć i prądów przemiennych Ćwczee r 3 Pomary parametrów apęć prądów przemeych Cel ćwczea: zapozae z pomaram wartośc uteczej, średej, współczyków kształtu, szczytu, zekształceń oraz mocy czyej, berej, pozorej współczyka cosϕ w obwodach

Bardziej szczegółowo

Niepewności pomiarów. DR Andrzej Bąk

Niepewności pomiarów. DR Andrzej Bąk Nepewośc pomarów DR Adrzej Bąk Defcje Błąd pomar - różca mędz wkem pomar a wartoścą merzoej welkośc fzczej. Bwa też azwa błędem bezwzględm pomar. Poeważ wartość welkośc merzoej wartość prawdzwa jest w

Bardziej szczegółowo

Modelowanie niepewności przy użyciu przybliżonych miar prawdopodobieństwa

Modelowanie niepewności przy użyciu przybliżonych miar prawdopodobieństwa Modelowae epewośc pzy użycu pzyblżoych ma pawdopodobeństwa d ż. Mosław Kweselewcz Wydzał Elektotechk utomatyk Kateda utomatyk Gdańsk, lstopad 998 . Wpowadzee Tadycyje do modelowaa epewośc stosoway był

Bardziej szczegółowo

N ( µ, σ ). Wyznacz estymatory parametrów µ i. Y które są niezależnymi zmiennymi losowymi.

N ( µ, σ ). Wyznacz estymatory parametrów µ i. Y które są niezależnymi zmiennymi losowymi. 3 Metody estymacj N ( µ, σ ) Wyzacz estymatory parametrów µ 3 Populacja geerala ma rozład ormaly mometów wyorzystując perwszy momet zwyły drug momet cetraly z prób σ metodą 3 Zmea losowa ma rozład geometryczy

Bardziej szczegółowo

będą niezależnymi zmiennymi losowymi z rozkładu o gęstości

będą niezależnymi zmiennymi losowymi z rozkładu o gęstości Prawdopodobeństwo statystyka 4.0.00 r. Zadae Nech... będą ezależym zmeym losowym z rozkładu o gęstośc θ f ( x) = θ xe gdy x > 0. Estymujemy dodat parametr θ wykorzystując estymator ajwększej warogodośc

Bardziej szczegółowo

Centralna Izba Pomiarów Telekomunikacyjnych (P-12) Komputerowe stanowisko do wzorcowania generatorów podstawy czasu w częstościomierzach cyfrowych

Centralna Izba Pomiarów Telekomunikacyjnych (P-12) Komputerowe stanowisko do wzorcowania generatorów podstawy czasu w częstościomierzach cyfrowych Cetrala Izba Pomarów Telekomukacyjych (P-1) Komputerowe staowsko do wzorcowaa geeratorów podstawy czasu w częstoścomerzach cyrowych Praca r 1300045 Warszawa, grudzeń 005 Komputerowe staowsko do wzorcowaa

Bardziej szczegółowo

W zadaniu nie ma polecenia wyznaczania estymatora nieobciążonego o minimalnej wariancji. σ σ σ σ σ = =

W zadaniu nie ma polecenia wyznaczania estymatora nieobciążonego o minimalnej wariancji. σ σ σ σ σ = = 4. Na podstawe erówośc Cramera Rao wyzacz dole ograczee dla waracj eobcążoego estymatora waracj σ w rozkładze ormalym N(0, σ ). W zadau e ma polecea wyzaczaa estymatora eobcążoego o mmalej waracj dla σ,

Bardziej szczegółowo

Matematyczny opis ryzyka

Matematyczny opis ryzyka Aalza ryzyka kosztowego robót remotowo-budowlaych w warukach epełe formac Mgr ż Mchał Bętkowsk dr ż Adrze Powuk Wydzał Budowctwa Poltechka Śląska w Glwcach MchalBetkowsk@polslpl AdrzePowuk@polslpl Streszczee

Bardziej szczegółowo

L.Kowalski PODSTAWOWE TESTY STATYSTYCZNE WERYFIKACJA HIPOTEZ PARAMETRYCZNYCH

L.Kowalski PODSTAWOWE TESTY STATYSTYCZNE WERYFIKACJA HIPOTEZ PARAMETRYCZNYCH L.Kowalsk PODSTAWOWE TESTY STATYSTYCZNE TESTY STATYSTYCZNE poteza statystycza to dowole przypuszczee dotyczące rozkładu cechy X. potezy statystycze: -parametrycze dotyczą ezaego parametru, -parametrycze

Bardziej szczegółowo

Podstawowe pojcia. Metody probabilistyczne i statystyka Wykład 7: Statystyka opisowa. Rozkłady prawdopodobiestwa wystpujce w statystyce.

