Metodyka szacowania niepewnoci rozszerzonej. Opracował: mgr Mikołaj Kirpluk
|
|
- Małgorzata Kamińska
- 6 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Metodyka szacowaia ieewoci rozszerzoej Oracował: mgr Mikołaj Kirluk Jest to szacowaie ieewoci o asymetryczych graicach rzedziału ufoci wzgldem wartoci rediej, co wyika z faktu okrelaia wartoci rediej jako rediej eergetyczej.. redi oziom dwiku redi oziom dwiku (dla jedakowo rawdoodobych zdarze / omiarów obliczamy jako tzw. redi logarytmicz okrelo wzorem: r. lg 0 i i 0 0 [A]. Defiicja oziomu dwiku Poziom dwiku wyraoy w decybelach to 0 logarytmów dziesitych ze stosuku kwadratu ciieia akustyczego do kwadratu ciieia odiesieia rówego *0-5 Pa: 0 lg, 0 db gdzie: 0 - ciieie odiesieia *0-5 Pa (róg słyszeia dla 000 Hz [B] 3. redia eksozycja wzglda Przekształcajc wzory [A] i [B] otrzymujemy: 0 i i 0 [C] czyli warto oczekiwa dla wielkoci / 0 - eksozycji wzgldej (dla daego czasu omiaru - okrelo wzorem a redi arytmetycz, dla której s okreloe matematycze wzory statystycze. Ozaczajc wielko / 0 jako otrzymujemy: i i [D]
2 Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie Nieewo tyu A Nieewo tyu A (ozaczaa jako A dotyczy rozrzutu statystyczego wyików omiaru traktowaych jako zmiee losowe o astujcych cechach: idetycze rawdoodobiestwo zdarzeia - dla wartoci oczekiwaej okreloej jako redia arytmetycza, iezalee, owtarzale, omiar ie wływa a wyik. 4.. Nieewo wyiku rediej z serii omiarowej Nieewo tyu A okreleia oziomu imisji lub tła akustyczego a odstawie wykoaych omiarów elemetarych oblicza si według astujcych zasad: wyiki omiarów elemetarych oziomu dwiku wyraoe w db rzekształcamy do ostaci eksozycji wzgldej (ze wzoru [B]: i i i [] obliczamy warto redi (warto oczekiwa - według wzoru [D]: i i obliczamy estymat rediego odchyleie stadardowego s wartoci rediej zgodie ze wzorem: s ( ( r. i i [F] szacujemy ieewo a oziomie ufoci 95%, uzwgldiajc rozkład t-studeta, (wsółczyik τ( dla rzedziału dwustroego, tj. t 0,975 dla - stoi swobody korzystajc ze wzoru: A 95( τ ( s, [G] okrelamy rzedziałufoci a oziomie 95% dla eksozycji wzgldej jako: [ ] [ ( ] ( [H]
3 Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie obliczamy graice rzedziału ufoci, okreloego j.w., wyraajc je w wartociach oziomu dwiku A (a odstawie wzoru [B]: czyli: [ ( ] 0 lg[ ( ] 0 lg dol a _ graica góra _ graica [J] obliczamy wartoci ieewoci wartoci rediej dla oziomu dwiku: warto góra (ieewo dla wartoci wikszych od rediej i warto dola - - (ieewo dla wartoci miejszych od rediej okreloe wzgldem wartoci rediej dla oziomu dwiku dla wyej obliczoego rzedziału ufoci jako: [ ] [ ( ] ( i wyik wyraamy jako: [I] [K] (, - - [] Nieewo tyu A okreleia oziomu imisji lub tła akustyczego - szacowaie i situ a odstawie wykoaych omiarów elemetarych (metoda iyierska a odst.[] - wygoda do okrelaia iezbdej liczby omiarów elemetarych: ( q R gdzie: A,95 im / tlo 95 R - rozst omidzy ajwyszym a ajiszym wyikiem omiarów elemetarych i: R max ( i - mi ( i q 95 - wsółczyik rozkładu ord a dla oziomu ufoci 95% zaley od liczby wykoaych omiarów elemetarych: q 95,3 0,7 0,5 0,4 /3 0,3 /4 0, waga: tak okreloa ieewo dla rozstu db i liczby do 7 szacuje wartoci: z admiarem do 8% - z iedomiarem do 40% Dla wikszych rozstów iedokładoci si owikszaj.
