METODYKA WYKONYWANIA POMIARÓW ORAZ OCENA NIEPEWNOŚCI I BŁĘDÓW POMIARU
|
|
- Grażyna Przybylska
- 8 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 METODYKA WYKONYWANIA POMIARÓW ORAZ OCENA NIEPEWNOŚCI I BŁĘDÓW POMIARU Celem każdego ćwiczeia w laboratorium studeckim jest zmierzeie pewych wielkości, a astępie obliczeie a podstawie tych wyików pomiarów wartości wielkości badaej. Rezultatem końcowym badań jest ie tylko otrzymay wyik liczbowy. Nie miej waże jest dokoaie ocey dokładości pomiaru oraz opracowaie wiosków końcowych. Warto zadać sobie pytaie: czy to, co zostało zmierzoe, ma ses i co z tego wyika? Aby wioski były wiarygode, ależy przeprowadzić aalizę iepewości i błędów pomiaru. Wielkość iepewości pomiaru pozwala a oceę rezultatu aszych badań. Niepewość względa pomiaru mieszcząca się w graicach od 0,1% do 10% jest typowa dla doświadczeń w laboratoriach studeckich. Niepewość rzędu kilkudziesięciu procet zmusza do zastaowieia, czy moża te pomiar wykoać dokładiej (ie przyrządy?, ia metoda?, może warto odrzucić któryś z pomiarów, jeśli wyraźie odbiega od pozostałych?). Wartość iepewości miejsza iż 0,1% też jest iepokojąca, poieważ taki i lepszy poziom dokładości moża uzyskać w ajlepszych laboratoriach aukowych. Dlatego jeśli wartość iepewości względej pomiaru jest miejsza iż 0,1%, warto zweryfikować prawidłowość obliczeń. Wśród wielu podejść do ocey iepewości pomiaru ajbardziej wskazae jest wyzaczaie iepewości stadardowej opartej a pojęciu zwaym odchyleiem stadardowym pomiaru (ozaczae zwykle jako S). Starszym i bardziej ostrożym podejściem do cey dokładości pomiaru jest ocea za pomocą iepewości maksymalej (ozaczae zwykle jako Δ). Metoda ta szczególie adaje się do szybkiego oszacowaia iepewości pomiaru. W iiejszym opracowaiu podae zostaą sposoby obliczeń iepewości stadardowej i maksymalej. Więcej iformacji o podstawach ocey dokładości pomiarów moża zaleźć w książce pt. Pracowia fizycza wspomagaa komputerowo, H.Szydłowski PWN (01).
2 I. Uwagi ogóle, które ależy stosować przy każdym pomiarze: Dokładość przeprowadzoego pomiaru zależy od wielu czyików, które moża podzielić a tzw. błędy i iepewości pomiarowe. Ia: Błędy pomiarowe dzielimy a trzy grupy: 1. błąd przybliżeia,. błąd przeoczeia (systematycze), 3. pomyłki. Błędy przybliżeia wyikają z uproszczeia waruków pomiaru lub ze stosowaia przybliżoych wzorów (p. przybliżeie siα=α dla małych kątów). Błędy przeoczeia (systematycze) wyikają z iedokładości użytych przyrządów, błędej metody pomiaru lub działaia trudo zauważalych czyików zewętrzych. Źle wykoaa liijka, źle wykalibroway mierik spowodują, że wyik będzie systematyczie miejszy lub większy od rzeczywistej wartości. Wykrycie źródła błędów systematyczych jest trude i wymaga porówaia użytych przyrządów ze wzorcem oraz dogłębej aalizy metody pomiaru. Przy wykoywaych w laboratorium studeckim ćwiczeiach zwykle zakładamy, że przyrządy są wole od błędów systematyczych. Pomyłki (błędy grube) powstają wskutek fałszywego odczytaia wskazań, błędego zapisaia wyiku itp. Pomyłki dają się łatwo zauważyć i wyelimiować, poieważ otrzymay wyik zaczie różi się od iych wyików pomiarów tej samej wielkości. Wyik uzyskay obarczoy błędem grubym w dalszej aalizie ależy pomiąć. Ib. Zbadaie przyczy iepewości pomiarowych pozwala a podzieleie wszystkich iepewości a: 1. iepewość wzorcowaia,. iepewość eksperymetatora, 3. iepewość przypadkową. 1. Niepewość wzorcowaia wyika ze stosowaia wzorców-przyrządów pomiarowych, które są zawsze obarczoe pewą iepewością pomiarową. W załączaej lub zalezioej w iterecie istrukcji przyrządu moża i trzeba odczytać wartość dokładości pomiaru a daym zakresie. Obecie produceci przyrządów pomiarowych powii gwaratować taką dokładość przyrządu, aby wyik pomiaru wykoaego za jego pomocą ie różił się od rzeczywistej wartości wielkości mierzoej więcej iż o jedą działkę elemetarą. Działka elemetara to ajmiejsza działka podziałki zazaczoej a skali przyrządu aalogowego i jedostka dekady wskazującej ajmiejszą wartość w przyrządach cyfrowych. Przykład 1 Działka elemetara. Ocea dokładości za pomocą istrukcji przyrządu: 1a.Mikroamperomierz wskazówkowy, który mierzy a zakresie 00μA ze skalą podzieloą a 100 działek ma działkę elemetarą Δ d I=μA, atomiast cyfrowy mikroamperomierz wskazujący, a przykład, wartość 197,3μA ma działkę elemetarą Δ d I=0,01μA. Typowa liijka lub miarka zwijaa ma działkę elemetarą Δ d I=1mm. 1b. Bardzo często w istrukcji przyrządu pomiarowego moża odczytać, jaka jest dokładość pomiaru (P% rdg + dgd). Ozacza to, że iepewość wzorcowaia Δ d X= P%*odczytaa wartość + działek elemetarych. Przykładowo, mierikiem o dokładości (1,5% rdg+3 dgd) zmierzoo apięcie U=1,3V. Poieważ działka elemetara wyosi 0,01V iepewość
3 pomiarowa wyosi ΔU=(1,5%*1,3 + 3*0,01)V=0,04845V. Wyik końcowy pomiaru : U=(1,3+/-0,05)V. Uwaga: Niepewość pomiaru została zaokrągloa, a wyik końcowy zapisay zgodie z zasadami opisaymi w dalszej części opracowaia. 1c. W przypadku przyrządów aalogowych iepewość wzorcowaia jest obliczaa w pierwszej kolejości a podstawie tzw. klasy przyrządu. Klasa przyrządu wyraża stosuek procetowy iepewości maksymalej do pełego wychyleia mierika w daym zakresie. Ozacza to, że wartości odczytaa z mierika może się różić od wartości prawdziwej 0 maksymalie o. Niestety w większości przypadków pomiar mierikiem aalogowym ie jest dokłady w tym sesie, że wskazówka mierika ie pokrywa się działką, ale zajduje się a przykład w jej 1/3. W związku z tym przy wyzaczaiu iepewości wzorcowaia takiego mierika musimy uwzględić to, że w sposób subiektywy oceiamy położeie wskazówki. Eksperymetator musi w takim przypadku sam oceić, o ile mógł się pomylić w odczycie. Niepewość wzorcowaia (iepewość maksymala) przyrządu aalogowego jest sumą iepewości wyikającej z klasy przyrządu i z odczytu eksperymetatora, a iepewość maksymalą obliczamy ze wzoru:. Niepewością eksperymetatora Δ e azywamy ilościową oceę iepewości wyiku spowodowaą p. złą widoczością (p. wskazówki, skali), wywołaą szumami, szybkimi zmiaami wskazań itp. Eksperymetator musi sam oceić wartość Δ e. Dla wahań wartości mierzoej wywołaych szumami za Δ e moża przyjąć połowę szerokości drgań wyrażoą w odpowiedich jedostkach. Przykład. a. Liijką o iepewości wzorcowaia Δ d H=1mm jedokrotie zmierzoo wysokość i szerokość książki. Mierząc wysokość H przyłożoo liijkę do dobrze przyciętej okładki i odczytao: H=8 mm. Dokładość eksperymetatora oceioo a Δ e H=1mm (liijka wprawdzie dobrze przylegała do okładki, ale był problem z odczytem z powodu zaokrągleia krawędzi). Wiosek: iepewość maksymala pomiaru wysokości jest sumą obu iepewości ΔH= Δ d H + Δ e H= mm. Moża teraz powiedzieć, że wysokość książki wyosi H=(8±) mm. Pomiar szerokości książki dał astępujący wyik: L=165 mm. Ze względu a obły grzbiet książki, iepewość eksperymetatora pomiaru jej szerokości oceioo a Δ e H=mm. Dlatego wyik końcowy uwzględiający iepewość wzorcowaia i eksperymetatora to: L=(165±3) mm. b. Woltomierzem zmierzoo apięcie baterii. Mimo, iż mierik może mierzyć z dokładością Δ d U=0,00V to wskutek zakłóceń ostaia cyfra miga i wartość apięcia zmieia się w zakresie 1,54-1,58V. Odczytem w tej sytuacji jest wartość średia U=1,56V, atomiast za iepewość eksperymetatora ależy przyjąć połowę zakresu Δ e U=0,0 V. Niepewość maksymala tego pojedyczego pomiaru wyosi: ΔU=Δ d U+Δ e U=0,0 V. Wyik końcowy ma postać: U=(1,560±0,0) V (1,56±0,0) V. 3. Niepewość przypadkowa. W celu zwiększeia dokładości i wiarygodości pomiarów często wykouje sie kilka razy te sam pomiar. W wyiku takiego działaia otrzymamy szereg wyików, które a ogół
4 mają ieco ią wartość. Obserwoway rozrzut wyików moża oceić określając iepewość przypadkową pomiaru. Niepewość przypadkowa przy wielokrotym pomiarze wielkości X jest wywołaa ograiczoymi zdolościami rozpozawczymi aszych zmysłów (oka, ucha..), aturą zjawiska oraz iestałością waruków zewętrzych. Dlatego rozrzut wyików ma charakter statystyczy, a miarą takiego rozrzutu jest odchyleie stadardowe wartości średiej S. Uikięcie iepewości przypadkowych ie jest możliwe, jedakże teoria błędów podaje zasady, które pozwalają ustalić ich wartość. Z teorii wyika, że dla serii rówoważych sobie pomiarów wielkości X wyikiem końcowym takiej serii pomiarów jest średia arytmetycza zbioru wartości, tz czyli k. (0.1) Aalizując odchyleia pojedyczych pomiarów od wartości średiej, czyli różice ( k - ) dla k=1..., moża zauważyć, że ie wszystkie odchyleia są jedakowo prawdopodobe. Odchyleia duże są miej prawdopodobe od odchyleń małych. Zależość prawdopodobieństwa częstości występowaia odchyleń od ich wartości azywa się rozkładem prawdopodobieństwa. Dla dużej ilości pomiarów (>10) do ocey odchyleń stosujemy rozkład prawdopodobieństwa Gaussa (tzw. rozkład ormaly) atomiast dla małej ilości pomiarów stosujemy rozkład Studeta. Na rysuku 1 przedstawioe są wykresy gęstości prawdopodobieństwa φ() zmieej losowej - wyików pomiaru dla obu rozkładów. Fukcja gęstości prawdopodobieństwa φ() ma tą cechę, że całka z φ() po całym przedziale zmieości wyików pomiaru wyosi 1 (pole pod krzywą φ() jest rówe 1). Ozacza to oczywistą pewość (100% pewość) zalezieia dowolej wartości zmieej w całym jej przedziale zmieości. k1 a/ Rozkład Gaussa b/ Rozkład Studeta φ() φ() pukt przegięcia - S + S -S + S Rys.1. Fukcja rozkładu prawdopodobieństwa a/gaussa b/studeta. Zając wartość średią serii pomiarów oraz odchyleie stadardowe wartości średiej S moża określić przedział zmieości ( - S, +S ) (0.)
