78 Prognozowanie stężeń zanieczyszczeń powietrza w GOP-ie modelami statystycznymi
|
|
- Marta Marek
- 8 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 ŚRODKOWO-POMORSKIE TOWARZYSTWO NAUKOWE OCHRONY ŚRODOWISKA Rocznk Ochrona Środowska Tom 13. Rok 2011 ISSN X Prognozowane stężeń zaneczyszczeń powetrza w GOP-e modelam statystycznym Jarosław Sewor Wojewódzk Inspektorat Ochrony Środowska, Katowce Tadeusz Tumdajsk, Darusz Foszcz, Tomasz Nedoba Akadema Górnczo-Hutncza, Kraków 1. Wstęp Propagację zaneczyszczeń powetrza można opsywać za pomocą model determnstycznych, wykorzystujących równana różnczkowe fzyk atmosfery lub model fenomenologcznych analzujących statystyczne zebrane dane pomarowe. Zgodność obu typów model z danym rzeczywstym jest różna, zakres sens ch stosowalnośc także są nne welokrotne wybór modelu jest określony celem jego stosowana [5, 12, 23] oraz posadanym zborem danych. W przypadku analzy propagacj zaneczyszczeń w dużych aglomeracjach przemysłowych stosowane model determnstycznych jest praktyczne nemożlwe ze względu na potrzeby w zakrese danych (charakterystyka źródeł topograf terenu, charakterystyk meteorologcznych tp.) dlatego próbuje sę wykorzystać fenomenologczne podejśce do problemu opsu propagacj z zastosowanem różnych technk oblcze-
2 1262 Jarosław Sewor, Tadeusz Tumdajsk, Darusz Foszcz, Tomasz Nedoba nowych od prostych metod statystycznych do sec neuronowych [1 4, 6, 11 17, 22, 23]. Istneje wele podejść określających postace model statystycznych wążących stężena zaneczyszczeń powetrza z warunkam meteorologcznym sytuacjam synoptycznym które były opracowywane dla welu aglomeracj oraz różne zespoły badawcze [1, 2, 6, 16, 17]. Nasz zespół także zajmował sę przez lata tym zagadnenem w odnesenu do Krakowa GOP-u [7 10, 18 21]. W ostatnch latach pojawł sę model typu ARX (autoregresja stężeń oraz warunk meteorologczne), który znalazł elementarne uzasadnene. Prezentowany artykuł pośwęcony jest próbom wykorzystana opracowanego modelu jako bazy prognoz stężeń zwłaszcza SO 2, które mogą być stosowane do zarządzana emsją SO 2 poprzez jej ogranczene (wyłączane określonych obektów) a także do ostrzegana ludnośc mast. 2. Bazowa postać modelu Weloletne badana średnodobowych stężeń SO 2 merzonych w stacjach zlokalzowanych w mastach GOP-u doprowadzły do następujących wnosków: stężena SO 2 w obu kolejnych dobach są ze sobą skorelowane na bardzo wysokm pozome stotnośc; można przyjąć, że wraz ze wzrostem prędkośc watru stężene SO 2 (średnodobowe) spada, co na wykrese daje kształt parabol lub hperbol; analogczne zachowuje sę zależność mędzy SO 2 temperaturą. Te obserwacje pozwalają na zaproponowane addytywnej postac zależnośc SO 2 (t) wymenonych wyżej welkośc czyl: SO 2 (t) = aso 2 (t-1) + b(v v 0 ) 2 + c(t T 0 ) 2 + d (1) gdze: SO 2 (t), SO 2 (t-1) średnodobowe stężena SO 2 w dnach t t-1, v T średne prędkośc watru temperatury powetrza w dnu t, v 0 T 0 przyjęte współrzędne (odcęte) werzchołków parabol.
3 Prognozowane stężeń zaneczyszczeń powetrza 1263 Tabela 1. Modele średnodobowych zaneczyszczń powetrza SO 2 dla Zabrza w sezonach grzewczych 2005/2006, 2006/2007, 2008/2009, 2009/2010 Table 1. Models of daly average SO 2 ar polluton for Zabrze for heatng seasons 2005/06, 2006/2007, 2008/09, 2009/10 R 2 = 61,51%, S r = 25,921 v 0 = 6 m/s T 0 = 5 C R 2 = 32,41%, S r = 10,006 v 0 = 6 m/s T 0 = 5 C R 2 = 51,58%, S r = 13,942 v 0 = 6 m/s T 0 = 5 C R 2 = 67,51%, S r = 14,323 v 0 = 6 m/s T 0 = 5 C Sezon 2005/2006 S(t)= 25,42 + 0,591S(t-1) + 0,119(T-T 0 ) 2 + 1,505(v-v 0 ) 2 [9,946] [0,0558] [0,0219] [0,4025] Sezon 2006/2007 S(t)= 0,95 + 0,516S(t-1) + 0,037(T-T 0 ) 2 + 0,481(v-v 0 ) 2 [3,036] [0,0613] [0,0249] [0,1312] Sezon 2008/2009 S(t)= 13,11 + 0,515S(t-1) + 0,091(T-T 0 ) 2 + 0,982(v-v 0 ) 2 [4,485] [0,0555] [0,0181] [0,1864] Sezon 2009/2010 S(t)= 21,11 + 0,570S(t-1) + 0,075(T-T 0 ) 2 +1,334 (v-v 0 ) 2 [5,508] [0,0502] [0,0115] [0,2324]
4 n ważnych Średna Mnmum Maksmum Odchylene Standardowe 1264 Jarosław Sewor, Tadeusz Tumdajsk, Darusz Foszcz, Tomasz Nedoba Tabela 2. Statystyk opsowe zmennych: dtlenek sark (SO 2 ), prędkość watru oraz temperatura, dla Zabrza w sezonach 2005/2006, 2006/2007, 2008/2009, 2009/2010 Table 2. Descrptve statstcs for varables: sulfur doxde (SO 2 ), wnd velocty and temperature for Zabrze, seasons 2005/06, 2006/07, 2008/09, 2009/10 Zabrze 2005/2006 Dtlenek sark (SO 2 ) [g/m 3 ] ,30 2,00 242,00 41,21 Prędkość watru [m/s] 182 1,19 0,10 3,20 0,59 Temperatura [C] 182-0,29-22,20 15,30 6,72 Zabrze 2006/2007 Dtlenek sark (SO 2 ) [g/m 3 ] ,21 3,95 57,26 12,16 Prędkość watru [m/s] 182 1,61 0,40 4,25 0,69 Temperatura [C] 182 3,59-7,88 16,02 4,60 Zabrze 2008/2009 Dtlenek sark (SO 2 ) [g/m 3 ] ,55 2,00 88,00 19,95 Prędkość watru [m/s] 182 1,31 0,10 3,30 0,64 Temperatura [C] 182 0,25-13,60 12,30 5,69 Zabrze 2009/2010 Dtlenek sark (SO 2 ) [g/m 3 ] ,03 2,68 137,83 25,13 Prędkość watru [m/s] 182 1,32 0,47 2,98 0,51 Temperatura [C] 182-1,04-18,13 15,48 6,78 Model ten został szeroko omówony w pracy [19]. Analogczny model został zaproponowany dla Wedna, przy czym wykorzystano w nm uogólnone zależnośc hperbolczne [1]. Przykładem zastosowana modelu (1) do opsu zman średnodobowych zaneczyszczeń SO 2 w okolcach stacj pomarowej w Zabrzu są modele zameszczone w tab. 1. Warto zwrócć uwagę, że współczynnk tych równań (model a posteror) są praktyczne stablne (ne zmenają