Podstawowe pojcia. Metody probabilistyczne i statystyka Wykład 7: Statystyka opisowa. Rozkłady prawdopodobiestwa wystpujce w statystyce. Metody probablstycze statystyka Wykład 7: Statystyka opsowa. Rozkłady prawdopodobestwa wystpujce w statystyce. Podstawowe pojca Populacja geerala - zbór elemetów majcy przyajmej jed włacwo wspól dla wszystkch

Bardziej szczegółowo

L.Kowalski zadania ze statystyki opisowej-zestaw 5. ZADANIA Zestaw 5

L.Kowalski zadania ze statystyki opisowej-zestaw 5. ZADANIA Zestaw 5 L.Kowalsk zadaa ze statystyk opsowej-zestaw 5 Zadae 5. X cea (zł, Y popyt (tys. szt.. Mając dae ZADANIA Zestaw 5 x,5,5 3 3,5 4 4,5 5 y 44 43 43 37 36 34 35 35 Oblcz współczyk korelacj Pearsoa. Oblcz współczyk

Bardziej szczegółowo

AKADEMIA MORSKA W SZCZECINIE

AKADEMIA MORSKA W SZCZECINIE AKADEMIA MORSKA W SZCZECINIE Istytut Iżyer Ruchu Morskego Zakład Urządzeń Nawgacyjych Istrukcja r 0 Wzory do oblczeń statystyczych w ćwczeach z radoawgacj Szczec 006 Istrukcja r 0: Wzory do oblczeń statystyczych

Bardziej szczegółowo

. Wtedy E V U jest równa

. Wtedy E V U jest równa Prawdopodobeństwo statystyka 7.0.0r. Zadae Dwuwymarowa zmea losowa Y ma rozkład cągły o gęstośc gdy ( ) 0 y f ( y) 0 w przecwym przypadku. Nech U Y V Y. Wtedy E V U jest rówa 8 7 5 7 8 8 5 Prawdopodobeństwo

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 2 ESTYMACJA PUNKTOWA

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 2 ESTYMACJA PUNKTOWA STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD ESTYMACJA PUNKTOWA Nech - ezay parametr rozkładu cechy X. Wartość parametru będzemy estymować (przyblżać) a podstawe elemetowej próby. - wyberamy statystykę U o rozkładze

Bardziej szczegółowo

SOWA - ENERGOOSZCZĘDNE OŚWIETLENIE ULICZNE METODYKA

SOWA - ENERGOOSZCZĘDNE OŚWIETLENIE ULICZNE METODYKA Załączk r do Regulamu I kokursu GIS PROGRAM PRIORYTETOWY: SOWA - ENERGOOSZCZĘDNE OŚWIETLENIE ULICZNE METODYKA. Cel opracowaa Celem opracowaa jest spója metodyka oblczaa efektu ograczaa emsj gazów ceplaraych,

Bardziej szczegółowo

BQR FMECA/FMEA. czujnik DI CPU DO zawór. Rys. 1. Schemat rozpatrywanego systemu zabezpieczeniowego PE

BQR FMECA/FMEA. czujnik DI CPU DO zawór. Rys. 1. Schemat rozpatrywanego systemu zabezpieczeniowego PE BQR FMECA/FMEA Przed rozpoczęcem aalzy ależy przeprowadzć dekompozycję systemu a podsystemy elemety. W efekce dekompozycj uzyskuje sę klka pozomów: pozom systemu, pozomy podsystemów oraz pozom elemetów.

Bardziej szczegółowo

ľ ľ ż ľ ż ľ ż ť ŕ ľ ľ ľ ľ ľ ý ľ ľ ľ ľ ľ ń ľ ý

ľ ľ ż ľ ż ľ ż ť ŕ ľ ľ ľ ľ ľ ý ľ ľ ľ ľ ľ ń ľ ý Ł ľ ľ ľ ľ ľ ľ ľ ľ ľ ń ľ ń ľ ľ ľ ľ ć ć ľ ż ľ ľ ľ ż ľ ľ ľ ń Ł ľí ć ő ż ľ ż Ł đ ľ ľ ż ľ ż ľ ż ť ŕ ľ ľ ľ ľ ľ ý ľ ľ ľ ľ ľ ń ľ ý Ł Í Ź ń ń á ľ Ä Ž ń ń Ą ń ż Ą Ż ď ż Ż ď ń ć ż Ż Ż Ę Ę Ń Í Ł Ż ć ń Ź Ł ń Ó á

Bardziej szczegółowo

Wykład 1. Elementy rachunku prawdopodobieństwa. Przestrzeń probabilistyczna.