4 Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie Nieewo wyiku obliczeia emisji Nieewo tyu A okreleia oziomu emisji a odstawie obliczoych wartoci redich oziomu imisji oraz tła akustyczego oblicza si według astujcych zasad: obliczamy warto emisji wyraoej jako eksozycja wzglda: em [M] im tlo _ akustycze WAGA: wyraajc to samo jako oziom dwiku, otrzymujemy zay wzór: em 0, _ 0 lg( 0 lg( 0 lg(0 im 0 tlo em im tlo _ akustycze 0, akustycze okrelamy błd wyiku emisji dla eksozycji wzgldej: [ ( ] [ ( ] A, 95( em im. tlo _ akustycze. [N] astie owtarzamy rocedur według wzorów od [H] do []. WAGA: W rzyadku róicy omidzy oziomem imisji a oziomem tła akustyczego owyej 0 db zgodie z metodyka omiarow [8] moa omi wływ tła akustyczego. Jedak wtedy aley uwzgldi błd zwizay z takim uroszczeiem (zawyeie wyiku emisji, który wyosi 0,5 db dla ww róicy 0 db, a 0, db dla róicy 5 db Nieewo wyiku obliczeia oziomu rówowaego Nieewo okreleia czasu Nieewo okreleia czasu trwaia sytuacji akustyczej dla której wykoao omiary elemetare, aley okrela według astujcych zasad: zdarzeie trwajce rzez cały ormatywy czas obserwacji - ieewo rówa 0, zdarzeia o cile okreloym czasie trwaia w ormatywym czasie obserwacji - ieewo rówa 0, zdarzeia o zmieym czasie trwaia w ormatywym czasie obserwacji - ieewo okrelaa zgodie z wytyczymi zawartymi w [5] dla modelu rostokta, gdzie dol i gór graic rzedziału zdarze staowi odowiedio miimaly i maksymaly czas trwaia sytuacji, a redi czas trwaia jest rzyjmoway jako redia arytmetycza z tych graic. Nieewo a oziomie ufoci 95% rzyjmuje si jako 95% odchyleia maksymalego od wartoci rediej w kad stro. w rzyadku sytuacji akustyczych, których czasy trwaia odlegaja iym rozkładom - aley zastosowa idywiduale odejcie.
5 Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie Nieewo okreleia oziomu rówowaego Nieewo tyu A okreleia oziomu rówowaego oblicza si a odstawie zaych udziałów emisji em dla kadej sytuacji akustyczej i czasów trwaia tych sytuacji wraz z odowiedimi ieewociami ( em. eksozycj wzgld rówowa dla m sytuacji akustyczych w ormatywym czasie obserwacji okrela si według wzoru dla eksozycji wzgldych: m eq k tk k WAGA: wyraajc to samo jako oziomy dwiku, otrzymujemy zay wzór a oziom rówoway: eq m m tk tk 0 lg( eq 0 lg( k 0 lg( k k [O] 0 okrela si ieewo eksozycji wzgldej rówowaej dla kadej sytuacji akustyczej: 0, k t 0,,95( t k A k ( k ( em 0 [P] okrela si ieewo wyikowej eksozycji wzgldej rówowaej dla sumy sytuacji akustyczych: m [ ( k ] A, 95 eq k ( [Q] astie owtarzamy rocedur według wzorów od [H] do [].
6 Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie Nieewo tyu B Nieewo tyu B (ozaczaa jako B jest zwizaa z iedokładoci rzyrzdów omiarowych, rocedur badawczych i rzyjmowaych modeli zjawisk akustyczych. Sosoby okrelaia tej ieewoci owoduj, e szacowaie ieewoci tyu B to bardziej sztuka dowiadczala i rzemiosło [4] i okrelamy j metodami iymi i statystyki matematyczej - odstaw dla tych szacuków s: - metryki, certyfikaty, - dae literaturowe, - wczeiej uzyskae dae omiarowe, - włase dowiadczeie i wiedza, - szczegółowa zajomo badaych zjawisk. Dla zaych ieewoci dla oziomów dwiku, ze wzoru [B] otrzymujemy wzory a ieewoci dla eksozycji wzgldych (w rzyadku ogólym: warto góra ieewoci dla eksozycji wzgldej: r. r. r warto dola ieewoci dla eksozycji wzgldej: [R] r r. r [R] Poiewa wystuje tu zaleo od aktualej wartoci oziomu dwiku, to wygodiejsz forma rzedstawiaia ieewoci tyu B bdzie ieewo wzglda (wzgldem wartoci eksozycji wzgldej dla eksozycji wzgldej (wzgldem kwadratu cisieia odiesieia 0 *0-5 Pa: warto góra ieewoci wzgldej dla eksozycji wzgldej: 0 0 [S] warto dola ieewoci wzgldej dla eksozycji wzgldej: 0 0 [S]
7 Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie Dla odaych / załooych / oszacowaych ieewoci tyu B wyraoych jako odchyleia oziomów dwiku otrzymujemy astujce ieewoci wzglde tyu B a oziomie ufoci 95% dla eksozycji wzgldych, rzy załoeiu takich samych odchyle, górego i dolego, dla oziomów dwiku: dla zjawiska, dla którego rozkład gstoci rawdoodobistwa jest modeloway rostoktem : ( ( ( 0 0 0,95 ( 0 0 [] dla zjawiska, dla którego rozkład gstoci rawdoodobistwa jest modeloway trójktem : ( ( ( ( 0 0,767 0 [] okreleie ieewoci wzgldej wyikowej tyu B dla w uwzgldioych czyików wymaga rzerowadzeia rachuków a eksozycjach wzgldych osobo dla graicy górej i dla graicy dolej: w B, 95( ( j j j w B, 95( ( j [V] [V]