5 Moża wykazać, że prawdopodobieństwo zalezieia wartości rzeczywistej X w przedziale określoym wzorem 0. wyosi p=0,683. Mówimy, że z poziomem ufości rówym 0,683 (lub 68,3%) wartość rzeczywista X zajduje się w przedziale ( - S, +S ). Na wykresach z rysuku 1 zazaczoo pole pod wykresem fukcji w zakresie ϵ ( - S, +S ). W obu przypadkach pole wyosi 0,683. Odchyleie stadardowe wartości średiej w rozkładzie Gaussa moża obliczyć ze wzoru : k k 1 S (0.3) ( 1) Jak widać z rysuku 1 krzywa Studeta jest bardziej spłaszczoa w stosuku do krzywej Gaussa. Taka zależość jest wyrazem faktu, że miejsza ilość pomiarów daje wyik końcowy z większą iepewością, czyli z większym odchyleiem stadardowym. Dlatego odchyleie stadardowe w rozkładzie Studeta jest większe t razy od odchyleia stadardowego w rozkładzie ormalym (t >1). Wartość współczyika t (zwaego współczyikiem krytyczym rozkładu Studeta) zależy od ilości pomiarów i od poziomu ufości. W tabeli 1 przedstawioe są wartości t w zależości od liczby pomiarów dla poziomu ufości p=0,683.taki poziom ufości jest wystarczający przy opracowaiu pomiarów w laboratorium studeckim. Tab.1. Wartości współczyika krytyczego w rozkładzie t-studeta dla poziomu ufości p=0, t 1,84 1,3 1,0 1,14 1,11 1,09 1,08 1,07 1,06 1,05 W praktyce laboratoryjej przyjmuje się założeie, że gdy liczba pomiarów jest iewielka (<11) to do aalizy statystyczej otrzymaych rezultatów i ocey iepewości przypadkowej wartości średiej stosuje się rozkład Studeta. Wtedy odchyleie stadardowe S wartości średiej oblicza się ze wzoru: S t k1 k ( 1) (0.4) Jeśli liczba pomiarów jest stosukowo duża (>10) moża przyjąć, że mamy do czyieia z rozkładem ormalym (Gaussa), dla którego współczyik t jest rówy jede, czyli S k1 k ( 1) (0.5) Jeżeli chcemy mieć prawie pewość (poziom ufości p=0,997), że wartość rzeczywista zajduje się w przedziale określoym iepewością, to do ocey iepewości pomiaru ależy używać potrojoej wartości odchyleia stadardowego (tzw. reguła 3S ) czyli ( - 3S, +3S ). (0.6)
6 Regułę 3S moża zastosować przy oceie czy pukt pomiarowy z serii pomiarów "odstający" od iych rzeczywiście jest wyikiem błędu grubego. W tym celu liczy się średią arytmetyczą i odchyleie stadardowe serii pomiarów bez uwzględieia "podejrzaego " pomiaru. Następie sprawdza się, czy te pukt mieści się w graicach ( - 3S, +3S ). Jeśli ie mieści się w tym przedziale, moża go wykluczyć z aalizy jako błąd gruby. 4. Związek między iepewością maksymalą i stadardową -uwagi końcowe Podsumowując kwestię wielokrotego pomiaru moża powiedzieć, że wyikiem wielokrotego pomiaru tej samej wielkości fizyczej, w tych samych warukach, jest średia arytmetycza poszczególych rezultatów (wzór 0.1), atomiast jej iepewością przypadkową jest odchyleie stadardowe wartości średiej S obliczoe ze wzoru (0.4) lub (0.5). Trzeba pamiętać, że dokładość pomiarów wartości k może być zmiejszoa poprzez obecość iepewości wzorcowaia Δ d i eksperymetatora Δ e. Wtedy przyjmując dla obu typów iepewości prostokąty rozkład prawdopodobieństwa, ich odchyleie stadardowe wzorcowaia i eksperymetatora wyosi odpowiedio: S d d e oraz Se. (0.7) 3 3 W przypadku, gdy koieczym jest uwzględieie wszystkich rodzajów iepewości, czyli iepewość eksperymetatora Δ e, iepewość wzorcowaia Δ d i iepewość przypadkową określoą odchyleiem stadardowym wartości średiej S, stosujemy astępujący wzór 1 1 S Sd Se S d e S. (0.8) 3 3 Zastosowaie powyższego wzoru daje 68,3% pewości, że rzeczywista wartość mieści się w graicach ( - S, +S ). Wzór (0.8) upraszcza się zaczie, gdy jede lub dwa rodzaje iepewości ie występują lub są do zaiedbaia. W oceie iepewości maksymalej, gdy koieczym jest uwzględieie wszystkich rodzajów iepewości, czyli iepewość eksperymetatora Δ e, iepewość wzorcowaia Δ d i iepewość przypadkową określoą odchyleiem stadardowym wartości średiej S stosujemy astępujący wzór X 3S. (0.9) d e Zastosowaie powyższego wzoru daje 99,7% pewości, że rzeczywista wartość mieści się w graicach ( - ΔX, + ΔX,). Powyższy wzór upraszcza się zaczie, gdy jede lub dwa rodzaje iepewości ie występują lub są do zaiedbaia. Np. przy pojedyczym pomiarze odchyleie stadardowe wyosi 0. Przykład 3 3a. Seria pomiarów tej samej wielkości fizyczej.