Wykład 1. Elementy rachunku prawdopodobieństwa. Przestrzeń probabilistyczna. Podstawowe pojęcia. Wykład Elementy achunku pawdopodobieństwa. Pzestzeń pobabilistyczna. Doświadczenie losowe-doświadczenie (zjawisko, któego wyniku nie możemy pzewidzieć. Pojęcie piewotne achunku pawdopodobieństwa

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 7-8

Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 7-8 Stasław Cchock Natala Nehreecka Zajęca 7-8 . Testowae łączej stotośc wyraych regresorów. Założea klasyczego modelu regresj lowej 3. Własośc estymatora MNK w KMRL Wartość oczekwaa eocążoość estymatora Waracja

Bardziej szczegółowo

Fizyka, technologia oraz modelowanie wzrostu kryształów

Fizyka, technologia oraz modelowanie wzrostu kryształów Fzyka, techologa oaz modelowae wzostu kyształów Stasław Kukowsk Mchał Leszczyńsk Istytut Wysokch Cśeń PA 0-4 Waszawa, ul Sokołowska 9/37 tel: 88 80 44 e-mal: stach@upess.waw.pl, mke@upess.waw.pl Zbgew

Bardziej szczegółowo

W loterii bierze udział 10 osób. Regulamin loterii faworyzuje te osoby, które w eliminacjach osiągnęły lepsze wyniki:

W loterii bierze udział 10 osób. Regulamin loterii faworyzuje te osoby, które w eliminacjach osiągnęły lepsze wyniki: Zadae W loter berze udzał 0 osób. Regulam loter faworyzuje te osoby, które w elmacjach osągęły lepsze wyk: Zwycęzca elmacj, azyway graczem r. otrzymuje 0 losów, Osoba, która zajęła druge mejsce w elmacjach,

Bardziej szczegółowo

Badania Maszyn CNC. Nr 2

Badania Maszyn CNC. Nr 2 Poltechka Pozańska Istytut Techolog Mechaczej Laboratorum Badaa Maszy CNC Nr 2 Badae dokładośc pozycjoowaa os obrotowych sterowaych umerycze Opracował: Dr. Wojcech Ptaszy sk Mgr. Krzysztof Netter Pozań,

Bardziej szczegółowo

System finansowy gospodarki

System finansowy gospodarki System fasowy gospodark Zajęca r 6 Matematyka fasowa c.d. Rachuek retowy (autetowy) Maem rachuku retowego określa sę regulare płatośc w stałych odstępach czasu przy założeu stałej stopy procetowej. Przykłady

Bardziej szczegółowo

Miary statystyczne. Katowice 2014

Miary statystyczne. Katowice 2014 Mary statystycze Katowce 04 Podstawowe pojęca Statystyka Populacja próba Cechy zmee Szereg statystycze Wykresy Statystyka Statystyka to auka zajmująca sę loścowym metodam aalzy zjawsk masowych (występujących

Bardziej szczegółowo

Wyznaczanie oporu naczyniowego kapilary w przepływie laminarnym.

Wyznaczanie oporu naczyniowego kapilary w przepływie laminarnym. Wyzaczae oporu aczyowego kaplary w przepływe lamarym. I. Przebeg ćwczea. 1. Zamkąć zawór odcający przewody elastycze a astępe otworzyć zawór otwerający dopływ wody do przewodu kaplarego. 2. Ustawć zawór

Bardziej szczegółowo

IV. ZMIENNE LOSOWE DWUWYMIAROWE

IV. ZMIENNE LOSOWE DWUWYMIAROWE IV. ZMIENNE LOSOWE DWUWYMIAROWE 4.. Rozkład zmeej losowej dwuwymarowej Defcja 4.. Uporządkowaą parę (X, Y) azywamy zmeą losową dwuwymarową, jeśl każda ze zmeych X Y jest zmeą losową. Defcja 4.. Fukcję