8 Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie Majc wyikowe ieewoci wzglde dla eksozycji wzgldych moa te okreli wartoci ieewoci wyikowej (góra i dol dla oziomów dwiku: B 95 ( 0 lg (, [W] B 95 ( 0 lg (, [W] 6. Nieewo rozszerzoa Nieewo rozszerzoa okreloa dla oziomu ufoci 95% ( R,95 badaia hałasu jest skutkiem rozrzutu wyików omiarów badaego hałasu wraz z tłem akustyczym (imisja i tła akustyczego oraz iedokładoci zwizaej z wykorzystaym srztem omiarowym i zastosowaa rocedur omiarow: R, 95 gdzie: - ieewo tyu A zwizaa z rozrzutem wyików omiaru - ieewo tyu B zwizaa ze srztem i rocedur omiarow okreleie ieewoci rozszerzoej wymaga rzerowadzeia rachuków a eksozycjach wzgldych osobo dla graicy górej i dla graicy dolej: [ ( ] [ ( ] R, 95( eq eq [X] [ ( ] [ ( ] R, 95( eq eq [X] astie owtarzamy rocedur według wzorów od [H] do [] i otrzymujemy wyik wyraoy jako: eq ( R,95, - - R,95
9 Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie iteratura: [] "Statystyka w omiarach akustyczych - odstawy" Mikołaj Kirluk - referat oublikoway w Materiałach XXXIV Zimowej Szkoły Zagroe Wibroakustyczych (luty 006 [] Szacowaie Nieewoci Pomiarów Hałasu - wersja orawioa i uzuełioa, i. Dariusz Fugiel (arobrzeg, X 00 [3] Matematyka - Poradik ecykloedyczy - I.N.Brosztej, K.A.Siemiediajew (PWN, Warszawa 976 [4] Statystyka dla fizyków - Roma Nowak (Wydawictwo Naukowe PWN, Warszawa 00 ISBN [5] Wyraaie ieewoci omiaru. Przewodik. (GM, 999 ISBN x [6] ablice matematycze - raca zbiorowa od red. Witolda Mizierskiego (Wydawictwo Adamata, Warszawa 004 ISBN [7] Kombiatoryka i rachuek rawdoodobiestwa.gerstekor,.ródka (PWN, Warszawa 97 ISBN [8] załczik r 8 do rozorzdzeia Miistra rodowiska z dia 3 grudia 004 w srawie wymaga w zakresie rowadzeia omiarów wielkoci emisji (Dz.. Nr 83, oz. 84
Księga Jakości Laboratorium
16. Metodyka szacowaia ieewości rozszerzoej Oracował: mgr Jest to szacowaie ieewości o asymetryczych graicach rzedziału ufości względem wartości średiej, co wyika z faktu określaia wartości średiej jako
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA W POMIARACH AKUSTYCZNYCH - PODSTAWY
STATYSTYKA W POMIARACH AKUSTYCZNYCH - PODSTAWY mgr Mikołaj KIRPLUK NTL-M.Kirluk 00-76 Warszawa, ul.belwederska 3 m.6 www.tlmk.com tel.k.: 50 660 e-mail: mkirluk@tlmk.com. WSTĘP W związku z szeregiem wymagań
Bardziej szczegółowoRachunek prawdopodobieństwa i statystyka Wnioskowanie statystyczne. Estymacja i estymatory. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407
Rachek rawdoodobieństwa i statystyka Wioskowaie statystycze. Estymacja i estymatory Dr Aa ADRIAN Paw B5, ok407 ada@agh.ed.l Estymacja arametrycza Podstawowym arzędziem szacowaia iezaego arametr jest estymator
Bardziej szczegółowoLaboratorium Metrologii I Nr ćwicz. Opracowanie serii wyników pomiaru 4
Laboratorium Metrologii I olitechika Rzeszowska Zakład Metrologii i Systemów omiarowych Laboratorium Metrologii I Grua Nr ćwicz. Oracowaie serii wyików omiaru 4... kierowik...... 4... Data Ocea I. Cel
Bardziej szczegółowoInstrukcja do laboratorium z fizyki budowli. Ćwiczenie: Pomiar i ocena hałasu w pomieszczeniu
nstrukcja do laboratorium z fizyki budowli Ćwiczenie: Pomiar i ocena hałasu w omieszczeniu 1 1.Wrowadzenie. 1.1. Energia fali akustycznej. Podstawowym ojęciem jest moc akustyczna źródła, która jest miarą
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 szczegółowoKsięga Jakości Laboratorium
16.. Metodyka szacowaia iepewości typu A Opracował: mgr Jest to szacowaie iepewości o asymetryczych graicach przedziału ufości względem wartości średiej, co wyika z faktu określaia wartości średiej jako
Bardziej szczegółowoĆwiczenie 2 ESTYMACJA STATYSTYCZNA
Ćwiczeie ETYMACJA TATYTYCZNA Jest to metoda wioskowaia statystyczego. Umożliwia oszacowaie wartości iteresującego as parametru a podstawie badaia próbki. Estymacja puktowa polega a określeiu fukcji zwaej
Bardziej szczegółowolim a n Cigi liczbowe i ich granice
Cigi liczbowe i ich graice Cigiem ieskoczoym azywamy dowol fukcj rzeczywist okrelo a zbiorze liczb aturalych. Dla wygody zapisu, zamiast a() bdziemy pisa a. Elemet a azywamy -tym wyrazem cigu. Cig (a )
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 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 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 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 szczegółowoZatem przyszła wartość kapitału po 1 okresie kapitalizacji wynosi
Zatem rzyszła wartość kaitału o okresie kaitalizacji wyosi m k m* E Z E( m r) 2 Wielkość K iterretujemy jako umowa włatę, zastęującą w rówoważy sosób, w sesie kaitalizacji rostej, m włat w wysokości E
Bardziej szczegółowosą niezależnymi zmiennymi losowymi o jednakowym rozkładzie Poissona z wartością oczekiwaną λ równą 10. Obliczyć v = var( X
Prawdoodobieństwo i statystyka 5..008 r. Zadaie. Załóżmy że 3 są iezależymi zmieymi losowymi o jedakowym rozkładzie Poissoa z wartością oczekiwaą λ rówą 0. Obliczyć v = var( 3 + + + 3 = 9). (A) v = 0 (B)
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 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 szczegółowoPrzykład Zbiór {0, 2} jest podgrup grupy Z 4, bo elementem odwrotnym do liczby 2 jest ta sama liczba ((2 + 2)mod4 = 0).