7 Wykoao serię pomiarów czasu spalaia zapałek. Uzyskao osiem wyików: t 1 = 15s, t = 16s, t 3 = 13s, t 4 = 14s, t 5 = 7s, t 6 = 15s, t 7 = 17s, t 8 = 16s. Wśród tych ośmiu pomiarów wartość pomiaru t 5 wyraźie "odstaje" od iych. Wstępie moża te pomiar wyelimiować jako błąd gruby. Wyikiem siedmiu pomiarów jest obliczoa a podstawie wzoru (0.1) średia t =15,149 s. Z tabeli (1) wyika, że dla =7 współczyik krytyczy rozkładu Studeta wyosi t =1,09. Dlatego odchyleie stadardowe wartości średiej S ts jest rówe 0,554s (wzór 0.4). Po uwzględieiu iepewości wzorcowaia Δ d t=1s, moża obliczyć (wzór 0.8) i zapisać, że z prawdopodobieństwem 0,68 średi czas paleia się zapałek z tej próby wyosi: t =(15,14±0,80) s. Moża teraz potwierdzić zasadość wyrzuceia pomiaru t 5 jako błędu grubego stosując zasadę 3S (0.6). 3b Pojedyczy pomiar-ocea iepewości stadardowej i maksymalej. Wyik pomiaru wysokości krawężika wykoay za pomocą liijki jest astępujący L=156mm. Ze względu a zużycie liijki oraz obły kształt krawędzi krawężika oszacowao iepewość eksperymetatora a Δ e L=3mm. W powiązaiu z iepewością wzorcowaia Δ d L=1mm wyliczoa a podstawie wzoru (0.8), iepewość stadardowa pomiaru wyosi: S L =1,8574 mm. Wyik końcowy z iepewością stadardową: L=(156±)mm. Wyik końcowy z iepewością maksymalą (0.9): L=(156±4)mm. 3c. Pojedyczy pomiar-jedo źródło iepewości Zmierzoo suwmiarką średicę pręta stalowego. Otrzymao wyik Φ=1,1mm obarczoy iepewością wzorcowaia Δ d Φ=0,1 mm. Poieważ suwmiarka dobrze "przylegała" do powierzchi pręta iepewość eksperymetatora uzao za rówą zero. Wyik pomiaru z iepewością maksymalą Φ=(1,1±0,1)mm Wyik pomiaru z iepewością stadardową (wzór 0.7 i0.8) Φ=(1,10±0,06)mm. 5. Pomiar wielkości złożoej: Przedstawioe powyżej działaie pozwala a obliczeie iepewości pomiaru jedej wielkości fizyczej. Prawa i zasady fizyki pokazują zależości między wieloma wielkościami fizyczymi, Zając te zależości, moża dokoać pomiaru iych wielkości, aby a koiec obliczyć tę iteresującą. Na przykład, żeby obliczyć średią prędkość samochodu wystarczy zmierzyć czas ruchu i drogę, jaką przebędzie w tym czasie samochód. Podstawiając do wzoru (zależości) V=s/t osiągiemy wyik końcowy. Ogólie mówimy wtedy o wielkości złożoej lub wielkości wyzaczoej pośredio. Ogólie, jeśli wielkość y jest fukcją L zmieych, czyli y( 1, L ), to, aby wyzaczyć wartość y i iepewość pomiaru S Y ależy zmierzyć L wielkości zmieych 1, L, oraz określić ich iepewości stadardowe. Niepewość stadardową pomiaru wielkości złożoej y obliczamy ze wzoru L y S Y S X (0.10) l l1 l y gdzie: są pochodymi cząstkowymi. l Niepewość maksymalą pomiaru wielkości złożoej y, zając iepewości maksymale zmieych 1, L obliczamy ze wzoru
8 y L k1 y k k y 1 1 y... L L (0.11) y gdzie: są kolejymi pochodymi cząstkowymi. k W praktyce, gdy fukcja ma postać iloczyu: a b c y A , (0.1) względa maksymala iepewość pomiaru wielkości złożoej y( 1,, 3,..) jest wyrażoa wzorem: y a y 1 3 b c (0.13) Przykład 4 Celem obliczeia eergii kietyczej wagou, zmierzoo jego prędkość i masę uzyskując astępujące rezultaty: V=(31±) m/s i m=(15,0±0,5) t. mv Eergia kietycza wagou wyosi: E J. Na podstawie wzoru (0.10) mamy: S 4 E E V Sm Sm SV E Sm SV m V SV E = J= m V 4 m V S E = J. Wyikiem końcowym jest wartość eergii kietyczej wagou, czyli E=(71±97) 10 4 J. Moża też obliczyć iepewość maksymalą (wzór 0.13) wielkości złożoej. W tym przykładzie iepewość względa eergii wyosi: E m V 3,3% 1,9% 16,%, czyli E=(71±118) 10 4 J. E m V Jak widać, zgodie z oczekiwaiem iepewość maksymala tego pomiaru (118J) jest większa od iepewości stadardowej (97J). 6. Badaia zależości między wielkościami fizyczymi Osobym zagadieiem jest zbadaie lub potwierdzeie, że istieją określoe związki między wielkościami fizyczymi. W takim przypadku pomiary badaej wielkości Y wykoujemy przy wielu celowo wybraych wartościach iej wielkości X. W rezultacie uzyskujemy zbiór iezależych wyików ( i,y i ), gdzie i=1,,3. Jedym ze sposobów opracowaia takich daych jest aiesieie puktów pomiarowych a wykres. Charakterystyczy układ puktów może sugerować istieie zależości między wielkościami y i w postaci zaych fukcji, p. liiowej, kwadratowej, ekspoecjalej Do weryfikacji, czy daa fukcja prawidłowo opisuje położeie puktów pomiarowych, służy metoda ajmiejszych kwadratów. W tej metodzie szuka się takich parametrów fukcji y(), dla których suma kwadratów różic pomiędzy wartościami zmierzoymi y i, a policzoymi a podstawie tej fukcji y( i ), jest ajmiejsza. Metodą ajmiejszych kwadratów moża w stosukowo prosty sposób wyzaczyć współczyiki a i b fukcji liiowej typu y=a+b. Jeśli wiemy lub podejrzewamy, że wykresem reprezetującym asze pukty pomiarowe może być liia prosta, podstawiamy
9 odpowiedie wielkości jako y i jako, po czym wyliczamy a podstawie poiższych wzorów współczyiki a i b y y a, (0.14) gdzie b y a, (0.15) i yi iyi i i1 i1 i1 i1 y y. (0.16) Niepewości stadardowe (iepewości) współczyików a i b oblicza się z zależości gdzie S 1 y ay by a i S b Sa (0.17) y yi i1. (0.18) Wyzaczoa w te sposób fukcja y=a+b opisuje ajbardziej prawdopodobą liiową zależość dla puktów pomiarowych { i, y i }. Trzeba pamiętać, że zaufaie do końcowego wyiku zależy od liczby aalizowaych puktów pomiarowych. Im miej aalizowaych puktów pomiarowych, tym miejsze prawdopodobieństwo uzyskaia dobrego wyiku. O jakości dopasowaia fukcji mówi współczyik korelacji liiowej r, opisay wzorem r i1 i1 y y y y i i i i1 i r 1,1. (0.19) Im bliższa jedości jest wartość współczyika korelacji liiowej r, tym większe jest prawdopodobieństwo, że postać fukcji prawidłowo opisuje aalizowaą serię pomiarów. Powyższą procedurę, azywaą regresją liiową zwyczają (uzyskiwaie liii tredu), moża zastosować ie tylko do prostych zależości liiowych p. s(t)=vt, U(I)=RI, R(t)=R o (1+αt). Wiele iych zależości, po odpowiedich przekształceiach, moża doprowadzić do postaci liiowej. Przykład 5 Prawo pochłaiaia promieiowaia gamma jest opisae fukcją d N(d) d N(d) N0e czyli e. N0 Po zlogarytmowaiu obu stro rówaia moża otrzymać postać N(d) l d. N 0 Jeśli za l(n(d)/n 0 ) podstawimy y, za d zmieą to otrzymujemy typową fukcję liiową typu y=a, gdzie a=- η.
10 Przykład 6 Na rysuku przedstawioo wyiki pomiaru długości fali dźwiękowej (λ=y) w pewym metalu w fukcji częstotliwości tej fali (f=). Wykres wykoao w programie Origi. Rys..Wykres zależości długości fali dźwiękowej w pręcie metalowym od częstotliwości. Te same dae pomiarowe wykreśloe są rówież a Rys.3. Tym razem zmieą jest odwrotość częstotliwości fali, czyli 1/f. Poieważ z wykresu moża sądzić, że pukty układają się wzdłuż liii prostej, moża zastosować regresję (aproksymację) liiową. Taka procedura azywaa jest wyzaczaiem liii tredu (p. w programie Ecel). Uwaga: Współczyiki we wzorach (0.14) i (0.15) dotyczą rówaia typu y=a+b. W programach komputerowych, p. Origi, Ecel, przyjęto zapis wielomiau, jako y=a+b+c +
11 Rys.3.Wykres zależości długości fali dźwiękowej w pręcie metalowym od odwrotości częstotliwości. Z wyików regresji liiowej przedstawioych a rysuku 3 moża wyprowadzić astępujące wioski: 1. Zbliżoa do jedości wartość współczyika korelacji R=0,99979 pozwala sądzić, że długość fali jest związaa z jej częstotliwością zależością λ =A+B/f.. Współczyik proporcjoalości B mający wymiar [m/s] jest wartością prędkością fali dźwiękowej w badaym pręcie metalowym, czyli V=4897±4 [m/s]. 3. Współczyik A=(0,05±0,047) [m] co jest zgode z oczekiwaiem, że A=0 (dla częstotliwości f fali dążącej do ieskończoości, jej długość λ maleje do zera). 4. Zależość λ =V/f jest potwierdzoa przez powyższe dae doświadczale. 5. Prędkość fali dźwiękowej o częstotliwości w zakresie od 800Hz do7500hz jest stała (ie zależy od częstotliwości fali). Uwaga: Wszelkie obliczeia w w/w procedurze moża i warto wykoać posiłkując się dostępymi programami programach typu Origi, Ecel lub korzystając z kalkulatora.