Bardziej szczegółowo

ma rozkład normalny z wartością oczekiwaną EX = EY = 1, EZ = 0 i macierzą kowariancji

ma rozkład normalny z wartością oczekiwaną EX = EY = 1, EZ = 0 i macierzą kowariancji Zadae. Zmea losowa (, Y, Z) ma rozkład ormaly z wartoścą oczekwaą E = EY =, EZ = 0 macerzą kowaracj. Oblczyć Var(( Y ) Z). (A) 5 (B) 7 (C) 6 Zadae. Zmee losowe,, K,,K P ( = ) = P( = ) =. Nech S =. Oblcz

Bardziej szczegółowo

Statystyczna analiza miesięcznych zmian współczynnika szkodowości kredytów hipotecznych

Statystyczna analiza miesięcznych zmian współczynnika szkodowości kredytów hipotecznych dr Ewa Wycka Wyższa Szkoła Bakowa w Gdańsku Wtold Komorowsk, Rafał Gatowsk TZ SKOK S.A. Statystycza aalza mesęczych zma współczyka szkodowośc kredytów hpoteczych Wskaźk szkodowośc jest marą obcążea kwoty/lczby

Bardziej szczegółowo

Statystyka Inżynierska

Statystyka Inżynierska Statystyka Iżyerska dr hab. ż. Jacek Tarasuk AGH, WFIS 013 Wykład 3 DYSKRETNE I CIĄGŁE ROZKŁADY JEDNOWYMIAROWE, PODSTAWY ESTYMACJI Dwuwymarowa, dyskreta fukcja rozkładu rawdoodobeństwa, Rozkłady brzegowe

Bardziej szczegółowo

STATYKA. Cel statyki. Prof. Edmund Wittbrodt

STATYKA. Cel statyki. Prof. Edmund Wittbrodt STATYKA Cel statyk Celem statyk jest zastąpee dowolego układu sł ym, rówoważym układem sł, w tym układem złożoym z jedej tylko sły jedej pary sł (redukcja do sły mometu główego) lub zbadae waruków, jake

Bardziej szczegółowo

będą niezależnymi zmiennymi losowymi o tym samym 2 x

będą niezależnymi zmiennymi losowymi o tym samym 2 x Prawdopodobeństwo statystyka 8.0.007 r. Zadae. Nech,,, rozkładze z gęstoścą Oblczyć m E max będą ezależym zmeym losowym o tym samym { },,, { },,, gdy x > f ( x) = x. 0 gdy x 8 8 Prawdopodobeństwo statystyka

Bardziej szczegółowo

PŁASKA GEOMETRIA MAS. Środek ciężkości figury płaskiej

PŁASKA GEOMETRIA MAS. Środek ciężkości figury płaskiej PŁAKA GEOMETRIA MA Środek cężkośc fgury płaskej Mometam statyczym M x M y fgury płaskej względem os x lub y (rys. 7.1) azywamy gracę algebraczej sumy loczyów elemetarych pól d przez ch odległośc od os,

Bardziej szczegółowo

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH I PRACOWNIA FIZYCZNA INSTYTUT FIZYKI UJ BIOLOGIA 2016

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH I PRACOWNIA FIZYCZNA INSTYTUT FIZYKI UJ BIOLOGIA 2016 PODTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH I PRACOWNIA FIZYCZNA INTYTUT FIZYKI UJ BIOLOGIA 06 CEL ĆWICZEŃ. Obserwacja zjawsk efektów fzyczych. Doskoalee umejętośc

Bardziej szczegółowo

BRYŁA SZTYWNA. Zestaw foliogramów. Opracowała Lucja Duda II Liceum Ogólnokształcące w Pabianicach

BRYŁA SZTYWNA. Zestaw foliogramów. Opracowała Lucja Duda II Liceum Ogólnokształcące w Pabianicach BRYŁA SZTYWNA Zestaw fologamów Opacowała Lucja Duda II Lceum Ogólokształcące w Pabacach Pabace 003 Byłą sztywą azywamy cało, któe e defomuje sę pod wpływem sł zewętzych. Poszczególe częśc były sztywej

Bardziej szczegółowo

Elementarne przepływy potencjalne (ciąg dalszy)

Elementarne przepływy potencjalne (ciąg dalszy) J. Szanty Wykład n 4 Pzepływy potencjalne Aby wytwozyć w pzepływie potencjalnym siły hydodynamiczne na opływanych ciałach konieczne jest zyskanie pzepływ asymetycznego.jest to możliwe pzy wykozystani kolejnego

Bardziej szczegółowo

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH. I Pracownia IF UJ Marzec 2017

