Prognozowanie obciążeń 24-godzinnych w systemie elektroenergetycznym z użyciem zespołu sieci neuronowych

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "Prognozowanie obciążeń 24-godzinnych w systemie elektroenergetycznym z użyciem zespołu sieci neuronowych"

Transkrypt

1 Krzysztof SIWEK 1, STANISŁAW OSOWSKI 1,2 1 Politechika Warszawska, 2 Wojskowa Akademia Techicza Progozowaie obciążeń 24-godziych w systemie elektroeergetyczym z użyciem zespołu sieci euroowych Streszczeie. Praca przedstawia zastosowaie zespołu sieci euroowych w progozowaiu zapotrzebowaia 24-godziego a eergię elektryczą w systemie elektroeergetyczym. Autorzy propoują zastosowaie wielu predyktorów euroowych działających rówolegle a tych samych daych wejściowych. Progozy poszczególych sieci są itegrowae w jedą progozę szeregu 24 wartości odpowiadających 24 godziom doby z wyprzedzeiem jedodiowym. Zapropoowao i przebadao dwa róże wariaty metod itegracji porówując wyiki z progozami wykoaymi przy zastosowaiu pojedyczego predyktora. Abstract. The paper presets the esemble of eural etwork predictors to forecast the 24-hour load patter for the ext day i the power system. Four differet structures of eural etworks have bee applied. They iclude MLP, SVM, Elma ad Kohoe etworks. The values of power cosumptio of 24 hours of the day, predicted by usig idividual predictors are combied together usig either blid source separatio or pricipal compoet aalysis combied with eural itegrator. The developed system of predictio was tested o the real data of the Polish Power System. (The esemble of eural etwork predictors to forecast the 24-hour load patter for the ext day i the power system) Słowa kluczowe: progozowaie obciażeń eergetyczych, sztucze sieci euroowe, fuzja daych Keywords: forecastig of power system cosumptio, eural etworks, data fusio Wprowadzeie Metody progozowaia zapotrzebowaia 24- godziego a eergię elektryczą staowią waży czyik poprawy efektywości gospodarowaia eergią, gdyż umożliwiają precyzyje plaowaie w tej dziedziie gospodarki. Z tego powodu tematyka ta jest rozwijaa a świecie od wielu lat. Stosować moża róże metody progozowaia, poczyając od metod liiowych, takich jak algorytmy autoregresyje (ARX, ARMAX, ARIMA), poprzez różego rodzaju dekompozycje (Fouriera, SVD, PCA, falkowa), klasycze metody optymalizacyje, w tym optymalizacji globalej (algorytmy geetycze, ewolucyje, symulowaego wyżarzaia) aż po ajczęściej dziś stosowae sztucze sieci euroowe [2,5,7,8,11,17]. Zwykle próbuje się różych metod wybierając spośród ich tę, która zapewia ajlepsze działaie systemu progostyczego a daych weryfikujących, ie biorących udziału w uczeiu. Należy podkreślić, że progozowaie obciążeń 24-godziych ależy do zadań trudych, gdyż obserwuje się dużą wariację w przebiegu godziym obciążeń. Dla przykładu dla daych w Polskim Systemie Elektroeergetyczym (PSE) w ostatim roku przy średim obciążeiu P m =16019MW odchyleie stadardowe rówało się σ=2800mw. Przy tak dużej zmieości obciążeń wymaga się jedocześie jak ajbardziej precyzyjej progozy dla każdej godziy doby. W tej pracy przedstawimy specjale podejście do progozowaia, bazujące a zastosowaiu wielu układów progostyczych a raz. Każdy system progozy działa a tych samych daych wejściowych. Wyiki działaia każdego z ich są itegrowae w jedym wspólym zespole sieci. Takie rozwiązaie pozwala wykorzystać dobre cechy każdego predyktora, pozwalając w te sposób a uzyskaie precyzyjiejszej progozy. Pokażemy dwa róże podejścia do itegracji wyików działaia wielu predyktorów. Jedo z ich wykorzystuje ślepą