Uzuełieia do rozdz. I Zbiór izometrii rzekształcajcych day rostokt ABCD, który ie jest kwadratem a siebie z działaiem składaia rzekształce jest gru abelow. Zbiór rozatrywaych izometrii składa si z elemetów:
Bardziej szczegółowoStatystyka opisowa. (n m n m 1 ) h (n m n m 1 ) + (n m n m+1 ) 2 +1), gdy n jest parzyste
Statystyka opisowa Miary statystycze: 1. miary położeia a) średia z próby x = 1 x = 1 x = 1 x i - szereg wyliczający x i i - szereg rozdzielczy puktowy x i i - szereg rozdzielczy przedziałowy, gdzie x
Bardziej szczegółowoWykład 10 Wnioskowanie o proporcjach
Wykład 0 Wioskowaie o roorcjach. Wioskowaie o ojedyczej roorcji rzedziały ufości laowaie rozmiaru róby dla daego margiesu błędu test istotości dla ojedyczej roorcji Uwaga: Będziemy aalizować roorcje odobie
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 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 szczegółowoĆwiczenie 4. Wyznaczanie poziomów dźwięku na podstawie pomiaru skorygowanego poziomu A ciśnienia akustycznego
Ćwiczenie 4. Wyznaczanie oziomów dźwięku na odstawie omiaru skorygowanego oziomu A ciśnienia akustycznego Cel ćwiczenia Zaoznanie z metodą omiaru oziomów ciśnienia akustycznego, ocena orawności uzyskiwanych
Bardziej szczegółowoBOOTSTRAPOWA WERYFIKACJA HIPOTEZ O WARTO CI OCZEKIWANEJ POPULACJI O ROZK ADZIE ASYMETRYCZNYM
A C T A U N I V E R S I T A T I S L O D Z I E N S I S FOLIA OECONOMICA 27, 22 OOTSTRAPOWA WERYFIKACJA HIPOTEZ O WARTOCI OCZEKIWANEJ POPULACJI O ROZKADZIE ASYMETRYCZNYM Streszczeie. W pracy przedstawioa
Bardziej szczegółowoKomputerowa analiza danych doświadczalnych
Komputerowa aaliza daych doświadczalych Wykład 7 8.04.06 dr iż. Łukasz Graczykowski lgraczyk@if.pw.edu.pl Semestr leti 05/06 Cetrale twierdzeie graicze - przypomieie Sploty Pobieraie próby, estymatory
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 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 szczegółowoRozkłady statystyk z próby. Metody probabilistyczne i statystyka Wykład 2: Rozkłady statystyk z próby. Przedziały ufnoci
Rozkłady tatytyk z próby Metody probabilitycze i tatytyka Wykład : Rozkłady tatytyk z próby. rzedziały ufoci Małgorzata Krtowka Wydział Iformatyki olitechika Białotocka e-mail: mmac@ii.pb.bialytok.pl troa
Bardziej szczegółowoJarosław Wróblewski Analiza Matematyczna 1A, zima 2014/15. n 4n n 1
30. Obliczyć wartość graicy ( 0 ( ( ( 4 +1 + 1 4 +3 + 4 +9 + 3 4 +7 +...+ 1 4 +3 + 1 ( ( 4 +3. Rozwiązaie: Ozaczmy sumę występującą pod zakiem graicy przez b. Zamierzamy skorzystać z twierdzeia o trzech
Bardziej szczegółowoAkustyka. Fale akustyczne = fale dźwiękowe = fale mechaniczne, polegające na drganiach cząstek ośrodka.