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH. I Pracownia IF UJ Marzec 2017 PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH I Pracowa IF UJ Marzec 07 PODRĘCZNIKI Wstęp do aalzy błędu pomarowego Joh R. Taylor Wydawctwo Naukowe PWN Warszawa 999

Bardziej szczegółowo

Portfel złożony z wielu papierów wartościowych

Portfel złożony z wielu papierów wartościowych Portfel westycyy ćwczea Na odst. Wtold Jurek: Kostrukca aalza, rozdzał 4 dr Mchał Kooczyńsk Portfel złożoy z welu aerów wartoścowych. Zwrot ryzyko Ozaczea: w kwota ulokowaa rzez westora w aery wartoścowe

Bardziej szczegółowo

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH PODTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH I Pracowa IF UJ Luy 03 PODRĘCZNIKI Wsęp do aalzy błędu pomarowego Joh R. Taylor Wydawcwo Naukowe PWN Warszawa 999 I Pracowa

Bardziej szczegółowo

[, ] [, ] [, ] ~ [23, 2;163,3] 19,023 2,7

[, ] [, ] [, ] ~ [23, 2;163,3] 19,023 2,7 6. Przez 0 losowo wybrayh d merzoo zas dojazdu do pray paa A uzyskują próbkę x,..., x 0. Wyk przedstawały sę astępująo: jest to próbka losowa z rozkładu 0 0 x 300, 944. x Zakładamy, że N ( µ, z ezaym parametram

Bardziej szczegółowo

dev = y y Miary położenia rozkładu Wykład 9 Przykład: Przyrost wagi owiec Odchylenia Mediana próbkowa: Przykłady Statystyki opisowe Σ dev i =?

dev = y y Miary położenia rozkładu Wykład 9 Przykład: Przyrost wagi owiec Odchylenia Mediana próbkowa: Przykłady Statystyki opisowe Σ dev i =? Mary położea rozkładu Wykład 9 Statystyk opsowe Średa z próby, mea(y) : symbol y ozacza lczbę; arytmetyczą średą z obserwacj Symbol Y ozacza pojęce średej z próby Średa jest środkem cężkośc zboru daych

Bardziej szczegółowo

Ś ć Ś Ę Ś Ś Ś Ś Ę Ę

Ś ć Ś Ę Ś Ś Ś Ś Ę Ę Ł Ś Ę ź Ż Ż ź ź Ż Ś Ż Ś Ł Ś ć Ś Ę Ś Ś Ś Ś Ę Ę Ś Ę Ń Ę ć ć Ę Ś Ę Ś Ę Ś Ś Ś ŚĘ ć Ś Ś Ś Ś ŚĘ Ł Ś Ł ź Ę ź ź ź ź Ń Ś Ś Ń ź ć ź ź ź ź ź ź Ś ź Ż ź Ń ź Ś ź ź ć Ę ź Ę Ę Ś Ę Ę Ł ź ź Ę ć Ś Ś Ł Ś Ę Ś Ł Ł Ś ć Ł ź Ł

Bardziej szczegółowo

Ł ż ż Ł ż ż ż ż ż ż ż ż Ś ż ż ż ż ż ż ż ż ż ź ż ż ż ż ż ć ż ż ż ż ż ć ż

Ł ż ż Ł ż ż ż ż ż ż ż ż Ś ż ż ż ż ż ż ż ż ż ź ż ż ż ż ż ć ż ż ż ż ż ć ż Ś Ż Ś ć ż Ś ż ź ż ż ż ć ż ć Ł ż ż Ł ż ż ż ż ż ż ż ż Ś ż ż ż ż ż ż ż ż ż ź ż ż ż ż ż ć ż ż ż ż ż ć ż ż ż ż ż ć ż ć ź ż ż ć ć ż ć ż ż ż ć ż ż ć ć ż ż ż ż ć ż ż ż ż ż ż ć ż ż ż ż ż ć ż ć ć ż ć ż ż ż ć ć ć

Bardziej szczegółowo

ę ę ż ż ć ć ę ć ę ż ć ć ę Ś ę ę ę Ź Ź ż Ś ę ć ć ę ę ę ę ę ę ż ć ż ć ę ę ę Ź ę ż ę ę ę