separację sygałów i stosuje liiowe podejście do itegracji, drugie jako itegrator wykorzystuje ieliiową sieć euroową. Wyiki badań teoretyczych zostaą przetestowae a daych rzeczywistych dotyczących PSE. Sieci euroowe użyte w predykcji szeregu czasowego Ważym elemetem aszego podejścia do progozowaia jest jedoczese użycie wielu sieci euroowych, wykoujących to samo zadaie przy użyciu idetyczych daych wejściowych [10]. Przy użyciu iezależych predyktorów działających w oparciu o róże zasady działaia moża spodziewać się iezależych od siebie wyików predykcji. Ozacza to, że błędy predykcji popełioe przez poszczególe układy predykcyje będą miały róże rozkłady. Stąd uwzględieie wszystkich wyików a raz w jedym wspólym układzie itegrującym stwarza realą szasę a kompesację pewych błędów i w efekcie polepszeie dokładości działaia całego systemu predykcyjego. Wybór poszczególych predyktorów powiie uwzględiać jak ajwiększe zróżicowae sposobu działaia każdego z ich, aby wyiki predykcji były jak ajbardziej iezależe od siebie. W wyiku wstępej aalizy działaia poszczególych sieci wybrae zostały astępujące rodzaje predyktorów: sieć perceptrou wielowarstwowego (MLP), sieć Support Vector Machie (SVM), sieć rekurecyja Elmaa oraz sieć Kohoea. Pierwsze trzy predyktory ależą do sieci treowaych z auczycielem wykorzystując w swym działaiu własość uiwersalego aproksymatora. Sieć Kohoea jest siecią samoorgaizującą i działa poprzez grupowaie daych w przestrzei wielowymiarowej. Spośród pierwszych trzech rodzajów sieci MLP wykorzystuje sigmoidalą fukcję aktywacji euroów, realizując aproksymację globalą. Sieć SVM o jądrze gaussowskim jest typową siecią o działaiu lokalym, atomiast sieć Elmaa jest z atury siecią typu rekurecyjego o całkowicie odmieym sposobie przetwarzaia daych. Dzięki takiemu wyborowi idywidualych predyktorów zapewia się iezależość wyików predykcji każdego z ich. Model predykcji przy użyciu sieci z auczycielem W przypadku sieci treowaych z auczycielem ważym elemetem jest wybór cech progostyczych użytych jako sygały wejściowe dla sieci euroowej. Przyjmijmy, że predykcja dotyczyć będzie obciążeia P ˆ( w diu d i godziie h. Propooway model ieliiowy uzależia progozę od typu dia (zmiea t),pory roku, (zmiea s), wybraej liczby rzeczywistych obciążeń z di i godzi poprzedich d i, h j) oraz od samych parametrów sieci euroowej reprezetowaych przez wektor w. Ogóla postać modelu może być wyrażoa wzorem Pˆ( = f [ w, t, s, h 1),..., h H ), (1) d 1, h,..., d D, h H )] 28 PRZEGLĄD ELEKTROTECHNICZNY (Electrical Review), ISSN , R. 85 NR 8/2009

2 W rówaiu tym H i D reprezetują odpowiedio liczbę godzi i di wstecz braych pod uwagę w modelu. Typ dia koduje się zwykle biarie w postaci zero-jedykowej. Pora roku w aszym klimacie może być zakodowaa w postaci 2 bitów (każda kombiacja 0 i 1 ozacza jedą porę roku), P ˆ( reprezetuje wyik progozy, atomiast d i, h j) wartości rzeczywistych obciążeń z przeszłości. Wszystkie dae muszą być zormalizowae. Zwykle wystarczy każdą kolumę daych (cechę progostyczą) podzielić przez ajwiększą wartość z tej kolumy. W te sposób wszystkie kolumy będą reprezetować dae zawarte w przedziale [0, 1]. Jeśli progoza dotyczy małego obszaru (p. rejou eergetyczego) w modelu tym moża dodać jeszcze zmieą temperaturową, pod warukiem, że tego typu dae są dostępe. Szczególa struktura zastosowaego predyktora zależy od aktualie wybraej sieci. W przypadku MLP stosującej fukcję sigmoidalą euroów wystarczy zwykle użycie co ajwyżej dwu warstw ukrytych [6,15]. Liczba wejść sieci zależy od zastosowaego modelu