Akustyka Fale akustycze ale dźwiękowe ale mechaicze, polegające a drgaiach cząstek ośrodka. Cząstka mała, myślowo wyodrębioa część ośrodka, p. w gazie prostopadłościa o ustaloych wymiarach w pręcie prostopadłościa
Bardziej szczegółowoPodstawy akustyki. mgr Mikołaj Kirpluk. Warszawa, listopad 2012. (ed.popr.2014-08 - poprawiono definicję poziomu - patrz str.13)
Podstawy akustyki mgr Mikołaj Kirluk Warszawa, listoad 2012 (ed.or.2014-08 - orawiono definicję oziomu - atrz str.13) (I edycja: wrzesień 2004) nazwa firmy: NT-M.Kirluk adres koresondencyjny: ul.belwederska
Bardziej szczegółowoNIEPEWNO W POMIARACH POZIOMU DWIKU
NIEPEWNO W POMIARACH POZIOMU DWIKU mgr Mikołaj KIRPLUK NTL-M.Kirpluk 00-761 Warszawa, ul.belwederska 3 m.6 www.ntlmk.com tel.k.: 502 216620 e-mail: mkirpluk@ntlmk.com 1. WSTP Niniejszy referat stanowi
Bardziej szczegółowoPodstawy matematyki nansowej
Podstawy matematyki asowej Omówimy tutaj odstawowe oj cia matematyki asowej. Jest to dobre miejsce, gdy» zagadieia te wi» si z ci gami, w szczególo±ci z ci giem arytmetyczym i geometryczym. Omówimy zagadieie
Bardziej szczegółowoPRZEDZIAŁY UFNOŚCI. Niech θ - nieznany parametr rozkładu cechy X. Niech α będzie liczbą z przedziału (0, 1).
TATYTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 3 RZEDZIAŁY UFNOŚCI Niech θ - iezay parametr rozkład cechy. Niech będzie liczbą z przedział 0,. Jeśli istieją statystyki, U i U ; U U ; których rozkład zależy od θ oraz U θ
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 szczegółowoStatystyka i rachunek prawdopodobieństwa
Statystyka i rachuek prawdopodobieństwa Filip A. Wudarski 22 maja 2013 1 Wstęp Defiicja 1. Statystyka matematycza opisuje i aalizuje zjawiska masowe przy użyciu metod rachuku prawdopodobieństwa. Defiicja
Bardziej szczegółowoStatystyka powtórzenie (I semestr) Rafał M. Frąk
Statystyka powtórzeie (I semestr) Rafał M. Frąk TEORIA Statystyka Statystyka zajmuje się badaiem procesu zbieraia oraz iterpretacji daych liczbowych lub jakościowych. Przedmiotem statystyki są metody badaia
Bardziej szczegółowoKurs Prawdopodobieństwo Wzory
Kurs Prawdoodobieństwo Wzory Elemety kombiatoryki Klasycza deiicja rawdoodobieństwa gdzie: A - liczba zdarzeń srzyjających A - liczba wszystkich zdarzeń P A Tel. 603 088 74 Prawdoodobieństwo deiicja Kołmogorowa
Bardziej szczegółowoPojcie estymacji. Metody probabilistyczne i statystyka Wykład 9: Estymacja punktowa. Własnoci estymatorów. Rozkłady statystyk z próby.
Pojcie estymacji Metody probabilistycze i statystyka Wykład 9: Estymacja puktowa. Własoci estymatorów. Rozkłady statystyk z próby. Szacowaie wartoci parametrów lub rozkładu zmieej losowej w populacji geeralej
Bardziej szczegółowoEstymacja przedziałowa - przedziały ufności
Estymacja rzedziałowa - rzedziały ufości Próbę -elemetową charakteryzujemy jej arametrami ( x, s, s ). SłuŜą oe do ocey wartości iezaych arametrów oulacji (m, σ, σ). Nazywamy je estymatorami uktowymi iezaych
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 szczegółowoWOJEWÓDZKI INSPEKTORAT OCHRONY ŚRODOWISKA WE WROCŁAWIU KLIMAT AKUSTYCZNY W WYBRANYCH PUNKTACH OŁAWY W ROKU 2003
WOJEWÓDZKI INSPEKTORAT OCHRONY ŚRODOWISKA WE WROCŁAWIU 50 349 Wrocław, ul. H. Sienkiewicza 3, tel./fax (071) 3-16-17, 37-13-06 e-mail: wios@wroclaw.ios.gov.l KLIMAT AKUSTYCZNY W WYBRANYCH PUNKTACH OŁAWY
Bardziej szczegółowoPOLITECHNIKA ŚLĄSKA. WYDZIAŁ ORGANIZACJI I ZARZĄDZANIA. Katedra Podstaw Systemów Technicznych - Podstawy Metrologii - Ćwiczenie 5. Pomiary dźwięku.
POITECHNIKA ŚĄSKA. WYDZIAŁ ORGANIZACJI I ZARZĄDZANIA. Strona:. CE ĆWICZENIA Celem ćwiczenia jest zaoznanie się z odstawowymi ojęciami z zakresu omiarów dźwięku (hałasu), odstawowymi zależnościami oisującymi
Bardziej szczegółowoWykªad 05 (granice c.d., przykªady) Rozpoczniemy od podania kilku przykªadów obliczania granic ci gów. n an = + dla a > 1. (5.1) lim.