ę ę ż ż ć ć ę ć ę ż ć ć ę Ś ę ę ę Ź Ź ż Ś ę ć ć ę ę ę ę ę ę ż ć ż ć ę ę ę Ź ę ż ę ę ę ę Ł ć ż ć ż ć ę ę ę ż ć ż ć ę ż ż ć ę ę ę ę ę ę ę ę ę ż ę ę ę Ź ę ż ę ć ż ę ę ę Ź ć Ź ę ę ż ż ć ć ę ć ę ż ć ć ę Ś ę ę ę Ź Ź ż Ś ę ć ć ę ę ę ę ę ę ż ć ż ć ę ę ę Ź ę ż ę ę ę ć ę ę ż ę ż ć ć Ść ć ę ć ć ż

Bardziej szczegółowo

PRZEGLĄD NAJPROSTSZYCH METOD OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW. dr Michał Januszczyk Zakład Fizyki Medycznej, Wydział Fizyki UAM

PRZEGLĄD NAJPROSTSZYCH METOD OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW. dr Michał Januszczyk Zakład Fizyki Medycznej, Wydział Fizyki UAM PRZEGLĄD NAJPROTZYCH METOD OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW. dr Mchał Jauszczyk Zakład Fzyk Medyczej, Wydzał Fzyk UAM. Każdy zbór cał lub zjawsk fzyczych ma wele cech merzalych mogących staowć zasadę klasyfkacj..

Bardziej szczegółowo

ÜŮ ÚÍ ń Ż ń ń ń Ż Ĺ ý ý ń ń ľ ý ń ń ń Ż ń Ż Ż Ą

ÜŮ ÚÍ ń Ż ń ń ń Ż Ĺ ý ý ń ń ľ ý ń ń ń Ż ń Ż Ż Ą ń ňń Ż ý ń ľ ń Ć ÜŮ ÚÍ ń Ż ń ń ń Ż Ĺ ý ý ń ń ľ ý ń ń ń Ż ń Ż Ż Ą ý ď ý ý ń ć ý Á Ć ď ć ď á áń ń ř ć á ć ć Ż ć ŻŻ Ł Ą ń ń ľ Ú Ł Ł ć ő ď ŻŻ ń Ż Ź ć ý ć ć í Ż Ż ń á ä Ż őź ń ő Đ ď ń ć ń ý ä Ż ź ä é ń ŕ ń

Bardziej szczegółowo

Statystyka opisowa. W szeregu tym prezentowana jest ilość wystąpień w próbie każdej wartości cechy.

Statystyka opisowa. W szeregu tym prezentowana jest ilość wystąpień w próbie każdej wartości cechy. Statystyka osowa Statystyka osowa óż sę od statystyk matematyczej tym, że óy statystyczej dotyczącej daej cechy, e wykozystuje sę do woskowaa a temat oulacj, z któej óa ta została wylosowaa, a jedye aalzuje

Bardziej szczegółowo

( ) L 1. θ θ = M. Przybycień Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka. = θ. min

( ) L 1. θ θ = M. Przybycień Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka. = θ. min Fukca warogodośc Nech będze daa próba losowa prosta o lczebośc z rozkładu f (x;. Fukcą warogodośc dla próby x azywamy welkość: ( x; f ( x ; L Twerdzee (Cramera-Rao: Mmala wartość warac m dowolego eobcążoego

Bardziej szczegółowo

ś ś ź ć ć ż ż ść ź ś Ę ś ż ś ź ś Ę ż ż ć ś ś ź

ś ś ź ć ć ż ż ść ź ś Ę ś ż ś ź ś Ę ż ż ć ś ś ź ż Ś Ż ś ś ś ćż ć ś ś ż ż ż ś ś ź ć ć ż ż ść ź ś Ę ś ż ś ź ś Ę ż ż ć ś ś ź ś ż ż ż ż ść Ź ś ż ż ś ś ś ść ć Ń ż ś ś ś Ł ś ś ś Ź ż ś ż ż ś ść ś ść ś Ż ś ż ż ś ś Ń ś ś ś ż ś ś ś ś ś Ń ś ś ś ś ś ś ś ś Ń ś ż

Bardziej szczegółowo

Projekt 3 Analiza masowa

Projekt 3 Analiza masowa Wydzał Mechaczy Eergetyk Lotctwa Poltechk Warszawskej - Zakład Saolotów Śgłowców Projekt 3 Aalza asowa Nejszy projekt składa sę z dwóch częśc. Perwsza polega projekce wstępy wętrza kaby (kadłuba). Druga

Bardziej szczegółowo

í ś Ś ż ś ż ś ń Ś đ ś ś Ż ć ń í ć ś ń í ś ć Ą Ż ś ń ő Ż ő ć ś Ł ż Ż ő ś Ż Ż Ż ś Ż