predykcji, atomiast liczba wyjść jest rówa liczbie progozowaych obciążeń godziowych (u as 24). W przypadku sieci rekurecyjej Elmaa [13] stosuje się jedą warstwę ukrytą o sigmoidalej fukcji aktywacji posiadającej sprzężeie zwrote z wejściem sieci. Liczba zewętrzych wejść i wyjść sieci jest idetycza jak w MLP. Uczeie obu rodzajów sieci odbywa się poprzez miimalizację różic między wartościami historyczymi (zaymi) obciążeń a ich predykcją przy pomocy algorytmów gradietowych, a podstawie bazy daych uczących dotyczących obciążeń z przeszłości. Najczęściej używaym algorytmem jest algorytm Leveberga-Marquardta (przy małej liczbie wag) lub gradietów sprzężoych (przy bardzo dużej liczbie wag). Sieć SVM jest specyficzą strukturą sieciową o jedym euroie wyjściowym [16]. Z tego powodu ależy zastosować w rozwiązaiu 24 takie sieci zasilae tymi samymi sygałami wejściowymi, każda specjalizująca się w progozie a określoą godzię doby. Najczęściej stosowaą fukcją jądra jest fukcja gaussowska [13,16]. Uczeie sieci SVM prowadzoe a zbiorze daych uczących idetyczych jak dla MLP jest wyjątkowo efektywe ze względu a sformułowaie problemu uczeia jako zadaia programowaia kwadratowego. Jest oo wielokrotie szybsze iż w przypadku sieci MLP i Elmaa. Model predykcji przy użyciu sieci Kohoea W przypadku zastosowaia w progozowaiu sieci Kohoea wykorzystuje się jej zdolość grupowaia daych w przestrzei wielowymiarowej [9]. Dla uikięcia problemu zróżicowaia poziomu obciążeń w różych latach ależy przeprowadzić specjalą ormalizację daych, trasformującą obciążeia godziowe rzeczywiste w tak zwae profile obciążeń godziowych defiiowae wzorem [2] P ( d) m (2) = σ ( d) P m (d) ozacza wartość średią obciążeia dia atomiast σ(d) jest odchyleiem stadardowym obciążeń godziowych tego dia. Zbiór 24 profili godziowych tworzy wektor profilu obciążeia dla dia p ( d ) = [ 1), 2),..., 24) ] T defiioway dla każdego dia roku. Sieć Kohoea jest treowaa w taki sposób, aby ograiczoa liczba euroów cetralych reprezetowała wektory profilowe z ajmiejszym błędem kwatyzacji. W uczeiu wykorzystuje się algorytm Kohoea lub gazu euroowego [9]. W wyiku tego każdy wektor profilowy z bazy daych jest przypisay do jedego wybraego eurou zwycięzcy. Na etapie progozowaia obciążeia a dowoly dzień roku korzysta się ze wzoru (2) zastępując wartości rzeczywiste ich progozami (zmiee z daszkiem) (3) Pˆ ( = ˆ( σ d) pˆ( + Pˆ ( d) Predykcja wartości średiej i odchyleia stadardowego dla kokretego dia odbywa się przy zastosowaiu sieci MLP w idetyczy sposób jak progoza obciążeia 24- godziego, z tym, że tym razem sieć ma jede euro wyjściowy, którego sygał ozacza bądź wartość średią bądź odchyleie stadardowe progozowae a astępy dzień [14] (w zależości od progozowaej zmieej). Wielkości wejściowe dla takich sieci są aalogicze jak dla obciążeń 24-godziych, z tym, że zmiee historycze dotyczą wielkości progozowaych (wartości średiej bądź odchyleia stadardowego). Wektor profilowy dla progozy a dzień d określa się a zasadzie ważeia wektorów profilowych euroów zwycięskich, które zwyciężały dla określoego dia tygodia w przeszłości (a przykład czwartki miesiąca lipca) według wzoru k w i= 1 di p ˆ( d) = (4) k i= 1 di We wzorze tym k di ozacza liczbę pojawień się wektora w i wśród zwycięzców dla tego typu dia w przeszłości. Określeie wektora progozowaego profilu (wzór 4) oraz progozowaych wartości średiej i odchyleia stadardowego dla daego dia pozwala (przy zastosowaiu wzoru 3) określić progozę wartości obciążeia rzeczywistego dla każdej godziy daego dia. Itegracja zespołu predyktorów Każdy z