Wykªad 05 graice cd, przykªady Rozpocziemy od podaia kilku przykªadów obliczaia graic ci gów Niech a > Ozaczmy a = c > 0 Mamy Poiewa» c = +, wi c tak»e a = + c + c c a = + dla a > 5 Poadto, zauwa»amy,»e
Bardziej szczegółowoPrzedziaªy ufno±ci a testowanie hipotez statystycznych Konspekt do zaj : Statystyczne metody analizy danych
Przedziaªy ufo±ci a testowaie hipotez statystyczych Kospekt do zaj : Statystycze metody aalizy daych Agieszka Nowak-Brzezi«ska 26 listopada 2009 1 Wprowadzeie Celem zaj ma by omówieie podstawowych zagadie«i
Bardziej szczegółowoROZPORZ DZENIE MINISTRA GOSPODARKI 1) z dnia
RZPRZDZNI MINISTRA GSPDARKI 1) Projek z dia w srawie szzegóowego zakresu obowizku uzyskaia i rzedsawieia do uorzeia wiadew eekywoi eergeyzej i uiszzaia oay zaszej rzez rzedsibiorswa eergeyze srzedaje eergi
Bardziej szczegółowoModa (Mo, D) wartość cechy występującej najczęściej (najliczniej).
Cetrale miary położeia Średia; Moda (domiata) Mediaa Kwatyle (kwartyle, decyle, cetyle) Moda (Mo, D) wartość cechy występującej ajczęściej (ajlicziej). Mediaa (Me, M) dzieli uporządkoway szereg liczbowy
Bardziej szczegółowoWYKŁAD 1. Zdarzenia losowe i prawdopodobieństwo Zmienna losowa i jej rozkłady
WYKŁAD Zdarzeia losowe i prawdopodobieństwo Zmiea losowa i jej rozkłady Metody statystycze metody opisu metody wioskowaia statystyczego sytetyczy liczbowy opis właściwości zbioru daych ocea charakterystyk
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 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 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 szczegółowoAnaliza algorytmów to dział informatyki zajmujcy si szukaniem najefektywniejszych, poprawnych algorytmów dla danych problemów komputerowych.
Temat: Poprawo całkowita i czciowa algorytmu. Złooo obliczeiowa algorytmu. Złooo czasowa redia i pesymistycza. Rzd fukcji. I. Literatura 1. A. V. Aho, J.E. Hopcroft, J. D. Ullma - Projektowaie i aaliza
Bardziej szczegółowoStatystyczny opis danych - parametry
Statystyczy opis daych - parametry Ozaczeia żółty owe pojęcie czerwoy, podkreśleie uwaga * materiał adobowiązkowy Zagadieia. Idea opisu parametryczego. Parametry a. położeia b. rozrzutu c. asymetrii Statystyczy
Bardziej szczegółowoTw. 1. Je»eli ci g {a n } ma granic a i ci g {b n } ma granic b, to ci g {a n b n } ma granic a b. Tw. 2. b n. Tw. 3. Tw. 4.
Tw.. Je»eli ci g {a } ma graic a i ci g {b } ma graic b, to ci g {a + b } ma graic a+b. Tw.. Je»eli ci g {a } ma graic a i ci g {b } ma graic b, to ci g {a b } ma graic a-b. Tw.. Je»eli ci g {a } ma graic
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 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 szczegółowoRozkłady statystyk z próby Twierdzenia graniczne
Rozkłady statystyk z róby Twierdzeia graicze PRÓBA LOSOWA Próbą losową rostą azyway ciąg -zieych losowych iezależych i osiadających jedakowe rozkłady takie jak rozkład zieej losowej w oulacji geeralej
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 szczegółowoPODSTAWY BIOSTATYSTYKI ĆWICZENIA
PODSTAWY BIOSTATYSTYKI ĆWICZENIA FILIP RACIBORSKI FILIP.RACIBORSKI@WUM.EDU.PL ZAKŁAD PROFILAKTYKI ZAGROŻEŃ ŚRODOWISKOWYCH I ALERGOLOGII WUM ZADANIE 1 Z populacji wyborców pobrao próbkę 1000 osób i okazało
Bardziej szczegółowoKonspekt lekcji (Kółko matematyczne, kółko przedsiębiorczości)
Kospekt lekcji (Kółko matematycze, kółko przedsiębiorczości) Łukasz Godzia Temat: Paradoks skąpej wdowy. O procecie składaym ogólie. Czas lekcji 45 miut Cele ogóle: Uczeń: Umie obliczyć procet składay
Bardziej szczegółowo4.5. PODSTAWOWE OBLICZENIA HAŁASOWE 4.5.1. WPROWADZENIE
4.5. PODTAWOWE OBCZENA HAŁAOWE 4.5.. WPROWADZENE Z dotychczasowych ozważań wiemy już dużo w zakesie oisu, watościowaia i omiau hałasu w zemyśle. Wato więc tę wiedzę odsumować w jedym zwatym ukcie, co umożliwi
Bardziej szczegółowoI kolokwium z Analizy Matematycznej
I kolokwium z Aalizy Matematyczej 4 XI 0 Grupa A. Korzystając z zasady idukcji matematyczej udowodić ierówość dla wszystkich N. Rozwiązaie:... 4 < + Nierówość zachodzi dla, bo 4
Bardziej szczegółowowi c warunek konieczny zbie»no±ci szeregu jest speªniony. 12 = 9 12 = 3 4 k(k+1) k=1 ( k+1 k(k+1) n+1 = 1 1 n+1 = 1 0 = 1 36 = =
32 (+) Jest to szereg o wyrazach dodatich Poadto wyraz ogóly tego szeregu jest zbie»y do 0, wi c waruek koieczy zbie»o±ci szeregu jest speªioy s (+) 2 s 2 s + 2 (2+) 2 + 2 3 2 + 6 3 6 + 6 4 6 2 3 s 3 s
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 szczegółowoTESTY LOSOWOŚCI. Badanie losowości próby - test serii.