5 Prognozowane stężeń zaneczyszczeń powetrza 1265 sę bardzo w kolejnych okresach analzowanych sezonach grzewczych (zwłaszcza przy SO 2 (t-1)), co może być nterpretowane na korzyść poprawnośc wyboru postac modelu. Współczynnk wszystkch równań są stotne (ch błędy znajdują sę w nawasach kwadratowych) oraz stotne są także współczynnk korelacj welokrotnej R. Borąc pod uwagę fakt, że punkty o współrzędnych będących wartoścam średnm rozpatrywanych zmennych spełnają badane równane regresj można na podstawe tab. 2 stwerdzć że najwększy wpływ na kształtowane sę stężeń SO 2 (t) ma stężene SO 2 (t-1) około 40 50%, potem prędkość watru około 40 45% wreszce temperatura około 5 10%. Wynka z tego też że współczynnk przy SO 2 (t-1) przejmuje pewen ułamek wpływu temperatury. Przedstawone równana regresj mogą być podstawą do realzacj zadań prognozowana stężeń zaneczyszczeń średnodobowych powetrza. 3. Metodyka prognozowana stężeń zaneczyszczeń powetrza Borąc pod uwagę naturę procesów, zmenne charakterystyk sezonów grzewczych (warunk meteorologczne, zmany lośc jakośc emtorów zaneczyszczeń), należy dokładne przeanalzować możlwośc prognozowana średnodobowych wartośc zaneczyszczeń dla obszaru którego stan środowska objęty jest badanam danej stacj pomarowej. Generalne rzecz borąc, można przyjąć trzy rozwązana w zakrese sposobów prognozowana: a) aktualzacja beżąca model matematycznych; b) stosowane ruchomych model matematycznych z użycem wag czasowych danych; c) beżąca adaptacja model, wykorzystująca antygradentowe określene współczynnków na podstawe beżącej weryfkacj zgodnośc prognoz z rzeczywstoścą; [7, 9, 10, 19 21]. Przez beżącą aktualzację model matematycznych będzemy rozumeć procedurę polegającą na przyjęcu za podstawę wyznaczana współczynnków prognozowanego modelu n zestawów danych (rekordów zgodnych z czasem obserwacj) na podstawe którego przeprowadza sę prognozę na dzeń (n +1) szy, wykorzystując prognozy wartośc T
6 1266 Jarosław Sewor, Tadeusz Tumdajsk, Darusz Foszcz, Tomasz Nedoba v. Prognozę na dzeń (n + 2) przeprowadza sę w oparcu o przelczony model dla danych w których pomja sę dane za dzeń perwszy a wprowadza sę dane z dna (n + 1) go. Modele z użycem wag czasowych danych wyznacza sę mnmalzując sumę ważonych kwadratów odchyleń S k 1 w S 2 Sˆ (2) gdze S oznacza rzeczywstą wartość stężena w tym dnu, Ŝ ocenę wartośc stężena na podstawe modelu w tym dnu a w wagę zestawu danych używanych w oblczenach, przy czym w 1. Dla k 1 lnowego modelu S ˆ ax b ( x zmenna nezależna) stosuje sę wzory xs x S a, b S a x (3) 2 2 x x gdze nadkreślena oznaczają uśrednane względem sumy wag np. x s k 1 k w S x 1 w Zasady przeprowadzana prognoz oraz wyznaczana kolejnych model analogczne jak opsane wyżej. Adaptacja model wykorzystująca antygradentowe określene współczynnków na podstawe beżącej weryfkacj zgodnośc prognoz z rzeczywstoścą, przebega wg następującego ogólnego schematu [8, 10, 19 21]. Przyjmując ogólnej, że model prognoz zaneczyszczeń ma postać S t f ( X, C ) ( X ) gdze: X wektor zmennych nezależnych, r j1 j j (4) c (5)
7 Prognozowane stężeń zaneczyszczeń powetrza 1267 C wektor współczynnków dla -tego zestawu danych określających X, j = 1,...,r; = 1,...,N, N k; j (X ) wyspecyfkowany układ funkcj welu zmennych nezależnych lnowo. Jeżel otrzymamy nowy zestaw danych X +1 chcemy uzyskać na ch podstawe wartość S +1 (t) pownnśmy skorygować współczynnk C na C +1 operając sę na korekce rozbeżnośc mędzy S (t) określonej z modelu (5) rzeczywstej wartośc zaneczyszczena S (t), czyl: q C f X C S t (6) 1 1, 1 Wartość poprawk C +1 pownna być taka aby zmnejszać kwadrat tej różncy. Osąga sę to metodą antygradentową, przyjmując że 2 C 1 1q 1 C (7) gdze: +1 dodatn współczynnk, q q operator nabla,,..., c1 ck Po przeprowadzenu oblczeń otrzymuje sę wzór na: r C c j j X 1 (8) 2 j1 gdze: X +1 układ współrzędnych wektora wejść X w chwl Weryfkacja metod prognozowana Przedstawamy w rozdzale drugm model bazowy (a posteror) ne może być podstawą uzasadnonej prognozy stężeń SO 2 z dwóch powodów: po perwsze każdy okres chłodny cechuje sę swom współczynnkam w modelu ne można go przeneść na okres następny (tab. 1); po druge w trakce okresu chłodnego (grzewczego) zmena sę ranga wpływu rozważanych zmennych na stężene SO 2 (t). Analzę tych
8 1268 Jarosław Sewor, Tadeusz Tumdajsk, Darusz Foszcz, Tomasz Nedoba spostrzeżeń przedstawmy na przykładze okresu grzewczego 2008/09, dla którego dane były rejestrowane na stacj pomarowej w Zabrzu. Na rys. 1 pokazano rozkład wartośc SO 2 (t) pomerzonych w Zabrzu. Przyjmuje sę ogólne, że zależność SO 2 (t)=f(t) opsuje sę parabolą poneważ stężena SO 2 (t) na początku końcu okresu grzewczego są względne newelke zwększają sę w środku okresu. Rys. 1 potwerdza tę zależność zmę 2008/09 można uznać za typową. Zgodne z propozycjam omówonym w rozdzale trzecm, symulację prognozowana przeprowadzono na danych zwązanych z rys. 1, traktując dane dotyczące prędkośc watru temperatury z dna o numerze t jako prognozy. Rys. 1. Zmana wartośc stężena SO 2 w trakce sezonu grzewczego 2008/2009 Fg. 1. Change of SO 2 concentraton durng heatng season 2008/09 Kolejne modele regresyjne modele z wagam wyznaczono na podstawe 30-dnowych zestawów danych. Wynk oblczeń (wartośc współczynnków model) przedstawono w tab. 3. Można zauważyć, że obe metody modelowana dają podobne wynk (zblżone wartośc
9 Prognozowane stężeń zaneczyszczeń powetrza 1269 współczynnków); w okrese paźdzernka zmenna (T-T 0 ) 2 ma ujemny wpływ na stężene SO 2 (t) temperatury średne są wyższe od 5 ); w mesącach typowo zmowych rośne wpływ zmennej (v-v 0 ) 2. Tabela 3. Wartośc współczynnków w modelach prognoz stężena (dane za okres 30 dn) Table 3. Values of coeffcents n models of concentraton forecast (data for 30 days) model w dnu Model regresyjny Model wagowy w w (v-v 0 ) 2 (T-T 0 ) 2 SO 2 (t-1) w w (v-v 0 ) 2 (T-T 0 ) 2 SO 2 (t-1) ,85 0,248-0,118 0,346 8,01 0,416-0,185 0, ,50 0,957 0,039 0,135-4,43 1,248-0,009 0, ,34 1,182 0,086 0,643-21,34 1,233 0,103 0, ,87 1,776 0,067 0,139-3,86 1,725 0,066 0, ,41 1,966 0,090 0,439-36,19 1,897 0,143 0, ,45 0,849 0,053 0,653-6,88 0,457 0,100 0,617 Przykładowe wynk prognoz opsanym trzema metodam przedstawono na rys. 2. Wartośc s r były wyznaczone według wzorów określających odchylene resztowe. Należy wyraźne podkreślć, że wykazują one zmenność zależną od okresu, w którym są rozpatrywane a także od zmennośc wartośc SO 2 (t). Okazało sę, że najdokładnejsze prognozy podaje model wagowy, trochę gorsze nadążny model regresyjny a najgorsze model adaptacyjny. Model adaptacyjny ma tę właścwość, że zmena wartość współczynnków, w pewnym sense, proporcjonalne do ch wartośc, w zależnośc od wartośc różncy SO 2 (t+1) jej prognozy. Wprowadzone poprawk wpływają korzystne na dokładność prognozy gdy stężena SO 2 (t) wykazują tendencje wzrostowe lub spadkowe, w przypadku zman tendencj model adaptacyjny daje pogorszene prognoz. Rys. 2 jest bardzo dobrą lustracją opsanych zachowań modelu.