12 7. Wykoywaie wykresów i graficza aaliza fukcji liiowej. Metoda ręcza opracowaia wykresów Bardzo zbliżoe wyiki przy aalizie współczyików a i b fukcji y=a+b moża uzyskać wykorzystując metodę graficzą. W tym przypadku ależy: 1. arysować i opisać układ współrzędych oraz zazaczyć pukty pomiarowe wraz z iepewościami pomiaru (przykład rys.4a),. jeśli pukty układają się wzdłuż liii prostej (kwestia ocey eksperymetatora a oko ) arysować liię prostą tak, aby w przybliżeiu po obu stroach liii pozostał ta sama liczba puktów (rys.4a), 3. określić pewie szeroki przedział wartości argumetu czyli Δ (Δt a rys.4a) i odpowiadający jemu przyrost fukcji Δy (Δs a rys.4a). Współczyik achyleia a arysowaej prostej będzie wyosił a=δy/δ. Współczyik b jest puktem przecięcia prostej z osią y, Uwaga: współczyik a praktyczie igdy ie jest tagesem kąta achyleia prostej (kąta, który moża odczytać z wykresu), 4. w celu wyzaczeia iepewości pomiaru współczyika a rysować dwie proste o skrajych achyleiach, obejmujące pukty pomiarowe wraz z iepewościami pomiaru (rys.4b), 5. wyzaczyć współczyiki achyleia obu prostych a 1 i a. Niepewość maksymala pomiaru współczyika a jest rówa różicy Δa= a- a 1 lub Δa= a- a, przy czym wybieramy wartość większą. [p. z rys.4b ΔV=4,5 m/s czyli V=(0,3±4,5)m/s] Rys. 4a. Wykres pomiarów zasięgu lotu trzmiela w fukcji czasu. Wyzaczeie prędkości lotu.
13 Rys.4b Wykres pomiarów zasięgu lotu trzmiela w fukcji czasu. Wyzaczeie iepewości pomiaru prędkości lotu. II. Waże uwagi końcowe : Rezultatem pomiaru wielkości X jest wartość oraz obliczoa iepewość pomiaru. Niepewość pomiaru moża wyrazić w postaci ułamka lub procetowo także jako względe odchyleie stadardowe S V. (0.1) Rezultat końcowy pomiaru wielkości X przedstawiamy w astępujący sposób X ( S )[jedostka] lub X [jedostka]. (0.13) V Uwaga: Prawidłowo zapisay wyik końcowy pomiaru z reguły wymaga zaokrągleia. Zasada zaokrąglaia jest astępująca: 1. Niepewość pomiaru (S lub Δ) pewej wielkości X zaokrąglamy do takiego miejsca, aby pozostały tylko maksymalie dwie cyfry zaczące.. Wartość iepewości zawsze zaokrąglamy w górę, poieważ w żadym przypadku ie wolo am zmiejszać iepewości. 3. Wyik pomiaru zaokrąglamy do tego samego miejsca dziesiętego, do którego została zaokrągloa iepewość pomiaru. Przy zaokrąglaiu wyiku pomiaru liczbę kończącą się cyframi 0-4 zaokrąglamy w dół, a 5-9 w górę.
14 4. Czasami się zdarza, że w przypadku pojedyczych pomiarów powiiśmy zaokrąglać iepewość pozostawiając tylko jedą cyfrę zaczącą. 5. Jeśli przyrząd pomiarowy jest w staie podać wyik tylko do określoego miejsca dziesiętego, to ie ma sesu podawać iepewości oraz wyiku z większą dokładością. Przykładowo, jeśli wykoujemy pomiar długości liijką i wyosi o 55 mm, to iepewość podajemy też w pełych milimetrach ( mm), awet jeśli z obliczeń (p. ze wzoru 0.8) otrzymamy iepewość bardziej dokładą (typu 1,9 mm). 5. Trzeba pamiętać, że zaokrąglamy wyik końcowy, a ie wyiki pośredie! Przykład 8 Po opracowaiu pomiarów średicy Φ drutu otrzymałem astępujące wyiki: Φ=0, m i S Φ =5, m. Cyfr zaczących w liczbie określającej Φ jest 6 i tylko 6. (ie 9, bo zera po lewej stroie liczby się ie liczą), atomiast w wartości iepewości cyfr zaczących jest 5. Po zaokrągleiu, wyik końcowy moża przedstawić w formie Φ =(3,46±0,55) 10-3 m, czyli Φ =(346±55) 10-5 m lub Φ =346(55) 10-5 m. Przykład 9 Wielu fizyków długo pracowało, aby uzyskać i zapisać prawidłowo bardzo dokłade stałe fizycze p.: Ładuek elektrou (ładuek elemetary) [] e =(1, ± 0, ) C Ładuek elektrou (ładuek elemetary) [1] e = 1, (40) C Stała Boltzmaa [1]: k = R/N A =(1, ± 0,000004) 10-3 J/K Stała Faradaya [1]: F = N A e =(96 485,3383 ± 0,0083) C/mol Stała grawitacyja [] G N =(6,674 ± 0,0010) m 3 /(kg s ) [1] G= 6,674 8(67) m 3 /(kg s ) itp. [1] [] wyik wcześiejszy od [1] III. Uwagi przydate przy wykoywaiu doświadczeń i opracowywaiu wyików. 1.W suwmiarkach, śrubach mikrometryczych, w iektórych skalach kątowych korzysta się podziałki zwaej oiuszem. Wartość mierzoą za pomocą tych przyrządów, z grubsza, odczytujemy z położeia kreski przy zerze 0, atomiast dziesiąte i sete części, z miejsca gdzie jeda z kresek a skali oiusza pokrywa się z kreską skali główej. Przykład odczytu
15 przedstawioo a rysuku 5. Wyik pomiaru szerokości akrętki M3, czyli S=(5,40±0,05)mm. Skala oiusza -odczyt dziesiątych i setych części mm Skala główa - odczyt w cm Rys.5: Zasada odczytu wyiku pomiaru szerokości a suwmiarce Obecie coraz częściej spotykae są przyrządy typu suwmiarki, kątomierze z elektroiczym odczytem. W tym przypadku ależy uwzględić dokładość podawaą przez produceta.. Na wykresach skalę dobierać tak, aby uzyskae krzywe zajmowały prawie cały dostępy obszar. Zaczyaie skali od zera ie jest koiecze!! 3. Każda oś a wykresie powia zawierać: podziałkę główą, podziałkę pomociczą, etykiety podziałek wraz z jedostkami oraz opisy osi. 4. Nie łączyć puktów pomiarowych odcikami tworząc w te sposób liię łamaą. Krzywa doświadczala zazwyczaj powia być przedstawioa jako liia gładka rysowaa tak, aby po obu jej stroach zajdowała się taka sama liczba puktów pomiarowych. W przypadku określeia badaej fukcji za pomocą regresji liiowej, ależy jej wykres zamieścić wraz z puktami doświadczalymi. 5. Przez pukty pomiarowe prowadzimy słupki iepewości (odciek o długości rówej podwojoej iepewości pomiarowej, ze środkiem w pukcie pomiarowym) lub otaczamy je prostokątami iepewości (środek w pukcie pomiarowym, a wymiary podwojoa iepewość pomiarowa). UWAGA: Przed przystąpieiem do wykoywaia zadaia laboratoryjego ależy zrozumieć badae zjawisko fizycze, metodę pomiaru oraz uświadomić sobie cel daego ćwiczeia. Dobre przygotowaie do działań jest podstawą do osiągięcia celu.
PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH
PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH POMIAR FIZYCZNY Pomiar bezpośredi to doświadczeie, w którym przy pomocy odpowiedich przyrządów mierzymy (tj. porówujemy
Bardziej szczegółowoMetrologia: miary dokładności. dr inż. Paweł Zalewski Akademia Morska w Szczecinie
Metrologia: miary dokładości dr iż. Paweł Zalewski Akademia Morska w Szczeciie Miary dokładości: Najczęściej rozkład pomiarów w serii wokół wartości średiej X jest rozkładem Gaussa: Prawdopodobieństwem,
Bardziej szczegółowoLaboratorium Fizyczne Inżynieria materiałowa. Publikacja współfinansowana ze środków Unii Europejskiej w ramach Europejskiego Funduszu Społecznego
Laboratorium Fizyczne Inżynieria materiałowa Publikacja współfinansowana ze środków Unii Europejskiej w ramach Europejskiego Funduszu Społecznego błąd pomiaru = x i x 0 Błędy pomiaru dzielimy na: Błędy
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA I ANALIZA DANYCH
TATYTYKA I ANALIZA DANYCH Zad. Z pewej partii włókie weły wylosowao dwie próbki włókie, a w każdej z ich zmierzoo średicę włókie różymi metodami. Otrzymao astępujące wyiki: I próbka: 50; średia średica
Bardziej szczegółowoOpracowanie danych pomiarowych. dla studentów realizujących program Pracowni Fizycznej
Opracowaie daych pomiarowych dla studetów realizujących program Pracowi Fizyczej Pomiar Działaie mające a celu wyzaczeie wielkości mierzoej.. Do pomiarów stosuje się przyrządy pomiarowe proste lub złożoe.
Bardziej szczegółowoA. Metody opracowania i analizy wyników pomiarów K.Kozłowski i R Zieliński I Laboratorium z Fizyki część 1 Wydawnictwo PG.