TESTY LOSOWOŚCI Badaie losowości próby - test serii. W wielu zagadieiach wioskowaia statystyczego istotym założeiem jest losowość próby. Prostym testem do weryfikacji tej własości jest test serii. 1 Dla
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 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 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 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 szczegółowoAnaliza potencjału energetycznego depozytów mułów węglowych
zaiteresowaia wykorzystaiem tej metody w odiesieiu do iych droboziaristych materiałów odpadowych ze wzbogacaia węgla kamieego ależy poszukiwać owych, skutecziej działających odczyików. Zdecydowaie miej
Bardziej szczegółowoKomputerowa analiza danych doświadczalnych
Komputerowa aaliza daych doświadczalych Wykład 7 7.04.07 dr iż. Łukasz Graczykowski lgraczyk@if.pw.edu.pl Semestr leti 06/07 Cetrale twierdzeie graicze - przypomieie Sploty Pobieraie próby, estymatory
Bardziej szczegółowoOszacowanie warto ci charakterystycznej wytrzyma o ci betonu na ciskanie wed ug aktualnych zalece normowych
Budowictwo i Architektura 1(3) (013) 193-00 Oszacowaie wartoci charakterystyczej wytrzymaoci betou a ciskaie wedug aktualych zalece ormowych Izabela Skrzypczak 1 1 Katedra Geodezji i Geotechiki, Wydzia
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 szczegółowoWICZENIE NR II PODSTAWY PROCESÓW OBRÓBKI PLASTYCZNEJ WŁASNOCI MATERIAŁÓW KSZTAŁTOWANYCH PLASTYCZNIE - ANIZOTROPIA BLACH -
WICZENIE N II PODSTAWY POCESÓW OBÓBKI PLASTYCZNEJ WŁASNOCI MATEIAŁÓW KSZTAŁTOWANYCH PLASTYCZNIE. Cel wiczenia - ANIZOTOPIA BLACH - Celem wiczenia jest zaoznanie ze zjawiskiem, metod oceny i rodzajami anizotroii
Bardziej szczegółowo4. MODELE ZALEŻNE OD ZDARZEŃ
4. MODELE ZALEŻNE OD ZDARZEŃ 4.. Wrowadzeie W sysemach zależych od zdarzeń wyzwalaie określoego zachowaia się układu jes iicjowae rzez dyskree zdarzeia. Modelowaie akich syuacji ma a celu symulacyją aalizę
Bardziej szczegółowoLABORATORIUM INŻYNIERII CHEMICZNEJ, PROCESOWEJ I BIOPROCESOWEJ. Ćwiczenie nr 16
KATEDRA INŻYNIERII CHEMICZNEJ I ROCESOWEJ INSTRUKCJE DO ĆWICZEŃ LABORATORYJNYCH LABORATORIUM INŻYNIERII CHEMICZNEJ, ROCESOWEJ I BIOROCESOWEJ Ćwiczeie r 16 Mieszaie Osoba odpowiedziala: Iwoa Hołowacz Gdańsk,
Bardziej szczegółowoANALIZA DANYCH DYSKRETNYCH
ZJAZD ESTYMACJA Jest to metoda wioskowaia statystyczego. Umożliwia oa oszacowaie wartości iteresującego as parametru a podstawie badaia próbki. Estymacja puktowa polega a określeiu fukcji zwaej estymatorem,
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 szczegółowoAnaliza algorytmów to dział informatyki zajmujcy si szukaniem najefektywniejszych, poprawnych algorytmów dla danych problemów komputerowych
Temat: Poprawo całkowita i czciowa algorytmu. Złooo obliczeiowa algorytmu. Złooo czasowa redia i pesymistycza. Rzd fukcji. I. Literatura 1. L. Baachowski, K. Diks, W. Rytter Algorytmy i struktury daych.