10 1270 Jarosław Sewor, Tadeusz Tumdajsk, Darusz Foszcz, Tomasz Nedoba Rys. 2. Prognoza wartośc stężena SO2 w Zabrzu modelam wagowym, regresyjnym adaptacyjnym dla wybranego okresu Fg. 2. Forecast of SO 2 concentraton n Zabrze by weght, regressve and adaptve models for chosen perod Wnosk końcowe Zaprezentowane wynk badań dotyczące zastosowana model statystycznych propagacj zaneczyszczeń powetrza wykorzystana danych pochodzących ze stacj pomarowych rozmeszczonych w obszarze GOP-u są wynkem długoletnch prac w tym zakrese, które mały także nne cele zadana nż prognozowane stężeń SO 2. Pozostając w zakrese prezentowanej tematyk można sformułować klka wnosków. 1. Udokumentowane heurystyczne modele statystyczne pozwalają stwerdzć, że przy jednoznacznej sytuacj synoptycznej odznaczającej sę nskm temperaturam średnm bezwetrzną pogodą można oczekwać przekroczeń dopuszczalnych wartośc stężeń zaneczyszczeń. Jest to przejaw zgodnośc model z rzeczywstoścą. Przykładem tego jest odnotowany przed końcem 2010 roku smog w Krakowe, przy opsanych wyżej warunkach meteorologcznych. 2. Można stwerdzć, że zaprezentowane w artykule metody prognozy sprawdzają sę, przy czym najlepsze są modele oparte o dane z wa-
11 Prognozowane stężeń zaneczyszczeń powetrza 1271 gam uwzględnającym ch aktualność. Jeżel współczynnk takego modelu przyjme sę za podstawę modelowana adaptacyjnego dla przewdywanych okresowych wzrostów lub obnżek stężeń SO 2, to wynk prognozowana będą dokładnejsze. 3. Dokładnejsze oceny technk prognozowana można uzyskać tylko po efektywnym ch wdrożenu w trakce wybranego okresu chłodnego dla stacj pomarowej. 4. Zastosowane statystycznych metod opsu danych pomarowych ze stacj pozwala na dokładnejszą ch nterpretację oraz udokumentowane stnejących zależnośc loścowych a nawet jakoścowych, na co ne zawsze pozwalają czysto numeryczne metody modelowana, czy prognozowana (np. sec neuronowe). Lteratura 1. Bolzern P., Fronza G., Runze E., Uberhuber C.: Statstcal analyss of wnter sulphur doxde concentraton data n Venna. Atmosph. Envr., vol. 16 no 8, pp , Brngfelt B.: Important factors for the sulphur doxde concentraton n central Stockholm. Atmosph. Envr. vol. 5, pp , Carach V., Mačala J.: Modelovane znečstena ovzduša z cestnej dopravy. Ochrana ovzduša 2008, Vysoke Tatry Strbske Pleso, pp , Bratslava, Carach V., Mačala J.: Road traffc NO x emssons from passenger cars. Transport and Logstcs, vol. 12, pp , Košce, Juda J., Chróścel S.: Ochrona powetrza atmosferycznego. WNT, Warszawa, Fnz G., Tebald G.: A mathematcal model for ar polluton forecast and alarm n an urban area. Atmosph. Envr., vol. 16, no 9, pp , Foszcz D., Gawenda T., Kunysz J., Tumdajsk T.: Modele adaptacyjne jako metoda prognozowana średnodobowych stężeń SO 2. Ochrona Powetrza Problemy Odpadów nr 3/2001, Foszcz D., Gawenda T., Sewor J., Tumdajsk T.: Modele prognoz średnego dobowego stężena SO 2 dla wybranych mast Górnośląskego Okręgu Przemysłowego. Ochrona powetrza problemy odpadów, Wydawnctwo Naukowo-Technczne EcoEdycja, rok XXXIV 2000, nr 5 (199), , 2000.
12 1272 Jarosław Sewor, Tadeusz Tumdajsk, Darusz Foszcz, Tomasz Nedoba 9. Foszcz D., Nedoba T., Sewor J., Tumdajsk T.: Stochastc models of ar pollutants spreadng as the method of emsson amount management allowng elmnaton of hgh polluton concentratons n ecosystems. Envronmental Management Accountng and Cleaner Producton Conference, CD, Graz, Austra, Foszcz D., Nedoba T., Sewor J.: The methods of forecastng of SO 2 and suspended dust concentratons for warnng purposes n the example of selected polluted regons n Poland. n Ecosystems and Sustanable Development V, red. E. Tezz, C.A. Brebba, S.E. Jorgensen and D. Almorza Gomar, pp , WIT Press, Southampton, Boston, Great Brtan, Holnck-Szulc P.: Modele propagacj zaneczyszczeń atmosferycznych w zastosowanu do kontrol sterowana jakoścą środowska, Akademcka Ofcyna Wydawncza EXIT, Warszawa, Markewcz M.T.: Podstawy modelowana rozprzestrzenana sę zaneczyszczeń w powetrzu atmosferycznym. Ofcyna Wydawncza Poltechnk Warszawskej, Warszawa, Morawska-Horawska M.: Stochastyczne modele prognozy średnego dobowego stężena SO 2 dla Krakowa, Wadomośc IMGW, t. IX, z. 3, Morawska-Horawska M., Kuroś E.: Specyfka kształtowana sę welkośc emsj SO 2 na obszarze GOP możlwośc prognozowana średnch dobowych stężeń SO 2. Ochrona Powetrza Problemy Odpadów. Nr 6/1992, s , Pomorska K., Duda A.: Porównane pozomu stężeń tlenków azotu w powetrzu na wybranych skrzyżowanach ulc masta Lublna w latach Zeszyty Naukowe Wydzału Budownctwa Inżyner Środowska, Poltechnka Koszalńska, pp , Koszaln-Darłówko, Rastrgn L. A.: Contemporary prncples to control complex objects. Mr Publshers, Moscow, Skrzypsk J.: Analza modelowane pół msj zaneczyszczeń powetrza w dużych mastach. Polska Akadema Nauk, Łódź, Tumdajsk T., Foszcz D., Gawenda T.: The prncples of the buldng of average daly gas pollutants stochastc models for muncpal agglomeraton. VI Conference on Envronment and Mneral Processng, Czech Republc, Ostrava, Tumdajsk T., Foszcz D., Nedoba T., Sewor J.: Ocena napływu zaneczyszczeń powetrza różnym metodam statystycznym. Zeszyty Naukowe Wydzału Budownctwa Inżyner Środowska, no 23, Koszaln Darłówko, Wydawnctwo Uczelnane PK, 2007.