A. Metody opracowania i analizy wyników pomiarów K.Kozłowski i R Zieliński I Laboratorium z Fizyki część 1 Wydawnictwo PG. B. Metodyka wykonywania pomiarów oraz szacowanie niepewności pomiaru. Celem każdego
Bardziej szczegółowoPOLITECHNIKA OPOLSKA
POLITCHIKA OPOLSKA ISTYTUT AUTOMATYKI I IFOMATYKI LABOATOIUM MTOLOII LKTOICZJ 7. KOMPSATOY U P U. KOMPSATOY APIĘCIA STAŁO.. Wstęp... Zasada pomiaru metodą kompesacyją. Metoda kompesacyja pomiaru apięcia
Bardziej szczegółowoPodstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych (w zakresie materiału przedstawionego na wykładzie organizacyjnym)
Podstawy opracowaia wyików pomiarów z elemetami aalizepewości pomiarowych (w zakresie materiału przedstawioego a wykładzie orgaizacyjym) Pomiary Wyróżiamy dwa rodzaje pomiarów: pomiar bezpośredi, czyli
Bardziej szczegółowoBEATA BOCHENTYN, BOGUSŁAW KUSZ 2014 POLITECHNIKA GDAŃSKA
* BEATA BOCHENTYN, BOGUSŁAW KUSZ 014 POLITECHNIKA GDAŃSKA Publikacja współfiasowaa ze środków Uii Europejskiej w ramach Europejskiego Fuduszu Społeczego METODYKA WYKONYWANIA POMIARÓW ORAZ OCENA NIEPEWNOŚCI
Bardziej szczegółowoPodstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych
Podstawy opracowaia wyików pomiarów z elemetami aalizepewości pomiarowych w zakresie materiału przedstawioego a wykładzie orgaizacyjym Pomiary Wyróżiamy dwa rodzaje pomiarów: pomiar bezpośredi, czyli doświadczeie,
Bardziej szczegółowoEstymacja przedziałowa
Metody probabilistycze i statystyka Estymacja przedziałowa Dr Joaa Baaś Zakład Badań Systemowych Istytut Sztuczej Iteligecji i Metod Matematyczych Wydział Iformatyki Politechiki Szczecińskiej Metody probabilistycze
Bardziej szczegółowoĆwiczenia rachunkowe TEST ZGODNOŚCI χ 2 PEARSONA ROZKŁAD GAUSSA
Aaliza iepewości pomiarowych w esperymetach fizyczych Ćwiczeia rachuowe TEST ZGODNOŚCI χ PEARSONA ROZKŁAD GAUSSA UWAGA: Na stroie, z tórej pobrałaś/pobrałeś istrucję zajduje się gotowy do załadowaia arusz
Bardziej szczegółowoRachunek prawdopodobieństwa i statystyka W12: Statystyczna analiza danych jakościowych. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok 407 adan@agh.edu.
Rachuek prawdopodobieństwa i statystyka W12: Statystycza aaliza daych jakościowych Dr Aa ADRIAN Paw B5, pok 407 ada@agh.edu.pl Wprowadzeie Rozróżia się dwa typy daych jakościowych: Nomiale jeśli opisują
Bardziej szczegółowoMetodyka wykonywania pomiarów oraz ocena niepewności i błędów pomiaru
Nie tylko dla studentów JAKOŚĆ BADAŃ Metodyka wykonywania pomiarów oraz ocena niepewności i błędów pomiaru Beata Bochentyn, Bogusław Kusz* Celem każdego ćwiczenia w laboratorium studenckim jest zmierzenie
Bardziej szczegółowoĆwiczenia nr 5. TEMATYKA: Regresja liniowa dla prostej i płaszczyzny
TEMATYKA: Regresja liiowa dla prostej i płaszczyzy Ćwiczeia r 5 DEFINICJE: Regresja: metoda statystycza pozwalająca a badaie związku pomiędzy wielkościami daych i przewidywaie a tej podstawie iezaych wartości
Bardziej szczegółowoĆwiczenie nr 14. Porównanie doświadczalnego rozkładu liczby zliczeń w zadanym przedziale czasu z rozkładem Poissona
Ćwiczeie r 4 Porówaie doświadczalego rozkładu liczby zliczeń w zadaym przedziale czasu z rozkładem Poissoa Studeta obowiązuje zajomość: Podstawowych zagadień z rachuku prawdopodobieństwa, Zajomość rozkładów
Bardziej szczegółowoINSTRUKCJA NR 06-2 POMIARY TEMPA METABOLIZMU METODĄ TABELARYCZNĄ
LABORATORIUM OCHRONY ŚRODOWISKA - SYSTEM ZARZĄDZANIA JAKOŚCIĄ - INSTRUKCJA NR 06- POMIARY TEMPA METABOLIZMU METODĄ TABELARYCZNĄ 1. Cel istrukcji Celem istrukcji jest określeie metodyki postępowaia w celu
Bardziej szczegółowoNiepewności pomiarowe
Niepewości pomiarowe Obserwacja, doświadczeie, pomiar Obserwacja zjawisk fizyczych polega a badaiu ych zjawisk w warukach auralych oraz a aalizie czyików i waruków, od kórych zjawiska e zależą. Waruki
Bardziej szczegółowoPOMIARY WARSZTATOWE. D o u ż y t k u w e w n ę t r z n e g o. Katedra Inżynierii i Aparatury Przemysłu Spożywczego. Ćwiczenia laboratoryjne
D o u ż y t k u w e w ę t r z e g o Katedra Iżyierii i Aparatury Przemysłu Spożywczego POMIARY WARSZTATOWE Ćwiczeia laboratoryje Opracowaie: Urszula Goik, Maciej Kabziński Kraków, 2015 1 SUWMIARKI Suwmiarka
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA OPISOWA WYKŁAD 1 i 2
STATYSTYKA OPISOWA WYKŁAD i 2 Literatura: Marek Cieciura, Jausz Zacharski, Metody probabilistycze w ujęciu praktyczym, L. Kowalski, Statystyka, 2005 2 Statystyka to dyscyplia aukowa, której zadaiem jest
Bardziej szczegółowoJak obliczać podstawowe wskaźniki statystyczne?
Jak obliczać podstawowe wskaźiki statystycze? Przeprowadzoe egzamiy zewętrze dostarczają iformacji o tym, jak ucziowie w poszczególych latach opaowali umiejętości i wiadomości określoe w stadardach wymagań
Bardziej szczegółowo1. Wnioskowanie statystyczne. Ponadto mianem statystyki określa się także funkcje zmiennych losowych o
1. Wioskowaie statystycze. W statystyce idetyfikujemy: Cecha-Zmiea losowa Rozkład cechy-rozkład populacji Poadto miaem statystyki określa się także fukcje zmieych losowych o tym samym rozkładzie. Rozkłady
Bardziej szczegółowoKURS STATYSTYKA. Lekcja 3 Parametryczne testy istotności ZADANIE DOMOWE. Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 3 Parametrycze testy istotości ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Stroa Część : TEST Zazacz poprawą odpowiedź (tylko jeda jest prawdziwa). Pytaie Statystykę moża rozumieć jako: a) próbkę
Bardziej szczegółowoSTATYSTYCZNA OCENA WYNIKÓW POMIARÓW.
Statytycza ocea wyików pomiaru STATYSTYCZNA OCENA WYNIKÓW POMIARÓW CEL ĆWICZENIA Celem ćwiczeia jet: uświadomieie tudetom, że każdy wyik pomiaru obarczoy jet błędem o ie zawze zaej przyczyie i wartości,
Bardziej szczegółowoStatystyka opisowa. () Statystyka opisowa 24 maja / 8
Część I Statystyka opisowa () Statystyka opisowa 24 maja 2010 1 / 8 Niech x 1, x 2,..., x będą wyikami pomiarów, p. temperatury, ciśieia, poziomu rzeki, wielkości ploów itp. Przykład 1: wyiki pomiarów
Bardziej szczegółowoLaboratorium Sensorów i Pomiarów Wielkości Nieelektrycznych. Ćwiczenie nr 1
1. Cel ćwiczeia: Laboratorium Sesorów i Pomiarów Wielkości Nieelektryczych Ćwiczeie r 1 Pomiary ciśieia Celem ćwiczeia jest zapozaie się z kostrukcją i działaiem czujików ciśieia. W trakcie zajęć laboratoryjych
Bardziej szczegółowoMiary położenia (tendencji centralnej) to tzw. miary przeciętne charakteryzujące średni lub typowy poziom wartości cechy.