czterech zastosowaych predyktorów euroowych wykouje idetycze zadaie predykcji szeregu liczbowego odpowiadającego przewidywaym obciążeiom 24 godzi dia astępego przy zastosowaiu tej samej bazy daych obciążeń z przeszłości. Wyjściem każdego z ich jest 24-elemetowy wektor x przewidywaych obciążeń. Na ich podstawie itegrator (rys. 1) ma za zadaie wytworzyć ostateczą postać tego 24- godziego wzorca obciążeń a dzień astępy, ajlepiej odzwierciedlającego przyszłe zapotrzebowaie a moc. Rys. 1 Ogóly schemat zastosowaego zespołu predyktorów W pracy przedstawimy dwa podejścia do itegracji: ślepą separację sygałów oraz zastosowaie ieliiowej sieci euroowej jako itegratora. Itegracja liiowa przy zastosowaiu BSS Jako pierwszą przedstawimy metodę ślepej separacji sygałów BSS [1]. W metodzie tej wszystkie 24- elemetowe wektory progostycze x i dla kolejych q di użytych w uczeiu (wytworzoe przez poszczególe sieci euroowe) tworzą dae uczące opisae macierzą i m PRZEGLĄD ELEKTROTECHNICZNY (Electrical Review), ISSN , R. 85 NR 8/

3 M p X R, w której p=24q a M jest liczbą predyktorów (u as M=4). Sygały opisae tą macierzą podlegają ślepej separacji mającej a celu określeie M składików iezależych. Operację BSS opisuje zależość liiowa [1] (5) Y = WX w której W jest macierzą kwadratową o wymiarze M, M M W R. Każdy wiersz macierzy W reprezetuje składiki iezależe rozkładu macierzy X. Część z tych składików zawiera istotą iformację dotyczącą rozkładu obciążeń, atomiast pozostała część może reprezetować szum opisujący ieregularości występujące w rozkładach dzieych obciążeń (a przykład wyik gwałtowych zaburzeń pogodowych, ieoczekiwaych wydarzeń wpływających a pobór mocy itp.). Elimiacja składików szumowych odkrywa istote elemety iformacji i umożliwia odtworzeie wektora progozowaych obciążeń pozbawioego wpływu tych ieregularości. Rekostrukcja macierzy X (tzw. deflacja) a podstawie jedyie istotych składików odbywa się według wzoru (6) Xˆ 1 = W Yˆ W rówaiu tym Xˆ ozacza zrekostruowaą macierz X a Ŷ - macierz Y zmodyfikowaą w te sposób, że wiersze odpowiadające składikom szumowym zostały zastąpioe przez zera. W wyiku rekostrukcji odtworzoe zostają wszystkie kaały predykcji. W ostatim etapie wybiera się z ich te, który gwaratuje ajlepsze wyiki a daych uczących. Tylko te wyik będzie odtwarzay w procesie progozowaia. Ogóly schemat postępowaia w tej metodzie przedstawia rys. 2. Klucze reprezetują włączeie bądź wyłączeie daego składika iezależego z procesu rekostrukcji. kombiacji, który pozwala uzyskać ajlepszą dokładość predykcji a daych uczących. Rys. 3 Fukcje autokorelacji dla poszczególych składików iezależych rozkładu BSS Itegracja ieliiowa przy użyciu sieci euroowej Iym sposobem itegracji wyików wielu predyktorów jest zastosowaie jako itegratora dodatkowej sieci euroowej. W metodzie tej wektory 24-elemetowe wygeerowae przez poszczególe predyktory łączoe są T T w jede wektor wejściowy [ ] T z = x1 x2 x. Przy M predyktorach wymiar takiego wektora jest rówy 24M. Pierwszym krokiem tej procedury musi być redukcja wymiaru takiego wektora. Jest oa dokoywaa poprzez dekompozycję PCA [3], staowiącą trasformację liiową K M y=az, w której macierz A R 24 jest tworzoa a podstawie ajważiejszych wektorów własych macierzy autokowariacji odpowiadającej wektorom z. W wyiku tej dekompozycji wektor y zawiera jedyie wybraą przez użytkowika liczbę K składików główych, które staowić będą sygały wejściowe dla sieci euroowej staowiącej itegrator. Może im być dowola sieć euroowa z auczycielem (p. MLP lub SVM). Schemat itegracji przy wykorzystaiu