13 Prognozowane stężeń zaneczyszczeń powetrza Tumdajsk T., Foszcz D., Sewor J.: Wpływ lokalzacj stacj pomarowych na efekty modelowana stochastycznego stężeń SO 2 w Górnośląskm Okręgu Przemysłowym. Zeszyty Naukowe Wydzału Budownctwa Inżyner Środowska, no 22, Koszaln Ustrone Morske, Wydawnctwo Uczelnane PK, Tumdajsk T., Foszcz D., Nedoba T., Sewor J.: Modele stochastyczne zaneczyszczeń powetrza w aglomeracjach przemysłowych. Rocznk Ochrona Środowska, t. 11, cz. 1, pp , Walczewsk J.: Charakterystyka warstwy grancznej atmosfery nad mastem (na przykładze Krakowa). Materały badawcze IMGW, Sera Meteorologa, no 22, Zwoźdzak J.: Prognozy analzy stężeń zaneczyszczeń w powetrzu w regone Czarnego Trójkąta. Ofcyna Wydawncza Poltechnk Wrocławskej, Wrocław, Abstract Predcton of Ar Pollutants Concentratons n GOP Usng Statstcal Models Predctng of pollutants concentratons s very crucal for bg ctes and ndustral agglomeratons. It allows ntroducton of possble preventve actvtes wth purpose of preventon to accumulaton of concentratons as well warnng people of possble states beng dangerous to health for people from rsk group,.e. elders, people wth cardovascular dseases or people wth respratory system dseases. Upper Slesan Industral Regon (GOP) s one of the most polluted regons n Poland. Because of the locaton of several mportant heavy ndustral plants t s necessary to constantly montor concentratons of varous dust and gas pollutants n ths area. The paper presents the possbltes of stochastc modelng of ar pollutants on the bass of data collected by montorng statons and ther applcaton to pollutants concentratons forecastng. The data from followng heatng seasons from montorng staton n Zabrze concernng SO 2 concentratons was appled to the analyss. The obtaned models were statstcally evaluated. Effcent modelng of daly SO 2 concentratons should be based on regressve models wth weghts as well on adaptve approach to concentratons modelng dependably on forecasted synoptc stuatons.
14 1274 Jarosław Sewor, Tadeusz Tumdajsk, Darusz Foszcz, Tomasz Nedoba Documented heurstcally statstcal models allow to state that at unambguous synoptc stuaton dstngushed by low temperatures and wndless weather, average lmt values of concentratons of pollutants are expected to be exceeded. It s a manfestaton of the compatblty of models wth realty. An example of ths s smog n Cracow recorded before the end of 2010, at meteorologcal condtons descrbed above. The use of statstcal methods of descrpton of measurement data from the staton allows for more accurate nterpretaton and documentaton of the exstng quanttatve and even qualtatve dependences, whch s not provded by purely numercal methods of modelng and predctng (e.g. neural networks).
KURS STATYSTYKA. Lekcja 6 Regresja i linie regresji ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 6 Regresja lne regresj ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 Funkcja regresj I rodzaju cechy Y zależnej
Bardziej szczegółowoModele stochastyczne zanieczyszczeń powietrza w aglomeracjach przemysłowych
38 Modele stochastyczne zanieczyszczeń powietrza w aglomeracjach przemysłowych Tadeusz Tumidajski, Dariusz Foszcz, Tomasz Niedoba Akademia Górniczo-Hutnicza, Kraków Jarosław Siewior Wojewódzki Inspektorat
Bardziej szczegółowoSZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW
SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW Stefan WÓJTOWICZ, Katarzyna BIERNAT ZAKŁAD METROLOGII I BADAŃ NIENISZCZĄCYCH INSTYTUT ELEKTROTECHNIKI ul. Pożaryskego 8, 04-703 Warszawa tel.
Bardziej szczegółowoZaawansowane metody numeryczne Komputerowa analiza zagadnień różniczkowych 1. Układy równań liniowych
Zaawansowane metody numeryczne Komputerowa analza zagadneń różnczkowych 1. Układy równań lnowych P. F. Góra http://th-www.f.uj.edu.pl/zfs/gora/ semestr letn 2006/07 Podstawowe fakty Równane Ax = b, x,
Bardziej szczegółowoPlan wykładu: Typowe dane. Jednoczynnikowa Analiza wariancji. Zasada: porównać zmienność pomiędzy i wewnątrz grup
Jednoczynnkowa Analza Waranc (ANOVA) Wykład 11 Przypomnene: wykłady zadana kursu były zaczerpnęte z podręcznków: Statystyka dla studentów kerunków techncznych przyrodnczych, J. Koronack, J. Melnczuk, WNT
Bardziej szczegółowoZadane 1: Wyznacz średne ruchome 3-okresowe z następujących danych obrazujących zużyce energ elektrycznej [kwh] w pewnym zakładze w mesącach styczeń - lpec 1998 r.: 400; 410; 430; 40; 400; 380; 370. Zadane
Bardziej szczegółowoAnaliza ryzyka jako instrument zarządzania środowiskiem
WARSZTATY 2003 z cyklu Zagrożena naturalne w górnctwe Mat. Symp. str. 461 466 Elżbeta PILECKA, Małgorzata SZCZEPAŃSKA Instytut Gospodark Surowcam Mneralnym Energą PAN, Kraków Analza ryzyka jako nstrument
Bardziej szczegółowoWPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI NA NIEPEWNOŚĆ WYNIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO
Walenty OWIECZKO WPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI A IEPEWOŚĆ WYIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO STRESZCZEIE W artykule przedstaono ynk analzy nepenośc pomaru ybranych cech obektu obrazu cyfroego. Wyznaczono
Bardziej szczegółowoNAFTA-GAZ marzec 2011 ROK LXVII. Wprowadzenie. Tadeusz Kwilosz
NAFTA-GAZ marzec 2011 ROK LXVII Tadeusz Kwlosz Instytut Nafty Gazu, Oddzał Krosno Zastosowane metody statystycznej do oszacowana zapasu strategcznego PMG, z uwzględnenem nepewnośc wyznaczena parametrów
Bardziej szczegółowoPROGNOZOWANIE SPRZEDAŻY Z ZASTOSOWANIEM ROZKŁADU GAMMA Z KOREKCJĄ ZE WZGLĘDU NA WAHANIA SEZONOWE
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36 Krzysztof Dmytrów * Marusz Doszyń ** Unwersytet Szczecńsk PROGNOZOWANIE SPRZEDAŻY Z ZASTOSOWANIEM ROZKŁADU GAMMA Z KOREKCJĄ ZE WZGLĘDU NA
Bardziej szczegółowoNatalia Nehrebecka. Zajęcia 3
St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 3 1. Dobroć dopasowana równana regresj. Współczynnk determnacj R Dk Dekompozycja warancj zmennej zależnej ż Współczynnk determnacj R. Zmenne cągłe a
Bardziej szczegółowoPAŃSTWOWA WYŻSZA SZKOŁA ZAWODOWA W PILE INSTYTUT POLITECHNICZNY. Zakład Budowy i Eksploatacji Maszyn PRACOWNIA TERMODYNAMIKI TECHNICZNEJ INSTRUKCJA
PAŃSTWOWA WYŻSZA SZKOŁA ZAWODOWA W PILE INSTYTUT POLITECHNICZNY Zakład Budowy Eksploatacj Maszyn PRACOWNIA TERMODYNAMIKI TECHNICZNEJ INSTRUKCJA Temat ćwczena: PRAKTYCZNA REALIZACJA PRZEMIANY ADIABATYCZNEJ.
Bardziej szczegółowo3. ŁUK ELEKTRYCZNY PRĄDU STAŁEGO I PRZEMIENNEGO
3. ŁUK ELEKTRYCZNY PRĄDU STŁEGO I PRZEMIENNEGO 3.1. Cel zakres ćwczena Celem ćwczena jest zapoznane sę z podstawowym właścwoścam łuku elektrycznego palącego sę swobodne, w powetrzu o cśnentmosferycznym.
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 2(88)/2012
ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW (88)/01 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANIE ASOWEGO OENTU BEZWŁADNOŚCI WZGLĘDE OSI PIONOWEJ DLA SAOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWIE WZORU EPIRYCZNEGO 1. Wstęp asowy moment
Bardziej szczegółowo± Δ. Podstawowe pojęcia procesu pomiarowego. x rzeczywiste. Określenie jakości poznania rzeczywistości
Podstawowe pojęca procesu pomarowego kreślene jakośc poznana rzeczywstośc Δ zmerzone rzeczywste 17 9 Zalety stosowana elektrycznych przyrządów 1/ 1. możlwość budowy czujnków zamenających werne każdą welkość
Bardziej szczegółowoModele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe ogólne. α β β β ε. Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 4.