MIARY POŁOŻENIA I ROZPROSZENIA WYNIKÓW SERII POMIAROWYCH Miary położeia (tedecji cetralej) to tzw. miary przecięte charakteryzujące średi lub typowy poziom wartości cechy. Średia arytmetycza: X i 1 X i,
Bardziej szczegółowoMATEMATYKA (poziom podstawowy) przykładowy arkusz maturalny wraz ze schematem oceniania dla klasy II Liceum
MATEMATYKA (poziom podstawowy) przykładowy arkusz maturaly wraz ze schematem oceiaia dla klasy II Liceum Propozycja zadań maturalych sprawdzających opaowaie wiadomości i umiejętości matematyczych z zakresu
Bardziej szczegółowoZAGADNIENIE ESTYMACJI. ESTYMACJA PUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA
ZAGADNIENIE ESTYMACJI. ESTYMACJA PUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA Mamy populację geeralą i iteresujemy się pewą cechą X jedostek statystyczych, a dokładiej pewą charakterystyką liczbową θ tej cechy (p. średią wartością
Bardziej szczegółowo3. Regresja liniowa Założenia dotyczące modelu regresji liniowej
3. Regresja liiowa 3.. Założeia dotyczące modelu regresji liiowej Aby moża było wykorzystać model regresji liiowej, muszą być spełioe astępujące założeia:. Relacja pomiędzy zmieą objaśiaą a zmieymi objaśiającymi
Bardziej szczegółowoJarosław Wróblewski Analiza Matematyczna 1, zima 2016/17
Egzami, 18.02.2017, godz. 9:00-11:30 Zadaie 1. (22 pukty) W każdym z zadań 1.1-1.10 podaj w postaci uproszczoej kresy zbioru oraz apisz, czy kresy ależą do zbioru (apisz TAK albo NIE, ewetualie T albo
Bardziej szczegółowo3. Tworzenie próby, błąd przypadkowy (próbkowania) 5. Błąd standardowy średniej arytmetycznej
PODSTAWY STATYSTYKI 1. Teoria prawdopodobieństwa i elemety kombiatoryki 2. Zmiee losowe i ich rozkłady 3. Populacje i próby daych, estymacja parametrów 4. Testowaie hipotez 5. Testy parametrycze 6. Testy
Bardziej szczegółowoModele tendencji rozwojowej STATYSTYKA OPISOWA. Dr Alina Gleska. Instytut Matematyki WE PP. 18 listopada 2017
STATYSTYKA OPISOWA Dr Alia Gleska Istytut Matematyki WE PP 18 listopada 2017 1 Metoda aalitycza Metoda aalitycza przyjmujemy założeie, że zmiay zjawiska w czasie moża przedstawić jako fukcję zmieej czasowej
Bardziej szczegółowoZeszyty naukowe nr 9
Zeszyty aukowe r 9 Wyższej Szkoły Ekoomiczej w Bochi 2011 Piotr Fijałkowski Model zależości otowań giełdowych a przykładzie otowań ołowiu i spółki Orzeł Biały S.A. Streszczeie Niiejsza praca opisuje próbę
Bardziej szczegółowoLista 6. Estymacja punktowa
Estymacja puktowa Lista 6 Model metoda mometów, rozkład ciągły. Zadaie. Metodą mometów zaleźć estymator iezaego parametru a w populacji jedostajej a odciku [a, a +. Czy jest to estymator ieobciążoy i zgody?
Bardziej szczegółowoO pewnych zastosowaniach rachunku różniczkowego funkcji dwóch zmiennych w ekonomii
O pewych zastosowaiach rachuku różiczkowego fukcji dwóch zmieych w ekoomii 1 Wielkość wytwarzaego dochodu arodowego D zależa jest od wielkości produkcyjego majątku trwałego M i akładów pracy żywej Z Fukcję
Bardziej szczegółowo( 0) ( 1) U. Wyznaczenie błędów przesunięcia, wzmocnienia i nieliniowości przetwornika C/A ( ) ( )
Wyzaczeie błędów przesuięcia, wzmocieia i ieliiowości przetworika C/A Celem ćwiczeia jest wyzaczeie błędów przesuięcia, wzmocieia i ieliiowości przetworika C/A. Zając wartości teoretycze (omiale) i rzeczywiste
Bardziej szczegółowoI PRACOWNIA FIZYCZNA, UMK TORUŃ WYZNACZANIE PRZYSPIESZENIA ZIEMSKIEGO ZA POMOCĄ WAHADŁA RÓŻNICOWEGO
I PRACOWNIA FIZYCZNA, UMK TORUŃ Istrukcja do ćwiczeia r WYZNACZANIE PRZYSPIESZENIA ZIEMSKIEGO ZA POMOCĄ WAHADŁA RÓŻNICOWEGO Istrukcję wykoał Mariusz Piwiński I. Cel ćwiczeia. pozaie ruchu harmoiczeo oraz
Bardziej szczegółowoAnaliza wyników symulacji i rzeczywistego pomiaru zmian napięcia ładowanego kondensatora
Aaliza wyików symulacji i rzeczywistego pomiaru zmia apięcia ładowaego kodesatora Adrzej Skowroński Symulacja umożliwia am przeprowadzeie wirtualego eksperymetu. Nie kostruując jeszcze fizyczego urządzeia
Bardziej szczegółowoINSTRUKCJA DO ĆWICZEŃ LABORATORYJNYCH Z WYTRZYMAŁOŚCI MATERIAŁÓW
INSTYTUT MASZYN I URZĄDZEŃ ENERGETYCZNYCH Politechika Śląska w Gliwicach INSTRUKCJA DO ĆWICZEŃ LABORATORYJNYCH Z WYTRZYMAŁOŚCI MATERIAŁÓW BADANIE ODKSZTAŁCEŃ SPRĘŻYNY ŚRUBOWEJ Opracował: Dr iż. Grzegorz
Bardziej szczegółowoPodstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych
Podstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych dla studentów Chemii (2018) Autor prezentacji :dr hab. Paweł Korecki dr Szymon Godlewski e-mail: szymon.godlewski@uj.edu.pl
Bardziej szczegółowoTRANZYSTORY POLOWE JFET I MOSFET
POLTECHNKA RZEZOWKA Kaedra Podsaw Elekroiki srukcja Nr5 F 00/003 sem. lei TRANZYTORY POLOWE JFET MOFET Cel ćwiczeia: Pomiar podsawowych charakerysyk i wyzaczeie paramerów określających właściwości razysora
Bardziej szczegółowoStruktura czasowa stóp procentowych (term structure of interest rates)
Struktura czasowa stóp procetowych (term structure of iterest rates) Wysokość rykowych stóp procetowych Na ryku istieje wiele różorodych stóp procetowych. Poziom rykowej stopy procetowej (lub omialej stopy,
Bardziej szczegółowoBADANIA DOCHODU I RYZYKA INWESTYCJI
StatSoft Polska, tel. () 484300, (60) 445, ifo@statsoft.pl, www.statsoft.pl BADANIA DOCHODU I RYZYKA INWESTYCJI ZA POMOCĄ ANALIZY ROZKŁADÓW Agieszka Pasztyła Akademia Ekoomicza w Krakowie, Katedra Statystyki;
Bardziej szczegółowoNiepewność pomiaru. Wynik pomiaru X jest znany z możliwa do określenia niepewnością. jest bledem bezwzględnym pomiaru
iepewność pomiaru dokładność pomiaru Wynik pomiaru X jest znany z możliwa do określenia niepewnością X p X X X X X jest bledem bezwzględnym pomiaru [ X, X X ] p Przedział p p nazywany jest przedziałem
Bardziej szczegółowoWstęp do teorii niepewności pomiaru. Danuta J. Michczyńska Adam Michczyński
Wstęp do teorii niepewności pomiaru Danuta J. Michczyńska Adam Michczyński Podstawowe informacje: Strona Politechniki Śląskiej: www.polsl.pl Instytut Fizyki / strona własna Instytutu / Dydaktyka / I Pracownia
Bardziej szczegółowoSYSTEM OCENY STANU NAWIERZCHNI SOSN ZASADY POMIARU I OCENY STANU RÓWNOŚCI PODŁUŻNEJ NAWIERZCHNI BITUMICZNYCH W SYSTEMIE OCENY STANU NAWIERZCHNI SOSN
ZAŁĄCZNIK B GENERALNA DYREKCJA DRÓG PUBLICZNYCH Biuro Studiów Sieci Drogowej SYSTEM OCENY STANU NAWIERZCHNI SOSN WYTYCZNE STOSOWANIA - ZAŁĄCZNIK B ZASADY POMIARU I OCENY STANU RÓWNOŚCI PODŁUŻNEJ NAWIERZCHNI
Bardziej szczegółowoL.Kowalski zadania ze statystyki matematycznej-zestaw 3 ZADANIA - ZESTAW 3
L.Kowalski zadaia ze statystyki matematyczej-zestaw 3 ZADANIA - ZESTAW 3 Zadaie 3. Cecha X populacji ma rozkład N m,. Z populacji tej pobrao próbę 7 elemetową i otrzymao wyiki x7 = 9, 3, s7 =, 5 a Na poziomie
Bardziej szczegółowoMateriał ćwiczeniowy z matematyki Marzec 2012
Materiał ćwiczeiowy z matematyki Marzec 0 Klucz puktowaia do zadań zamkiętych oraz schemat oceiaia do zadań otwartych POZIOM PODSTAWOWY Marzec 0 Klucz puktowaia do zadań zamkiętych Nr zad 3 5 6 7 8 9 0
Bardziej szczegółowoX i. X = 1 n. i=1. wartość tej statystyki nazywana jest wartością średnią empiryczną i oznaczamy ją symbolem x, przy czym x = 1. (X i X) 2.
Zagadieia estymacji Puktem wyjścia badaia statystyczego jest wylosowaie z całej populacji pewej skończoej liczby elemetów i zbadaie ich ze względu a zmieą losową cechę X Uzyskae w te sposób wartości x,
Bardziej szczegółowoVII MIĘDZYNARODOWA OLIMPIADA FIZYCZNA (1974). Zad. teoretyczne T3.