í ś Ś ż ś ż ś ń Ś đ ś ś Ż ć ń í ć ś ń í ś ć Ą Ż ś ń ő Ż ő ć ś Ł ż Ż ő ś Ż Ż Ż ś Ż ÔÍ ú ż ü Ó ść ś ő Đ Í Ż í ż Ś Ż ń ś Ł Ść ő ś ś ő ś ś ś ść ý Ś ść Í í ś Ś ż ś ż ś ń Ś đ ś ś Ż ć ń í ć ś ń í ś ć Ą Ż ś ń ő Ż ő ć ś Ł ż Ż ő ś Ż Ż Ż ś Ż ż ś ś Ł Ł á ć ś Ż Ą ő Ż ż ő ő Ż Ż ś Ż ś ż ś ż őź ś ś

Bardziej szczegółowo

WARTOŚĆ PIENIĄDZA W CZASIE

WARTOŚĆ PIENIĄDZA W CZASIE WARTOŚĆ PIENIĄDZA W CZASIE Czyiki wpływające a zmiaę watości pieiądza w czasie:. Spadek siły abywczej. 2. Możliwość iwestowaia. 3. Występowaie yzyka. 4. Pefeowaie bieżącej kosumpcji pzez człowieka. Watość

Bardziej szczegółowo

ROZKŁADY ZMIENNYCH LOSOWYCH

ROZKŁADY ZMIENNYCH LOSOWYCH ROZKŁADY ZMIENNYCH LOSOWYCH ZMIENNA LOSOWA Defcja. Zmeą losową jest fukcja: X: E -> R która każdemu zdarzeu elemetaremu E przypsuje lczbę rzeczywstą e X ( e) R DYSTRYBUANTA Dystrybuatą zmeej losowej X

Bardziej szczegółowo

Sprawdzenie stateczności skarpy wykopu pod składowisko odpadów komunalnych

Sprawdzenie stateczności skarpy wykopu pod składowisko odpadów komunalnych Sprawdzee stateczośc skarpy wykopu pod składowsko odpadów koualych Ustalee wartośc współczyka stateczośc wykoae zostae uproszczoą etodą Bshopa, w oparcu o poższą forułę: [ W s( α )] ( φ ) ( φ ) W ta F

Bardziej szczegółowo

Tablice wzorów Przygotował: Mateusz Szczygieł

Tablice wzorów Przygotował: Mateusz Szczygieł Tablce zoó Pzygotoał: Mateusz Szczygeł DKATORFIASOWY.COM.PL . Oczekaa stoa zotu - adoodobeństo zaśca daego zdazea ożla do zealzoaa stoa zotu. Waaca aaca stoy zotu oczekaa stoa zotu [ ] 3. Odchylee stadadoe

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Zajęcia 5

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Zajęcia 5 Stasław Cchock Natala Nehreecka Zajęca 5 . Testowae łączej stotośc wyraych regresorów. Założea klasyczego modelu regresj lowej 3. Własośc estymatora MNK w KMRL Wartośd oczekwaa eocążoośd estymatora Waracja

Bardziej szczegółowo

Wyrażanie niepewności pomiaru

Wyrażanie niepewności pomiaru Wyrażae epewośc pomaru Adrzej Kubaczyk Wydzał Fzyk, Poltechka Warszawska Warszawa, 05 Iformacje wstępe Każdy pomar welkośc fzyczej dokoyway jest ze skończoą dokładoścą, co ozacza, że wyk tego pomaru dokoyway

Bardziej szczegółowo

INSTRUKCJA DO CWICZENIA NR 6

INSTRUKCJA DO CWICZENIA NR 6 INSTRUKCJA DO CWICZENIA NR 6 Temat ćwczea: Pomar twardośc metodą Rockwella Cel ćwczea Celem ćwczea jet ozaczee twardośc metal metodą Rockwella pozae zwązków pomędzy twardoścą a bdową tych materałów ym

Bardziej szczegółowo

Ę ľü ď Ż Ż ć Ż ď ż ď ď Ą Ż ć Ą Ą í Ą ý Ź Ź ŕ Ą Ą Ą Ą Ż ż Ż Ą ď ż ľ Ż Ż

Ę ľü ď Ż Ż ć Ż ď ż ď ď Ą Ż ć Ą Ą í Ą ý Ź Ź ŕ Ą Ą Ą Ą Ż ż Ż Ą ď ż ľ Ż Ż Ę ľ ľ Ł ż Ą í Ą Ą í í Í Ź ż ż Ę ľü ď Ż Ż ć Ż ď ż ď ď Ą Ż ć Ą Ą í Ą ý Ź Ź ŕ Ą Ą Ą Ą Ż ż Ż Ą ď ż ľ Ż Ż ď Ź Ę ż ż Ę Ą Í Ł Ł Ę í ż ď Ą ď Ź ý Ż Ż Ż Ź ż ż Ć ď ÁĄ ď ď Ą ď ď Ą ď Ż ď Ą ŕ Ł Ł Ę í í ż ż ý ý ć á Ż