Modele weloczynnkowe Analza Zarządzane Portfelem cz. 4 Ogólne model weloczynnkowy można zapsać jako: (,...,,..., ) P f F F F = n Dr Katarzyna Kuzak lub (,...,,..., ) f F F F = n Modele weloczynnkowe Można
Bardziej szczegółowoOcena wpływu stężeń zanieczyszczeń powietrza w GOP-ie na jakość powietrza w rejonie Opola i Kędzierzyna-Koźla
MIDDLE POMERANIAN SCIENTIFIC SOCIETY OF THE ENVIRONMENT PROTECTION ŚRODKOWO-POMORSKIE TOWARZYSTWO NAUKOWE OCHRONY ŚRODOWISKA Annual Set The Environment Protection Rocznik Ochrona Środowiska Volume/Tom
Bardziej szczegółowoBADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG20
Darusz Letkowsk Unwersytet Łódzk BADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG0 Wprowadzene Teora wyboru efektywnego portfela nwestycyjnego zaproponowana przez H. Markowtza oraz jej rozwnęca
Bardziej szczegółowoKONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE
Adranna Mastalerz-Kodzs Unwersytet Ekonomczny w Katowcach KONSTRUKCJA OPTYMALNYCH PORTFELI Z ZASTOSOWANIEM METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ UJĘCIE DYNAMICZNE Wprowadzene W dzałalnośc nstytucj fnansowych, takch
Bardziej szczegółowoPropozycja modyfikacji klasycznego podejścia do analizy gospodarności
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Propozycja modyfkacj klasycznego podejśca do analzy gospodarnośc Przedsęborstwa dysponujące dentycznym zasobam czynnków produkcj oraz dzałające w dentycznych warunkach
Bardziej szczegółowoBadanie współzależności dwóch cech ilościowych X i Y. Analiza korelacji prostej
Badane współzależnośc dwóch cech loścowych X Y. Analza korelacj prostej Kody znaków: żółte wyróżnene nowe pojęce czerwony uwaga kursywa komentarz 1 Zagadnena 1. Zwązek determnstyczny (funkcyjny) a korelacyjny.
Bardziej szczegółowoW praktyce często zdarza się, że wyniki obu prób możemy traktować jako. wyniki pomiarów na tym samym elemencie populacji np.
Wykład 7 Uwaga: W praktyce często zdarza sę, że wynk obu prób możemy traktować jako wynk pomarów na tym samym elemence populacj np. wynk x przed wynk y po operacj dla tego samego osobnka. Należy wówczas
Bardziej szczegółowoWERYFIKACJA EKONOMETRYCZNA MODELU CAPM II RODZAJU DLA RÓŻNYCH HORYZONTÓW STÓP ZWROTU I PORTFELI RYNKOWYCH
SCRIPTA COMENIANA LESNENSIA PWSZ m. J. A. Komeńskego w Leszne R o k 0 0 8, n r 6 TOMASZ ŚWIST* WERYFIKACJA EKONOMETRYCZNA MODELU CAPM II RODZAJU DLA RÓŻNYCH HORYZONTÓW STÓP ZWROTU I PORTFELI RYNKOWYCH
Bardziej szczegółowoMetody predykcji analiza regresji
Metody predykcj analza regresj TPD 008/009 JERZY STEFANOWSKI Instytut Informatyk Poltechnka Poznańska Przebeg wykładu. Predykcja z wykorzystanem analzy regresj.. Przypomnene wadomośc z poprzednch przedmotów..
Bardziej szczegółowoRozwiązywanie zadań optymalizacji w środowisku programu MATLAB
Rozwązywane zadań optymalzacj w środowsku programu MATLAB Zagadnene optymalzacj polega na znajdowanu najlepszego, względem ustalonego kryterum, rozwązana należącego do zboru rozwązań dopuszczalnych. Standardowe
Bardziej szczegółowoNatalia Nehrebecka. Dariusz Szymański
Natala Nehrebecka Darusz Szymańsk . Sprawy organzacyjne Zasady zalczena Ćwczena Lteratura. Czym zajmuje sę ekonometra? Model ekonometryczny 3. Model lnowy Postać modelu lnowego Zaps macerzowy modelu dl
Bardziej szczegółowoProste modele ze złożonym zachowaniem czyli o chaosie
Proste modele ze złożonym zachowanem czyl o chaose 29 kwetna 2014 Komputer jest narzędzem coraz częścej stosowanym przez naukowców do ukazywana skrzętne ukrywanych przez naturę tajemnc. Symulacja, obok
Bardziej szczegółowoZRÓŻNICOWANIE ROZWOJU EKONOMICZNEGO POWIATÓW POLSKI WSCHODNIEJ
Studa Materały. Mscellanea Oeconomcae Rok 19, Nr 4/2015, tom I Wydzał Zarządzana Admnstracj Unwersytetu Jana Kochanowskego w Kelcach Zntegrowane podejśce do spójnośc rola statystyk publcznej Paweł Dykas
Bardziej szczegółowoNatalia Nehrebecka. Wykład 2
Natala Nehrebecka Wykład . Model lnowy Postad modelu lnowego Zaps macerzowy modelu lnowego. Estymacja modelu Wartośd teoretyczna (dopasowana) Reszty 3. MNK przypadek jednej zmennej . Model lnowy Postad
Bardziej szczegółowoKształtowanie się firm informatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu
PRACE KOMISJI GEOGRAFII PRZEMY SŁU Nr 7 WARSZAWA KRAKÓW 2004 Akadema Pedagogczna, Kraków Kształtowane sę frm nformatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu Postępujący proces rozwoju
Bardziej szczegółowoEvaluation of estimation accuracy of correlation functions with use of virtual correlator model
Jadwga LAL-JADZIAK Unwersytet Zelonogórsk Instytut etrolog Elektrycznej Elżbeta KAWECKA Unwersytet Zelonogórsk Instytut Informatyk Elektronk Ocena dokładnośc estymacj funkcj korelacyjnych z użycem modelu
Bardziej szczegółowoOKREŚLENIE CZASU MIESZANIA WIELOSKŁADNIKOWEGO UKŁADU ZIARNISTEGO PODCZAS MIESZANIA Z RECYRKULACJĄ SKŁADNIKÓW
Inżynera Rolncza 8(96)/2007 OKREŚLENIE CZASU MIESZANIA WIELOSKŁADNIKOWEGO UKŁADU ZIARNISTEGO PODCZAS MIESZANIA Z RECYRKULACJĄ SKŁADNIKÓW Jolanta Królczyk, Marek Tukendorf Katedra Technk Rolnczej Leśnej,
Bardziej szczegółowoSTATECZNOŚĆ SKARP. α - kąt nachylenia skarpy [ o ], φ - kąt tarcia wewnętrznego gruntu [ o ],
STATECZNOŚĆ SKARP W przypadku obektu wykonanego z gruntów nespostych zaprojektowane bezpecznego nachylena skarp sprowadza sę do przekształcena wzoru na współczynnk statecznośc do postac: tgφ tgα = n gdze:
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zastosowane
Bardziej szczegółowoANALIZA WPŁYWU OBSERWACJI NIETYPOWYCH NA WYNIKI MODELOWANIA REGIONALNEJ WYDAJNOŚCI PRACY
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36, T. 1 Barbara Batóg *, Jacek Batóg ** Unwersytet Szczecńsk ANALIZA WPŁYWU OBSERWACJI NIETYPOWYCH NA WYNIKI MODELOWANIA REGIONALNEJ WYDAJNOŚCI
Bardziej szczegółowoOpracowanie metody predykcji czasu życia baterii na obiekcie i oceny jej aktualnego stanu na podstawie analizy bieżących parametrów jej eksploatacji.
Zakład Systemów Zaslana (Z-5) Opracowane nr 323/Z5 z pracy statutowej pt. Opracowane metody predykcj czasu życa bater na obekce oceny jej aktualnego stanu na podstawe analzy beżących parametrów jej eksploatacj.