KOOF Szczeci: www.of.szc.pl VII MIĘDZYNAODOWA OLIMPIADA FIZYCZNA (1974). Zad. teoretycze T3. Źródło: Komitet Główy Olimpiady Fizyczej; Olimpiada Fizycza XXIII XXIV, WSiP Warszawa 1977 Autor: Waldemar Gorzkowski
Bardziej szczegółowoLABORATORIUM METROLOGII
AKADEMIA MORSKA W SZCZECINIE Cetrum Iżyierii Ruchu Morskiego LABORATORIUM METROLOGII Ćwiczeie 5 Aaliza statystycza wyików pomiarów pozycji GNSS Szczeci, 010 Zespół wykoawczy: Dr iż. Paweł Zalewski Mgr
Bardziej szczegółowo2. ANALIZA BŁĘDÓW I NIEPEWNOŚCI POMIARÓW
. ANALIZA BŁĘDÓW I NIEPEWNOŚCI POMIARÓW Z powodu iedokładości przyrządów i metod pomiarowych, iedoskoałości zmysłów, iekotrolowaej zmieości waruków otoczeia (wielkości wpływających) i iych przyczy, wyik
Bardziej szczegółowoLABORATORIUM Z FIZYKI
LABORATORIUM Z FIZYKI LABORATORIUM Z FIZYKI I PRACOWNIA FIZYCZNA C w Gliwicach Gliwice, ul. Konarskiego 22, pokoje 52-54 Regulamin pracowni i organizacja zajęć Sprawozdanie (strona tytułowa, karta pomiarowa)
Bardziej szczegółowoPodstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych
Podstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych dla studentów Chemii 2007 Paweł Korecki 2013 Andrzej Kapanowski Po co jest Pracownia Fizyczna? 1. Obserwacja zjawisk i
Bardziej szczegółowoZadanie 3. Na jednym z poniższych rysunków przedstawiono fragment wykresu funkcji. Wskaż ten rysunek.
FUNKCJA KWADRATOWA. Zadaia zamkięte. Zadaie. Wierzchołek paraboli, która jest wykresem fukcji f ( x) ( x ) ma współrzęde: A. ( ; ) B. ( ; ) C. ( ; ) D. ( ; ) Zadaie. Zbiorem rozwiązań ierówości: (x )(x
Bardziej szczegółowoKorelacja i regresja. Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych. Wykład 12
Wykład Korelacja i regresja Dr Joaa Baaś Zakład Badań Systemowych Istytut Sztuczej Iteligecji i Metod Matematyczych Wydział Iformatyki Politechiki Szczecińskiej Wykład 8. Badaie statystycze ze względu
Bardziej szczegółowoWpływ warunków eksploatacji pojazdu na charakterystyki zewnętrzne silnika
POLITECHNIKA BIAŁOSTOCKA WYDZIAŁ MECHANICZNY Katedra Budowy i Eksploatacji Maszy Istrukcja do zajęć laboratoryjych z przedmiotu: EKSPLOATACJA MASZYN Wpływ waruków eksploatacji pojazdu a charakterystyki
Bardziej szczegółowoElementy modelowania matematycznego
Elemety modelowaia matematyczego Wstęp Jakub Wróblewski jakubw@pjwstk.edu.pl http://zajecia.jakubw.pl/ TEMATYKA PRZEDMIOTU Modelowaie daych (ilościowe): Metody statystycze: estymacja parametrów modelu,
Bardziej szczegółowoEgzamin maturalny z matematyki CZERWIEC 2011
Egzami maturaly z matematyki CZERWIEC 0 Klucz puktowaia do zadań zamkiętych oraz schemat oceiaia do zadań otwartych POZIOM PODSTAWOWY Poziom podstawowy czerwiec 0 Klucz puktowaia do zadań zamkiętych Nr
Bardziej szczegółowoZnajdowanie pozostałych pierwiastków liczby zespolonej, gdy znany jest jeden pierwiastek
Zajdowaie pozostałych pierwiastków liczby zespoloej, gdy zay jest jede pierwiastek 1 Wprowadzeie Okazuje się, że gdy zamy jede z pierwiastków stopia z liczby zespoloej z, to pozostałe pierwiastki możemy
Bardziej szczegółowoStatystyka i Opracowanie Danych. W7. Estymacja i estymatory. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407
Statystyka i Opracowaie Daych W7. Estymacja i estymatory Dr Aa ADRIAN Paw B5, pok407 ada@agh.edu.pl Estymacja parametrycza Podstawowym arzędziem szacowaia iezaego parametru jest estymator obliczoy a podstawie
Bardziej szczegółowoOBLICZENIE SIŁ WEWNĘTRZNYCH DLA BELKI SWOBODNIE PODPARTEJ SWOBODNIE PODPARTEJ ALGORYTM DO PROGRAMU MATHCAD
OBLICZENIE SIŁ WEWNĘTRZNYCH DLA BELKI ALGORYTM DO PROGRAMU MATHCAD 1 PRAWA AUTORSKIE BUDOWNICTWOPOLSKIE.PL GRUDZIEŃ 2010 Rozpatrujemy belkę swobodie podpartą obciążoą siłą skupioą, obciążeiem rówomierie
Bardziej szczegółowoArkusz ćwiczeniowy z matematyki Poziom podstawowy ZADANIA ZAMKNIĘTE. W zadaniach od 1. do 21. wybierz i zaznacz poprawną odpowiedź. 1 C. 3 D.
Arkusz ćwiczeiowy z matematyki Poziom podstawowy ZADANIA ZAMKNIĘTE W zadaiach od. do. wybierz i zazacz poprawą odpowiedź. Zadaie. ( pkt) Liczbę moża przedstawić w postaci A. 8. C. 4 8 D. 4 Zadaie. ( pkt)
Bardziej szczegółowoCharakterystyki liczbowe zmiennych losowych: wartość oczekiwana i wariancja
Charakterystyki liczbowe zmieych losowych: wartość oczekiwaa i wariacja dr Mariusz Grządziel Wykłady 3 i 4;,8 marca 24 Wartość oczekiwaa zmieej losowej dyskretej Defiicja. Dla zmieej losowej dyskretej
Bardziej szczegółowo14. RACHUNEK BŁĘDÓW *
4. RACHUNEK BŁĘDÓW * Błędy, które pojawiają się w czasie doświadczeia mogą mieć włase źródła. Są imi błędy związae z błędą kalibracją torów pomiarowych, szumy, czas reagowaia przyrządu, ograiczeia kostrukcyje,
Bardziej szczegółowoELEKTROTECHNIKA I ELEKTRONIKA
UNIWERSYTET TECHNOLOGICZNO-PRZYRODNICZY W BYDGOSZCZY WYDZIAŁ INŻYNIERII MECHANICZNEJ INSTYTUT EKSPLOATACJI MASZYN I TRANSPORTU ZAKŁAD STEROWANIA ELEKTROTECHNIKA I ELEKTRONIKA ĆWICZENIE: E20 BADANIE UKŁADU
Bardziej szczegółowoWYDZIAŁ ELEKTRYCZNY POLITECHNIKI WARSZAWSKIEJ INSTYTUT ELEKTROENERGETYKI ZAKŁAD ELEKTROWNI I GOSPODARKI ELEKTROENERGETYCZNEJ
WYDZIAŁ ELEKTRYCZNY POLITECHNIKI WARSZAWSKIEJ INSTYTUT ELEKTROENERGETYKI ZAKŁAD ELEKTROWNI I GOSPODARKI ELEKTROENERGETYCZNEJ LABORATORIUM RACHUNEK EKONOMICZNY W ELEKTROENERGETYCE INSTRUKCJA DO ĆWICZENIA
Bardziej szczegółowoFundamentalna tabelka atomu. eureka! to odkryli. p R = nh -
TEKST TRUDNY Postulat kwatowaia Bohra, czyli założoy ad hoc związek pomiędzy falą de Broglie a a geometryczymi własościami rozważaego problemu, pozwolił bez większych trudości teoretyczie przewidzieć rozmiary
Bardziej szczegółowoSTATYSTKA I ANALIZA DANYCH LAB II
STATYSTKA I ANALIZA DANYCH LAB II 1. Pla laboratorium II rozkłady prawdopodobieństwa Rozkłady prawdopodobieństwa dwupuktowy, dwumiaowy, jedostajy, ormaly. Związki pomiędzy rozkładami prawdopodobieństw.
Bardziej szczegółowoWYZNACZENIE CHARAKTERYSTYK STATYCZNYCH PRZETWORNIKÓW POMIAROWYCH
Zakład Metrologii i Systemów Pomiarowych P o l i t e c h i k a P o z ańska ul. Jaa Pawła II 4 60-96 POZNAŃ (budyek Cetrum Mechatroiki, Biomechaiki i Naoiżerii) www.zmisp.mt.put.poza.pl tel. +48 6 66 3
Bardziej szczegółowoNumeryczny opis zjawiska zaniku
FOTON 8, iosa 05 7 Numeryczy opis zjawiska zaiku Jerzy Giter ydział Fizyki U Postawieie problemu wielu zagadieiach z różych działów fizyki spotykamy się z astępującym problemem: zmiay w czasie t pewej
Bardziej szczegółowoSIGMA KWADRAT LUBELSKI KONKURS STATYSTYCZNO- DEMOGRAFICZNY
SIGMA KWADRAT LUBELSKI KONKURS STATYSTYCZNO- DEMOGRAFICZNY Weryfikacja hipotez statystyczych WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE Wioskowaie statystycze, to proces uogóliaia wyików uzyskaych a podstawie próby a całą
Bardziej szczegółowo40:5. 40:5 = 500000υ5 5p 40, 40:5 = 500000 5p 40.