tej metody przedstawioy jest a rys. 4. T M Rys. 2 Schemat itegratora wykorzystującego algorytm ślepej separacji sygałów. Problemem w tej metodzie pozostaje rozpozaie, które składiki iezależe ależy traktować jako ieistote. Niekiedy z obserwacji przebiegu czasowego składików iezależych moża z dużą dozą prawdopodobieństwa rozpozać powtarzale wzorce odpowiadające składikom istotym rozkładu. Najlepszym sposobem potwierdzeia tego jest określeie macierzy autokorelacji odpowiadającej każdemu z tych składików. Szum jest zwykle ieskoreloway (bądź słabo skoreloway), co przejawia się poziomem współczyika korelacji bliskim zeru dla opóźień różych od zera. Sytuację taką przy trzech składikach iezależych dla kolejych opóźień odpowiadających 8600 godziom (dla PSE) w roku przedstawioo a rys. 3. Składik pierwszy reprezetuje ajważiejszy sygał użyteczy. Składik drugi odpowiada typowemu szumowi atomiast w składiku trzecim poza szumem moża rówież wyodrębić rówież iewielką zawartość istotej iformacji. Ią metodą określeia istotych składików szeregu jest rekostrukcja sygałów wyjściowych a podstawie wszystkich możliwych kombiacji składików i wybór takiej Rys. 4 Neuroowy schemat itegracji wielu predyktorów W pracy zastosowao sieć SVM w roli itegratora ze względu a efektywy algorytm uczący i dobrą skuteczość tego typu sieci, zaczie przewyższającą pozostałe rozwiązaia. Biorąc pod uwagę, że sieć SVM z defiicji posiada jedo wyjście ależy zastosować 24 takie sieci, każda progozująca obciążeie a określoą godzię. Wyiki eksperymetów umeryczych Eksperymety umerycze przeprowadzoo dla daych pochodzących z bazy Polskich Sieci Elektroeergetyczych z 3 ostatich lat (poad godzi). Pierwsze dwa lata zostały użyte w uczeiu wszystkich sieci, atomiast dae z roku trzeciego posłużyły jedyie testowaiu poszczególych rozwiązań. W pierwszym etapie badań koiecze jest zaprojektowaie oraz wytreowaie idywidualych predyktorów euroowych. W przypadku sieci sigmoidalej MLP w wyiku wielu eksperymetów za optymalą uzao strukturę wytreowaą przy użyciu algorytmu 30 PRZEGLĄD ELEKTROTECHNICZNY (Electrical Review), ISSN , R. 85 NR 8/2009

4 gradietów sprzężoych. Sygałami wejściowymi dla tej sieci były zormalizowae wartości obciążeń z ostatich 4 godzi dia aktualego oraz 5 godzi (godzia aktuala plus 4 godziy wstecz) z 3 di poprzedzających progozę (w sumie 19 składików). Typ dia zakodowao w postaci 2 bitów (11 di robocze, 10 soboty, 01 piątki, 00 święta) podobie jak porę roku (00 wiosa, 01 - lato, 10 jesień, 11 zima). Każdy euro wyjściowy reprezetował określoą godzię doby. Ze względu a rozbudowaą strukturę sieci w uczeiu zastosowao metodę gradietów sprzężoych. Sieć Elmaa miała idetyczą warstwę wejściową i wyjściową jak MLP. Liczba euroów ukrytych została ustaloa a 8, stąd struktura tej sieci może być zapisaa w postaci W uczeiu tej sieci wykorzystao algorytm Leveberga-Marquardta. Sygały wejściowe dla sieci SVM były idetycze jak dla sieci MLP (23 węzły wejściowe). Ze względu a specyfikę sieci SVM ależało zastosować rówolegle 24 sieci, każda wytreowaa do predykcji obciążeia a określoą godzię doby. W uczeiu zastosowao zmodyfikoway algorytm Platta [16], zaimplemetoway a platformie Matlaba [12]. Liczba fukcji jądra (odpowiedik liczby euroów ukrytyc była każdorazowo dobieraa automatyczie przez algorytm uczący przy poziomie wartości toleracji ε=0.01. W przypadku zastosowaia sieci Kohoea zastosowao 100 euroów treowaych za pośredictwem algorytmu gazu euroowego a zbiorze uczącym profili tworzoych zgodie ze wzorem (2). Po wytreowaiu i zamrożeiu wag astąpiła