Bardziej szczegółowoRaport. V Porównania Midzylaboratoryjne z Akustyki NTL B2. Bronisławów r. Opracował: mgr Mikołaj Kirpluk. Warszawa, maj 2010
Raport V PMzA NTL-2010-1-B2 V Porównania Midzylaboratoryjne z Akustyki NTL-2010-1-B2 Bronisławów 23.04.2010r. Opracował: mgr Mikołaj Kirpluk Warszawa, maj 2010 Uwaga: niniejszy raport moe by kopiowany
Bardziej szczegółowoWykład 11 ( ). Przedziały ufności dla średniej
Wykład 11 (14.05.07). Przedziały ufości dla średiej Przykład Cea metra kwadratowego (w tys. zł) z dla 14 losowo wybraych mieszkań w mieście A: 3,75; 3,89; 5,09; 3,77; 3,53; 2,82; 3,16; 2,79; 4,34; 3,61;
Bardziej szczegółowoMatematyczne podstawy kognitywistyki
Matematycze podstawy kogitywistyki Jerzy Pogoowski Zakªad Logiki i Kogitywistyki UAM pogo@amu.edu.pl Struktury ró»iczkowe Jerzy Pogoowski (MEG) Matematycze podstawy kogitywistyki Struktury ró»iczkowe 1
Bardziej szczegółowoElastyczno silników FIAT
ARCHIWU OTORYZACJI 4, pp. 319-35 (009) Elastyczo silików FIAT JANUSZ YSŁOWSKI, WAWRZYNIEC GOŁBIEWSKI Zachodiopomorski Uiwersytet Techologiczy W artykule przedstawioo elastyczo silików FIAT. Pierwszym aspektem
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 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 szczegółowoSTATYSTYKA. Rafał Kucharski. Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach 2015/16 ROND, Finanse i Rachunkowość, rok 2
STATYSTYKA Rafał Kucharski Uiwersytet Ekoomiczy w Katowicach 2015/16 ROND, Fiase i Rachukowość, rok 2 Rachuek prawdopodobieństwa Rzucamy 10 razy moetą, dla której prawdopodobieństwo wyrzuceia orła w pojedyczym
Bardziej szczegółowo> 1), wi c na mocy kryterium porównawczego szereg sin(n n)
.65. si() W szeregu tym wyst puj wyrazy dodatie i ujeme, ale ie a przemia. Zbadajmy wi c szereg: si() zªo»oy z warto±ci bezwzgl dych wyrazów szeregu daego w zadaiu. Poiewa» si(), wi c si() = Po prawej
Bardziej szczegółowoPOMIAR MOCY AKUSTYCZNEJ
INSTYTUT KONSTRUKCJI MASZYN ABORATORIUM POMIAR MOCY AKUSTYCZNEJ Measurment of soun ower 9 8 ;7 ;6 ;5 4 h l c l Zakres ćwiczenia. Zaoznanie się z normami otyczącymi omiaru mocy akustycznej.. Zaoznanie się
Bardziej szczegółowoWymagania edukacyjne na poszczególne oceny z matematyki w klasie III poziom rozszerzony
Wymagaia edukacyje a poszczególe ocey z matematyki w klasie III poziom rozszerzoy Na oceę dopuszczającą, uczeń: zazacza kąt w układzie współrzędych, wskazuje jego ramię początkowe i końcowe wyzacza wartości
Bardziej szczegółowoMetody badania zbieżności/rozbieżności ciągów liczbowych
Metody badaia zbieżości/rozbieżości ciągów liczbowych Ryszard Rębowski 14 grudia 2017 1 Wstęp Kluczowe pytaie odoszące się do zagadieia badaia zachowaia się ciągu liczbowego sprowadza się do sposobu opisu
Bardziej szczegółowoMETODA USTALANIA LICZBY POWTÓRZE EKSPERYMENTU SYMULACYJNEGO O SKO CZONYM HORYZONCIE CZASOWYM
METODA USTALANIA LICZBY POWTÓRZE EKSPERYMENTU SYMULACYJNEGO O SKOCZONYM HORYZONCIE CZASOWYM KRZYSZTOF JURCZYK, WOJCIECH WONIAK Streszczeie Symulacja komputerowa staowi doskoałe arzdzie słuce aalizie złooych
Bardziej szczegółowo11:39. Dźwięk, fala akustyczna, hałas. Zagadnienia akustyczne w projektowaniu. Dźwięk i hałas, zakres częstotliwości
Zagadieia akustycze w projektowaiu Jacek NURZYŃSKI Kraków 20 Dźwięk, fala akustycza, hałas Dźwięk; rozprzestrzeiające się falowo drgaie akustycze Drgaie akustycze; ruch cząsteczek ośrodka spręŝystego względem
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 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 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 szczegółowoCOLLEGIUM MAZOVIA INNOWACYJNA SZKOŁA WYŻSZA WYDZIAŁ NAUK STOSOWANYCH. Kierunek: Finanse i rachunkowość. Robert Bąkowski Nr albumu: 9871
COLLEGIUM MAZOVIA INNOWACYJNA SZKOŁA WYŻSZA WYDZIAŁ NAUK STOSOWANYCH Kieruek: Fiase i rachukowość Robert Bąkowski Nr albumu: 9871 Projekt: Badaie statystycze cey baryłki ropy aftowej i wartości dolara
Bardziej szczegółowoScenariusz lekcji: Kombinatoryka utrwalenie wiadomości
Sceariusz lekcji: Kombiatoryka utrwaleie wiadomości 1 1. Cele lekcji a) Wiadomości Uczeń: za pojęcia: permutacja, wariacja i kombiacja, zdarzeie losowe, prawdopodobieństwo, za iezbęde wzory. b) Umiejętości
Bardziej szczegółowoCiągi liczbowe wykład 3
Ciągi liczbowe wykład 3 dr Mariusz Grządziel semestr zimowy, r akad 204/205 Defiicja ciągu liczbowego) Ciagiem liczbowym azywamy fukcję odwzorowuja- ca zbiór liczb aturalych w zbiór liczb rzeczywistych
Bardziej szczegółowo16 Przedziały ufności
16 Przedziały ufości zapis wyiku pomiaru: sugeruje, że rozkład błędów jest symetryczy; θ ± u(θ) iterpretacja statystycza przedziału [θ u(θ), θ + u(θ)] zależy od rozkładu błędów: P (Θ [θ u(θ), θ + u(θ)])
Bardziej szczegółowo