Bardziej szczegółowoProcedura normalizacji
Metody Badań w Geograf Społeczno Ekonomcznej Procedura normalzacj Budowane macerzy danych geografcznych mgr Marcn Semczuk Zakład Przedsęborczośc Gospodark Przestrzennej Instytut Geograf Unwersytet Pedagogczny
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka Katarzyna Rosiak-Lada. Zajęcia 3
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Katarzyna Rosak-Lada Zajęca 3 1. Dobrod dopasowana równana regresj. Współczynnk determnacj R 2 Dekompozycja warancj zmennej zależnej Współczynnk determnacj R 2 2. Zmenne
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0-1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających Interpretacja
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH 1 Test zgodnośc χ 2 Hpoteza zerowa H 0 ( Cecha X populacj ma rozkład o dystrybuance F). Hpoteza alternatywna H1( Cecha X populacj
Bardziej szczegółowoPROSTO O DOPASOWANIU PROSTYCH, CZYLI ANALIZA REGRESJI LINIOWEJ W PRAKTYCE
PROSTO O DOPASOWANIU PROSTYCH, CZYLI ANALIZA REGRESJI LINIOWEJ W PRAKTYCE Janusz Wątroba, StatSoft Polska Sp. z o.o. W nemal wszystkch dzedznach badań emprycznych mamy do czynena ze złożonoścą zjawsk procesów.
Bardziej szczegółowo1. SPRAWDZENIE WYSTEPOWANIA RYZYKA KONDENSACJI POWIERZCHNIOWEJ ORAZ KONDENSACJI MIĘDZYWARSTWOWEJ W ŚCIANIE ZEWNĘTRZNEJ
Ćwczene nr 1 cz.3 Dyfuzja pary wodnej zachodz w kerunku od środowska o wyższej temperaturze do środowska chłodnejszego. Para wodna dyfundująca przez przegrody budowlane w okrese zmowym napotyka na coraz
Bardziej szczegółowoTeoria niepewności pomiaru (Rachunek niepewności pomiaru) Rodzaje błędów pomiaru
Pomary fzyczne - dokonywane tylko ze skończoną dokładnoścą. Powodem - nedoskonałość przyrządów pomarowych neprecyzyjność naszych zmysłów borących udzał w obserwacjach. Podawane samego tylko wynku pomaru
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE ANALIZY HARMONICZNEJ DO OKREŚLENIA SIŁY I DŁUGOŚCI CYKLI GIEŁDOWYCH
Grzegorz PRZEKOTA ZESZYTY NAUKOWE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH ZASTOSOWANIE ANALIZY HARMONICZNEJ DO OKREŚLENIA SIŁY I DŁUGOŚCI CYKLI GIEŁDOWYCH Zarys treśc: W pracy podjęto problem dentyfkacj cykl gełdowych.
Bardziej szczegółowoA C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XXXIX NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZTYT 389 TORUŃ 2009.
A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XXXIX NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZTYT 389 TORUŃ 2009 Unwersytet Mkołaja Kopernka w Torunu Katedra Ekonometr Statystyk Elżbeta
Bardziej szczegółowoZa: Stanisław Latoś, Niwelacja trygonometryczna, [w:] Ćwiczenia z geodezji II [red.] J. Beluch
Za: Stansław Latoś, Nwelacja trygonometryczna, [w:] Ćwczena z geodezj II [red.] J. eluch 6.1. Ogólne zasady nwelacj trygonometrycznej. Wprowadzene Nwelacja trygonometryczna, zwana równeż trygonometrycznym
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 7 1 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Interpretacja parametrów przy zmennych objaśnających cągłych Semelastyczność 2. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy 3. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne
Bardziej szczegółowo5. OPTYMALIZACJA GRAFOWO-SIECIOWA
. OPTYMALIZACJA GRAFOWO-SIECIOWA Defncja grafu Pod pojęcem grafu G rozumemy następującą dwójkę uporządkowaną (defncja grafu Berge a): (.) G W,U gdze: W zbór werzchołków grafu, U zbór łuków grafu, U W W,
Bardziej szczegółowoNatalia Nehrebecka. Zajęcia 4
St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0 1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających
Bardziej szczegółowoMinister Edukacji Narodowej Pani Katarzyna HALL Ministerstwo Edukacji Narodowej al. J. Ch. Szucha 25 00-918 Warszawa Dnia 03 czerwca 2009 r.
Mnster Edukacj arodowej Pan Katarzyna HALL Mnsterstwo Edukacj arodowej al. J. Ch. Szucha 25 00-918 arszawa Dna 03 czerwca 2009 r. TEMAT: Propozycja zmany art. 30a ustawy Karta auczycela w forme lstu otwartego
Bardziej szczegółowoNeural networks. Krótka historia 2004-05-30. - rozpoznawanie znaków alfanumerycznych.
Neural networks Lecture Notes n Pattern Recognton by W.Dzwnel Krótka hstora McCulloch Ptts (1943) - perwszy matematyczny ops dzalana neuronu przetwarzana przez nego danych. Proste neurony, które mogly
Bardziej szczegółowoMODELOWANIE PRZEPŁYWU POWIETRZA W KANAŁACH WENTYLACYJNYCH PIECZARKARNI
Inżynera Rolncza 10(108)/2008 MODELOWANIE PRZEPŁYWU POWIETRZA W KANAŁACH WENTYLACYJNYCH PIECZARKARNI Leonard Vorontsov, Ewa Wachowcz Katedra Automatyk, Poltechnka Koszalńska Streszczene: W pracy przedstawono
Bardziej szczegółowoMATEMATYKA POZIOM ROZSZERZONY Kryteria oceniania odpowiedzi. Arkusz A II. Strona 1 z 5
MATEMATYKA POZIOM ROZSZERZONY Krytera ocenana odpowedz Arkusz A II Strona 1 z 5 Odpowedz Pytane 1 2 3 4 5 6 7 8 9 Odpowedź D C C A B 153 135 232 333 Zad. 10. (0-3) Dana jest funkcja postac. Korzystając
Bardziej szczegółowoWSKAŹNIK OCENY HIC SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO
WSKAŹNIK OCENY SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO Dagmara KARBOWNICZEK 1, Kazmerz LEJDA, Ruch cała człoweka w samochodze podczas wypadku drogowego zależy od sztywnośc nadwoza
Bardziej szczegółowoAnaliza korelacji i regresji
Analza korelacj regresj Zad. Pewen zakład produkcyjny zatrudna pracownków fzycznych. Ich wydajność pracy (Y w szt./h) oraz mesęczne wynagrodzene (X w tys. zł) przedstawa ponższa tabela: Pracownk y x A
Bardziej szczegółowoBadania sondażowe. Braki danych Konstrukcja wag. Agnieszka Zięba. Zakład Badań Marketingowych Instytut Statystyki i Demografii Szkoła Główna Handlowa
Badana sondażowe Brak danych Konstrukcja wag Agneszka Zęba Zakład Badań Marketngowych Instytut Statystyk Demograf Szkoła Główna Handlowa 1 Błędy braku odpowedz Całkowty brak odpowedz (UNIT nonresponse)
Bardziej szczegółowoSprawozdanie powinno zawierać:
Sprawozdane pownno zawerać: 1. wypełnoną stronę tytułową (gotowa do ćw. nr 0 na strone drugej, do pozostałych ćwczeń zameszczona na strone 3), 2. krótk ops celu dośwadczena, 3. krótk ops metody pomaru,
Bardziej szczegółowoJakość cieplna obudowy budynków - doświadczenia z ekspertyz
dr nż. Robert Geryło Jakość ceplna obudowy budynków - dośwadczena z ekspertyz Wdocznym efektem występowana znaczących mostków ceplnych w obudowe budynku, występującym na ogół przy nedostosowanu ntensywnośc