aaliza sieci, przypisująca zwycięzcę każdemu profilowi wektorowemu dia. Wyiki testowaia były zapisywae w bazie daych. Na etapie rzeczywistego progozowaia wektora profilowego obciążeia a dzień astępy odczytuje się z tej bazy zwycięzców odpowiadających temu typowi dia (p. czwartki miesiąca lipca) i a tej podstawie estymuje się wektor profilowy według wzoru (4). Wartości średie obciążeia progozowaego dia i odchyleia stadardowe otrzymuje się z sieci MLP wytreowaej do tego celu. W przypadku predykcji wartości średich zastosowao sieć MLP o strukturze a w przypadku odchyleia stadardowego Wyiki progozy dla poszczególych godzi były porówywae z wartościami rzeczywistymi dotyczącymi daych historyczych. Przy ozaczeiu przez P ( i P ( obciążeia odpowiedio rzeczywistego i estymowaego w godziie h zdefiiowao astępujące rodzaje błędów. Średi względy błąd procetowy (MAPE) (7) 1 MAPE = 100% h= 1 Błąd średi predykcji (MSE) 1 MSE = h= 1 (8) [ ] 2 Zormalizoway błąd średi predykcji (NMSE) MSE NMSE = mea(p) (9) [ ] 2 gdzie mea (P) jest wartością średią rzeczywistych obciążeń godziych podlegających predykcji. Maksymaly błąd średi procetowy (MAXPE) (10) MAXPE = max 100% Powyższe błędy są określae zarówo dla daych uczących jak I weryfikujących (testującyc ie uczesticzących w procesie uczeia. W dalszej części pracy ograiczymy się wyłączie do błędów testowaia a daych ie uczesticzących w uczeiu. Tabela 1 przedstawia wartości zdefiiowaych wyżej rodzajów błędów dla 365 di roku (dae ie uczesticzyły w procesie uczeia) dla czterech rodzajów sieci zastosowaych jako predyktory (MLP sieć perceptroowa, SVM sieć SVM, Elma sieć Elmaa, SO sieć Kohoea). Tabela 1. Błędy predykcji obciążeń w PSE dla daych z jedego roku ie uczesticzących w uczeiu dla 4 idywidualych predyktorów euroowych Zastosoway MAPE MAXPE MSE NMSE predyktor [%] [%] [MW 2 ] MLP e5 6.82e-4 SVM e5 1.17e-3 Elma e5 1.22e-3 SO e5 9.35e-4 Wyiki wskazują a sieć MLP jako ajlepszy predyktor. Dotyczy to wszystkich kategorii błędów. Następie wyiki idywidualych predyktorów zostały zitegrowae przy użyciu 2 różych metod itegracji: BSS oraz sieci euroowej. Wyiki itegracji w postaci zestawieia poszczególych rodzajów błędów są przedstawioe w tabeli 2. W przypadku itegracji euroowej zastosowao dwa rodzaje sieci: SVM oraz MLP. W przypadku zastosowaia BSS do odtworzeia progozy końcowej zastosowao jedyie 2 składiki iezależe z 4 występujące w rozkładzie. Tabela 2. Błędy predykcji obciążeń w PSE dla zespołu predyktorów euroowych dla daych z roku ie uczesticzących w uczeiu. Metoda MAPE MAXPE MSE NMSE itegracji [%] [%] [MW 2 ] BSS e e-3 SVM e e-4 MLP e e-4 Uzyskae wyiki wskazują a bardzo wysoką sprawość zespołu predyktorów w stosuku do pojedyczej sieci. Porówując poszczególe rodzaje błędów uzyskae przy użyciu ajlepszej metody itegracji (itegracja euroowa pry użyciu SVM) w stosuku do ajlepszej sieci idywidualej (MLP) uzyskao redukcję błędu MAPE o 28%, MSE o 46% i MAXPE o 36%. Wioski końcowe Praca przedstawia owe podejście do progozowaia przy użyciu wielu predyktorów euroowych. Wykorzystuje się przy tym fakt, że zwykle a etapie poszukiwaia optymalego wyiku próbuje się wielu różych rozwiązań. Zamiast odrzucać te gorsze moża je połączyć w zespół wzajemie wspierających się sieci. Jak pokazao w pracy takie rozwiązaie gwaratuje uzyskaie wyiku lepszego iż ajlepszy idywidualy predyktor. Zbadao zastosowaie dwu różych systemów itegrujących. Jede z ich wykorzystuje ślepą separację sygałów, odrzucając a etapie rekostrukcji te sygały, które staowią ewidety szum pomiarowy. Drugi sposób itegracji polega a zastosowaiu dodatkowej sieci euroowej użytej w roli itegratora ieliiowego. Wyiki badań symulacyjych a daych rzeczywistych z PSE pokazały, że obie metody itegracji dobrze sprawują PRZEGLĄD ELEKTROTECHNICZNY (Electrical Review), ISSN , R. 85 NR 8/