Portfele polis Poieważ składka jest ustalaa jako wartość oczekiwaa rzeczywistego, losowego kosztu ubezpieczeia, więc jest tym bliższa średiej wydatków im większa jest liczba ubezpieczoych Polisy grupuje
Bardziej szczegółowoKADD Metoda najmniejszych kwadratów
Metoda ajmiejszych kwadratów Pomiary bezpośredie o rówej dokładości o różej dokładości średia ważoa Pomiary pośredie Zapis macierzowy Dopasowaie prostej Dopasowaie wielomiau dowolego stopia Dopasowaie
Bardziej szczegółowoMetoda łączona. Wykład 7 Dwie niezależne próby. Standardowy błąd dla różnicy dwóch średnich. Metoda zwykła (niełączona) n2 2
Wykład 7 Dwie iezależe próby Często porówujemy wartości pewej zmieej w dwóch populacjach. Przykłady: Grupa zabiegowa i kotrola Lekarstwo a placebo Pacjeci biorący dwa podobe lekarstwa Mężczyźi a kobiety
Bardziej szczegółowoWykład 5 Przedziały ufności. Przedział ufności, gdy znane jest σ. Opis słowny / 2
Wykład 5 Przedziały ufości Zwykle ie zamy parametrów populacji, p. Chcemy określić a ile dokładie y estymuje Kostruujemy przedział o środku y, i taki, że mamy 95% pewości, że zawiera o Nazywamy go 95%
Bardziej szczegółowoINWESTYCJE MATERIALNE
OCENA EFEKTYWNOŚCI INWESTYCJI INWESTCJE: proces wydatkowaia środków a aktywa, z których moża oczekiwać dochodów pieiężych w późiejszym okresie. Każde przedsiębiorstwo posiada pewą liczbę możliwych projektów
Bardziej szczegółowoOBLICZANIE 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 szczegółowoElementy statystyki opisowej Izolda Gorgol wyciąg z prezentacji (wykład I)
Elemety statystyki opisowej Izolda Gorgol wyciąg z prezetacji (wykład I) Populacja statystycza, badaie statystycze Statystyka matematycza zajmuje się opisywaiem i aalizą zjawisk masowych za pomocą metod
Bardziej szczegółowoStatystyczny opis danych - parametry
Statystyczy opis daych - parametry Ozaczeia żółty owe pojęcie czerwoy, podkreśleie uwaga * materiał adobowiązkowy Aa Rajfura, Matematyka i statystyka matematycza a kieruku Rolictwo SGGW Zagadieia. Idea
Bardziej szczegółowoMetody numeryczne Laboratorium 5 Info
Metody umerycze Laboratorium 5 Ifo Aproksymacja - proces określaia rozwiązań przybliżoych a podstawie rozwiązań zaych, które są bliskie rozwiązaiom dokładym w ściśle sprecyzowaym sesie. Metoda ajmiejszych
Bardziej szczegółowoTrzeba pokazać, że dla każdego c 0 c Mc 0. ) = oraz det( ) det( ) det( ) jest macierzą idempotentną? Proszę odpowiedzieć w
Zad Dae są astępujące macierze: A =, B, C, D, E 0. 0 = = = = 0 Wykoaj astępujące działaia: a) AB, BA, C+E, DE b) tr(a), tr(ed), tr(b) c) det(a), det(c), det(e) d) A -, C Jeśli działaia są iewykoale, to
Bardziej szczegółowoStatystyczne Metody Opracowania Wyników Pomiarów
Statystyczne Metody Opracowania Wyników Pomiarów dla studentów Ochrony Środowiska Teresa Jaworska-Gołąb 2017/18 Co czytać [1] H. Szydłowski, Pracownia fizyczna, PWN, Warszawa 1999. [2] A. Zięba, Analiza
Bardziej szczegółowoEgzaminy. na wyższe uczelnie 2003. zadania
zadaia Egzamiy wstępe a wyższe uczelie 003 I. Akademia Ekoomicza we Wrocławiu. Rozwiąż układ rówań Æ_ -9 y - 5 _ y = 5 _ -9 _. Dla jakiej wartości parametru a suma kwadratów rozwiązań rzeczywistych rówaia
Bardziej szczegółowoMETODY NUMERYCZNE dr inż. Mirosław Dziewoński
Metody Numerycze METODY NUMERYCZNE dr iż. Mirosław Dziewoński e-mail: miroslaw.dziewoski@polsl.pl Pok. 151 Wykład /1 Metody Numerycze Aproksymacja fukcji jedej zmieej Wykład / Aproksymacja fukcji jedej
Bardziej szczegółowoProjekt Inżynier mechanik zawód z przyszłością współfinansowany ze środków Unii Europejskiej w ramach Europejskiego Funduszu Społecznego
Zajęcia wyrówawcze z fizyki -Zestaw 5 -Teoria Optyka geometrycza i optyka falowa. Prawo odbicia i prawo załamaia światła, Bieg promiei świetlych w pryzmacie, soczewki i zwierciadła. Zjawisko dyfrakcji
Bardziej szczegółowoKolorowanie Dywanu Sierpińskiego. Andrzej Szablewski, Radosław Peszkowski
olorowaie Dywau ierpińskiego Adrzej zablewski, Radosław Peszkowski pis treści stęp... Problem kolorowaia... Róże rodzaje kwadratów... osekwecja atury fraktalej...6 zory rekurecyje... Przekształcaie rekurecji...
Bardziej szczegółowoBadanie efektu Halla w półprzewodniku typu n
Badaie efektu alla w ółrzewodiku tyu 35.. Zasada ćwiczeia W ćwiczeiu baday jest oór elektryczy i aięcie alla w rostoadłościeej róbce kryształu germau w fukcji atężeia rądu, ola magetyczego i temeratury.
Bardziej szczegółowoPodstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności statystycznych
Podstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności statystycznych Dr inż. Marcin Zieliński I Pracownia Fizyczna dla Biotechnologii, wtorek 8:00-10:45 Konsultacje Zakład Fizyki Jądrowej
Bardziej szczegółowo2. Schemat ideowy układu pomiarowego
1. Wiadomości ogóle o prostowikach sterowaych Układy prostowikowe sterowae są przekształtikami sterowaymi fazowo. UmoŜliwiają płya regulację średiej wartości apięcia wyprostowaego, a tym samym średiej
Bardziej szczegółowoO trzech elementarnych nierównościach i ich zastosowaniach przy dowodzeniu innych nierówności
Edward Stachowski O trzech elemetarych ierówościach i ich zastosowaiach przy dowodzeiu iych ierówości Przy dowodzeiu ierówości stosujemy elemetare przejścia rówoważe, przeprowadzamy rozumowaie typu: jeżeli
Bardziej szczegółowoWERSJA TESTU A. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LX Egzamin dla Aktuariuszy z 28 maja 2012 r. Część I. Matematyka finansowa
Matematyka fiasowa 8.05.0 r. Komisja Egzamiacyja dla Aktuariuszy LX Egzami dla Aktuariuszy z 8 maja 0 r. Część I Matematyka fiasowa WERJA EU A Imię i azwisko osoby egzamiowaej:... Czas egzamiu: 00 miut
Bardziej szczegółowoPierwiastki z liczby zespolonej. Autorzy: Agnieszka Kowalik
Pierwiastki z liczby zespoloej Autorzy: Agieszka Kowalik 09 Pierwiastki z liczby zespoloej Autor: Agieszka Kowalik DEFINICJA Defiicja : Pierwiastek z liczby zespoloej Niech będzie liczbą aturalą. Pierwiastkiem
Bardziej szczegółowoPODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH
PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH Dr Benedykt R. Jany I Pracownia Fizyczna Ochrona Środowiska grupa F1 Rodzaje Pomiarów Pomiar bezpośredni - bezpośrednio
Bardziej szczegółowoWykład. Inwestycja. Inwestycje. Inwestowanie. Działalność inwestycyjna. Inwestycja
Iwestycja Wykład Celowo wydatkowae środki firmy skierowae a powiększeie jej dochodów w przyszłości. Iwestycje w wyiku użycia środków fiasowych tworzą lub powiększają majątek rzeczowy, majątek fiasowy i
Bardziej szczegółowoZajęcia wprowadzające W-1 termin I temat: Sposób zapisu wyników pomiarów
wielkość mierzona wartość wielkości jednostka miary pomiar wzorce miary wynik pomiaru niedokładność pomiaru Zajęcia wprowadzające W-1 termin I temat: Sposób zapisu wyników pomiarów 1. Pojęcia podstawowe
Bardziej szczegółowoMINIMALIZACJA PUSTYCH PRZEBIEGÓW PRZEZ ŚRODKI TRANSPORTU
Przedmiot: Iformatyka w logistyce Forma: Laboratorium Temat: Zadaie 2. Automatyzacja obsługi usług logistyczych z wykorzystaiem zaawasowaych fukcji oprogramowaia Excel. Miimalizacja pustych przebiegów
Bardziej szczegółowo