Bardziej szczegółowoProces narodzin i śmierci
Proces narodzn śmerc Jeżel w ewnej oulacj nowe osobnk ojawają sę w sosób losowy, rzy czym gęstość zdarzeń na jednostkę czasu jest stała w czase wynos λ, oraz lczba osobnków n, które ojawły sę od chwl do
Bardziej szczegółowoRegulamin promocji upalne lato 2014 2.0
upalne lato 2014 2.0 strona 1/5 Regulamn promocj upalne lato 2014 2.0 1. Organzatorem promocj upalne lato 2014 2.0, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa
Bardziej szczegółowoRegulamin promocji 14 wiosna
promocja_14_wosna strona 1/5 Regulamn promocj 14 wosna 1. Organzatorem promocj 14 wosna, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa od 01 lutego 2014 do 30
Bardziej szczegółowoStanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych
Bardziej szczegółowoWeryfikacja hipotez dla wielu populacji
Weryfkacja hpotez dla welu populacj Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Intelgencj Metod Matematycznych Wydzał Informatyk Poltechnk Szczecńskej 5. Parametryczne testy stotnośc w
Bardziej szczegółowoZaawansowane metody numeryczne
Wykład 9. jej modyfkacje. Oznaczena Będzemy rozpatrywać zagadnene rozwązana następującego układu n równań lnowych z n newadomym x 1... x n : a 11 x 1 + a 12 x 2 +... + a 1n x n = b 1 a 21 x 1 + a 22 x
Bardziej szczegółowoSZTUCZNA INTELIGENCJA
SZTUCZNA INTELIGENCJA WYKŁAD 15. ALGORYTMY GENETYCZNE Częstochowa 014 Dr hab. nż. Grzegorz Dudek Wydzał Elektryczny Poltechnka Częstochowska TERMINOLOGIA allele wartośc, waranty genów, chromosom - (naczej
Bardziej szczegółowo65120/ / / /200
. W celu zbadana zależnośc pomędzy płcą klentów ch preferencjam, wylosowano kobet mężczyzn zadano m pytane: uważasz za lepszy produkt frmy A czy B? Wynk były następujące: Odpowedź Kobety Mężczyźn Wolę
Bardziej szczegółowoZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013
ZESZYTY NAUKOWE NSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANE MASOWEGO MOMENTU BEZWŁADNOŚC WZGLĘDEM OS PODŁUŻNEJ DLA SAMOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWE WZORÓW DOŚWADCZALNYCH 1. Wstęp
Bardziej szczegółowoRachunek prawdopodobieństwa i statystyka W 11: Analizy zależnościpomiędzy zmiennymi losowymi Model regresji wielokrotnej
Rachunek prawdopodobeństwa statstka W 11: Analz zależnoścpomędz zmennm losowm Model regresj welokrotnej Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok 407 adan@agh.edu.pl Model regresj lnowej Model regresj lnowej prostej
Bardziej szczegółowoOPTYMALIZACJA PROCESU PRZESIEWANIA W PRZESIEWACZACH WIELOPOKŁADOWYCH
Prace Naukowe Instytutu Górnctwa Nr 136 Poltechnk Wrocławskej Nr 136 Studa Materały Nr 43 2013 Jerzy MALEWSKI* Marta BASZCZYŃSKA** przesewane, jakość produktów, optymalzacja OPTYMALIZACJA PROCESU PRZESIEWANIA
Bardziej szczegółowoAnaliza rodzajów skutków i krytyczności uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 1629A
Analza rodzajów skutków krytycznośc uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 629A Celem analzy krytycznośc jest szeregowane potencjalnych rodzajów uszkodzeń zdentyfkowanych zgodne z zasadam FMEA na podstawe
Bardziej szczegółowoMIARY ZALEŻNOŚCI ANALIZA STATYSTYCZNA NA PRZYKŁADZIE WYBRANYCH WALORÓW RYNKU METALI NIEŻELAZNYCH
Domnk Krężołek Unwersytet Ekonomczny w Katowcach MIARY ZALEŻNOŚCI ANALIZA AYYCZNA NA PRZYKŁADZIE WYBRANYCH WALORÓW RYNKU MEALI NIEŻELAZNYCH Wprowadzene zereg czasowe obserwowane na rynkach kaptałowych
Bardziej szczegółowoI. Elementy analizy matematycznej
WSTAWKA MATEMATYCZNA I. Elementy analzy matematycznej Pochodna funkcj f(x) Pochodna funkcj podaje nam prędkość zman funkcj: df f (x + x) f (x) f '(x) = = lm x 0 (1) dx x Pochodna funkcj podaje nam zarazem
Bardziej szczegółowoBadanie optymalnego poziomu kapitału i zatrudnienia w polskich przedsiębiorstwach - ocena i klasyfikacja
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Badane optymalnego pozomu kaptału zatrudnena w polskch przedsęborstwach - ocena klasyfkacja Prowadząc dzałalność gospodarczą przedsęborstwa kerują sę jedną z dwóch zasad
Bardziej szczegółowoSPRAWDZANIE PRAWA MALUSA
INSTYTUT ELEKTRONIKI I SYSTEMÓW STEROWANIA WYDZIAŁ ELEKTRYCZNY POLITECHNIKA CZĘSTOCHOWSKA LABORATORIUM FIZYKI ĆWICZENIE NR O- SPRAWDZANIE PRAWA MALUSA I. Zagadnena do przestudowana 1. Fala elektromagnetyczna,
Bardziej szczegółowoOPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE OPTIMAL INVESTMENT STRATEGY FUNDAMENTAL ANALYSIS
ZESZYTY NAUKOWE POLITECHNIKI ŚLĄSKIEJ 2014 Sera: ORGANIZACJA I ZARZĄDZANIE z. 68 Nr kol. 1905 Adranna MASTALERZ-KODZIS Unwersytet Ekonomczny w Katowcach OPTYMALNE STRATEGIE INWESTYCYJNE PODEJŚCIE FUNDAMENTALNE
Bardziej szczegółowoPRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW POZIOMU ŻYCIA MIESZKAŃCÓW MIAST ŚREDNIEJ WIELKOŚCI A SYSTEM LOGISTYCZNY MIASTA 1
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XI/2, 2010, str. 102 111 PRZESTRZENNE ZRÓŻNICOWANIE WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW POZIOMU ŻYCIA MIESZKAŃCÓW MIAST ŚREDNIEJ WIELKOŚCI A SYSTEM LOGISTYCZNY MIASTA 1
Bardziej szczegółowoKURS STATYSTYKA. Lekcja 1 Statystyka opisowa ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 1 Statystyka opsowa ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 W statystyce opsowej mamy pełne nformacje
Bardziej szczegółowoStatystyka Inżynierska
Statystyka Inżynerska dr hab. nż. Jacek Tarasuk AGH, WFIS 013 Wykład DYSKRETNE I CIĄGŁE ROZKŁADY JEDNOWYMIAROWE Zmenna losowa, Funkcja rozkładu, Funkcja gęstośc, Dystrybuanta, Charakterystyk zmennej, Funkcje
Bardziej szczegółowoAnaliza danych OGÓLNY SCHEMAT. http://zajecia.jakubw.pl/ Dane treningowe (znana decyzja) Klasyfikator. Dane testowe (znana decyzja)
Analza danych Dane trenngowe testowe. Algorytm k najblższych sąsadów. Jakub Wróblewsk jakubw@pjwstk.edu.pl http://zajeca.jakubw.pl/ OGÓLNY SCHEMAT Mamy dany zbór danych podzelony na klasy decyzyjne, oraz
Bardziej szczegółowoTRENDS IN THE DEVELOPMENT OF ORGANIC FARMING IN THE WORLD IN THE YEARS 1999-2012
Mara GOLINOWSKA, Mchał KRUSZYŃSKI, Justyna JANOWSKA-BIERNAT Unwersytet Przyrodnczy we Wrocławu, Instytut Nauk Ekonomcznych Społecznych Pl. Grunwaldzk 24A, 50-367 Wrocław e-mal: mara.golnowska@up.wroc.pl
Bardziej szczegółowoRUCH OBROTOWY Można opisać ruch obrotowy ze stałym przyspieszeniem ε poprzez analogię do ruchu postępowego jednostajnie zmiennego.