Bardziej szczegółowo

Podstawowe zadanie statystyki. Statystyczna interpretacja wyników eksperymentu. Zalety statystyki II. Zalety statystyki

Podstawowe zadanie statystyki. Statystyczna interpretacja wyników eksperymentu. Zalety statystyki II. Zalety statystyki tatystycza terpretacja wyków eksperymetu Małgorzata Jakubowska Katedra Chem Aaltyczej Wydzał IŜyer Materałowej Ceramk AGH Podstawowe zadae statystyk tatystyka to uwersale łatwo dostępe arzędze, które pomaga

Bardziej szczegółowo

ť ś ś ś ś ą Ł ń ý ś ń ť ą Ż ą ą ą ą ś ą ś đ ą ś ź ś Ś ń ś ś ś ć ą ą Ż ą ą Ś Ż Í ź

ť ś ś ś ś ą Ł ń ý ś ń ť ą Ż ą ą ą ą ś ą ś đ ą ś ź ś Ś ń ś ś ś ć ą ą Ż ą ą Ś Ż Í ź ć Ĺ Ĺ ś ń Ą ą ą Ż ś ń đ ś ą Ż Ż ő ą ą ą ą ś ą ś ś ą ő ő ń ś ť ś ś ś ś ą Ł ń ý ś ń ť ą Ż ą ą ą ą ś ą ś đ ą ś ź ś Ś ń ś ś ś ć ą ą Ż ą ą Ś Ż Í ź ś Ż ą ő ś ą ą ď ą Ť ą Ż ś ś đ ś Ś ś ś ą ą ś Ż ść ą í ť ť ń

Bardziej szczegółowo

Ze względu na sposób zapisu wielkości błędu rozróżnia się błędy bezwzględne i względne.

Ze względu na sposób zapisu wielkości błędu rozróżnia się błędy bezwzględne i względne. Katedra Podsta Systemó Techczych - Podstay metrolog - Ćczee 3. Dokładość pomaró, yzaczae błędó pomaroych Stroa:. BŁĘDY POMIAROWE, PODSTAWOWE DEFINICJE Każdy yk pomaru bez określea dokładośc pomaru jest

Bardziej szczegółowo

Statystyczne charakterystyki liczbowe szeregu

Statystyczne charakterystyki liczbowe szeregu Statystycze charakterystyk lczbowe szeregu Aalzę badaej zmeej moża uzyskać posługując sę parametram opsowym aczej azywaym statystyczym charakterystykam lczbowym szeregu. Sytetycza charakterystyka zborowośc

Bardziej szczegółowo

opisać wielowymiarową funkcją rozkładu gęstości prawdopodobieństwa f(x 1 , x xn

opisać wielowymiarową funkcją rozkładu gęstości prawdopodobieństwa f(x 1 , x xn ROZKŁAD PRAWDOPODBIEŃSTWA WIELU ZMIENNYCH LOSOWYCH W przpadku gd mam do czea z zmem losowm możem prawdopodobeństwo, ż przjmą oe wartośc,,, opsać welowmarową fukcją rozkładu gęstośc prawdopodobeństwa f(,,,.

Bardziej szczegółowo

Zadanie 1. Rzucamy symetryczną monetą tak długo, aż w dwóch kolejnych rzutach pojawią się,,reszki. Oblicz wartość oczekiwaną liczby wykonanych rzutów.

Zadanie 1. Rzucamy symetryczną monetą tak długo, aż w dwóch kolejnych rzutach pojawią się,,reszki. Oblicz wartość oczekiwaną liczby wykonanych rzutów. Pradopodobeństo statystya 6..3r. Zadae. Rzucamy symetryczą moetą ta długo aż dóch olejych rzutach pojaą sę resz. Oblcz artość oczeaą lczby yoaych rzutó. (A) 7 (B) 8 (C) 9 (D) (E) 6 Wsazóa: jeśl rzuce umer

Bardziej szczegółowo