RUCH OBROTOWY Można opsać ruch obrotowy ze stałym przyspeszenem ε poprzez analogę do ruchu postępowego jednostajne zmennego. Ruch postępowy a const. v v at s s v t at Ruch obrotowy const. t t t Dla ruchu
Bardziej szczegółowoANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVI/3, 2015, str. 248 257 ANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ Sławomr
Bardziej szczegółowoBADANIE DRGAŃ WŁASNYCH NAPĘDU ROBOTA KUCHENNEGO Z SILNIKIEM SRM
Zeszyty Problemowe Maszyny Elektryczne Nr 88/2010 13 Potr Bogusz Marusz Korkosz Jan Prokop POLITECHNIKA RZESZOWSKA Wydzał Elektrotechnk Informatyk BADANIE DRGAŃ WŁASNYCH NAPĘDU ROBOTA KUCHENNEGO Z SILNIKIEM
Bardziej szczegółowoAnaliza modyfikacji systemów bonus-malus w ubezpieczeniach komunikacyjnych AC na przykładzie wybranego zakładu ubezpieczeń
Analza modyfkacj systemów bonus-malus Ewa Łazuka Klauda Stępkowska Analza modyfkacj systemów bonus-malus w ubezpeczenach komunkacyjnych AC na przykładze wybranego zakładu ubezpeczeń Tematyka przedstawonego
Bardziej szczegółowoAPROKSYMACJA QUASIJEDNOSTAJNA
POZNAN UNIVE RSITY OF TE CHNOLOGY ACADE MIC JOURNALS No 73 Electrcal Engneerng 213 Jan PURCZYŃSKI* APROKSYMACJA QUASIJEDNOSTAJNA W pracy wykorzystano metodę aproksymacj średnokwadratowej welomanowej, przy
Bardziej szczegółowoKRZYWA BÉZIERA TWORZENIE I WIZUALIZACJA KRZYWYCH PARAMETRYCZNYCH NA PRZYKŁADZIE KRZYWEJ BÉZIERA
KRZYWA BÉZIERA TWORZENIE I WIZUALIZACJA KRZYWYCH PARAMETRYCZNYCH NA PRZYKŁADZIE KRZYWEJ BÉZIERA Krzysztof Serżęga Wyższa Szkoła Informatyk Zarządzana w Rzeszowe Streszczene Artykuł porusza temat zwązany
Bardziej szczegółowoModelowanie i obliczenia techniczne. Metody numeryczne w modelowaniu: Optymalizacja
Modelowane oblczena technczne Metody numeryczne w modelowanu: Optymalzacja Zadane optymalzacj Optymalzacja to ulepszane lub poprawa jakośc danego rozwązana, projektu, opracowana. Celem optymalzacj jest
Bardziej szczegółowoMODELOWANIE LICZBY SZKÓD W UBEZPIECZENIACH KOMUNIKACYJNYCH W PRZYPADKU WYSTĘPOWANIA DUŻEJ LICZBY ZER, Z WYKORZYSTANIEM PROCEDURY KROSWALIDACJI
Alcja Wolny-Domnak Unwersytet Ekonomczny w Katowcach MODELOWANIE LICZBY SZKÓD W UBEZPIECZENIACH KOMUNIKACYJNYCH W PRZYPADKU WYSTĘPOWANIA DUŻEJ LICZBY ZER, Z WYKORZYSTANIEM PROCEDURY KROSWALIDACJI Wprowadzene
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA REGIONALNA
ЕЗЮМЕ В,. Т (,,.),. В, 2010. щ,. В -,. STATYSTYKA REGIONALNA Paweł DYKAS Zróżncowane rozwoju powatów w woj. małopolskm W artykule podjęto próbę analzy rozwoju ekonomcznego powatów w woj. małopolskm, wykorzystując
Bardziej szczegółowoPortfele zawierające walor pozbawiony ryzyka. Elementy teorii rynku kapitałowego
Portel nwestycyjny ćwczena Na podst. Wtold Jurek: Konstrukcja analza rozdzał 5 dr chał Konopczyńsk Portele zawerające walor pozbawony ryzyka. lementy teor rynku kaptałowego 1. Pożyczane penędzy amy dwa
Bardziej szczegółowoAnaliza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009
Mara Konopka Katedra Ekonomk Organzacj Przedsęborstw Szkoła Główna Gospodarstwa Wejskego w Warszawe Analza porównawcza rozwoju wybranych banków komercyjnych w latach 2001 2009 Wstęp Polska prywatyzacja
Bardziej szczegółowoZASTOSOWANIE METOD WAP DO OCENY POZIOMU PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA ROZWOJU ROLNICTWA W POLSCE
Inżynera Rolncza 1(126)/2011 ZASTOSOWANIE METOD WAP DO OCENY POZIOMU PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA ROZWOJU ROLNICTWA W POLSCE Katedra Zastosowań Matematyk Informatyk, Unwersytet Przyrodnczy w Lublne w Lublne
Bardziej szczegółowoOeconomiA copernicana 2013 Nr 3. Modele ekonometryczne w opisie wartości rezydualnej inwestycji
OeconomA coperncana 2013 Nr 3 ISSN 2083-1277, (Onlne) ISSN 2353-1827 http://www.oeconoma.coperncana.umk.pl/ Klber P., Stefańsk A. (2003), Modele ekonometryczne w opse wartośc rezydualnej nwestycj, Oeconoma
Bardziej szczegółowoAnaliza danych. Analiza danych wielowymiarowych. Regresja liniowa. Dyskryminacja liniowa. PARA ZMIENNYCH LOSOWYCH
Analza danych Analza danych welowymarowych. Regresja lnowa. Dyskrymnacja lnowa. Jakub Wróblewsk jakubw@pjwstk.edu.pl http://zajeca.jakubw.pl/ PARA ZMIENNYCH LOSOWYCH Parę zmennych losowych X, Y możemy
Bardziej szczegółowoEKONOMETRIA I Spotkanie 1, dn. 05.10.2010
EKONOMETRIA I Spotkane, dn. 5..2 Dr Katarzyna Beń Program ramowy: http://www.sgh.waw.pl/nstytuty/e/oferta_dydaktyczna/ekonometra_stacjonarne_nest acjonarne/ Zadana, dane do zadań, ważne nformacje: http://www.e-sgh.pl/ben/ekonometra
Bardziej szczegółowoZAŁĄCZNIKI ROZPORZĄDZENIA DELEGOWANEGO KOMISJI
KOMISJA EUROPEJSKA Bruksela, dna 27.4.2018 C(2018) 2460 fnal ANNEXES 1 to 2 ZAŁĄCZNIKI do ROZPORZĄDZENIA DELEGOWANEGO KOMISJI w sprawe zany sprostowana rozporządzena delegowanego (UE) 2017/655 uzupełnającego
Bardziej szczegółowoRegulamin promocji zimowa piętnastka
zmowa pętnastka strona 1/5 Regulamn promocj zmowa pętnastka 1. Organzatorem promocj zmowa pętnastka, zwanej dalej promocją, jest JPK Jarosław Paweł Krzymn, zwany dalej JPK. 2. Promocja trwa od 01 grudna
Bardziej szczegółowoBadanie współzaleŝności dwóch cech ilościowych X i Y. Analiza korelacji prostej. Badanie zaleŝności dwóch cech ilościowych. Analiza regresji prostej
Badane współzaleŝnośc dwóch cech loścowych X Y. Analza korelacj prostej Badane zaleŝnośc dwóch cech loścowych. Analza regresj prostej Kody znaków: Ŝółte wyróŝnene nowe pojęce czerwony uwaga kursywa komentarz
Bardziej szczegółowoWikiWS For Business Sharks
WkWS For Busness Sharks Ops zadana konkursowego Zadane Opracowane algorytmu automatyczne przetwarzającego zdjęce odręczne narysowanego dagramu na tablcy lub kartce do postac wektorowej zapsanej w formace
Bardziej szczegółowo