5 się w praktyce, choć ieco lepsze wyiki uzyskao przy użyciu ieliiowego itegratora euroowego w postaci sieci SVM. Przy zastosowaiu tej techiki uzyskao redukcję błędu MAPE o prawie 30%, błędu MSE o prawie 50% i maksymalego błędu procetowego MAXPE o poad 35%. Podziękowaia. Praca była fiasowaa z gratu badawczego MNiSZW w latach LITERATURA [1] Cichocki, A., Amari S.I.: Adaptive blid sigal ad image processig. Wiley (2003) [2] M. Cottrell, B. Girar Y. Girar C. Muller, P. Rousset, Daily electrical power curve: classificatio ad forecastig usig a Kohoe map, IWANN, Malaga, 1995, pp [3] K. Diamatras, S. Y. Kug, Pricipal compoet eural etworks, Wiley, 1996, New York [4] J. N. Fidalgo, J. Pecas Lopez, Load forecastig performace ehacemet whe facig aomalous evets, IEEE Tras. Power Systems, 2005, vol. 20pp [5] E. Gozalez-Romera, M. A. Jaramillo-Mora, D. Carmoa- Feradez, Mothly electric eergy demad forecastig based o tred extractio, IEEE Tras. Power Systems,. 2006, vol. 21pp [6] S. Hayki, Neural etworks, a comprehesive foudatio, Macmilla, 2002, New York [7] H. S. Hippert, C. E. Pedreira, R. C. Souza, Neural etworks for short-term load forecastig: a review ad evaluatio, IEEE Tras. o Power Systems, 2001, vol. 16, pp [8] N. Kadil, R. Wamkeue, M. Saa S. Georges, A efficiet approach for short term load forecastig usig artificial eural etworks, Electrical Power ad Eergy Systems, 2006, vol. 28, pp [9] T. Kohoe, Self-orgaizig maps, 1995, Spriger, Berli [10] L. Kutcheva, Combiig patter classifiers - methods ad algorithms, Wiley, 2004, New Jersey [11] P. Madal, T. Sejyu, N. Urasaki, T. Fuabashi, A eural etwork based several hours ahead electric load forecastig usig similar days approach, Electrical Power ad Eergy Systems, 2006, vol. 28, pp [12] Matlab, Neural etwork toolbox, User maual, Matlab Series, Natick, USA, 2004 [13] S. Osowski Sieci euroowe do przetwarzaia iformacji, OWPW, 2007 [14] S. Osowski, K. Siwek, The self-orgaizig eural etwork approach to load forecastig i power system, It. Joit Cof. o Neural Networks, Washigto, 1999, pp [15] S. Osowski, K. Siwek, Regularizatio of eural etworks for load forecastig i power system, IEE Proc. GTD, 2002, vol. 149, pp [16] B. Schölkopf, A. Smola, Learig with Kerels, 2002, Cambridge, MA: MIT Press, [17] T. Yalcioz, U. Emioglu, Short term ad medium term power distributio load forecastig by eural etworks, Eergy Coversio ad Maagemet, 2005, vol. 46, pp [18] Autorzy: Dr iż. Krzysztof Siwek, Politechika Warszawska, Istytut Elektrotechiki Teoretyczej i Systemów Iformacyjo- Pomiarowych, ul. Koszykowa 75, Warszawa prof. dr hab. Staisław Osowski, Politechika Warszawska, Istytut Elektrotechiki Teoretyczej i Systemów Iformacyjo- Pomiarowych, ul. Koszykowa 75, Warszawa oraz Wojskowa Akademia Techicza, Istytut Systemów Elektroiczych, ul. Kaliskiego 2, Warszawa, sto@iem.pw.edu.pl, ksiwek@iem.pw.edu.pl 32 PRZEGLĄD ELEKTROTECHNICZNY (Electrical Review), ISSN , R. 85 NR 8/2009

Metrologia: miary dokładności. dr inż. Paweł Zalewski Akademia Morska w Szczecinie

Metrologia: 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 szczegółowo

Elementy modelowania matematycznego

Elementy modelowania matematycznego Elemety modelowaia matematyczego Wstęp Jakub Wróblewski jakubw@pjwstk.edu.pl http://zajecia.jakubw.pl/ TEMATYKA PRZEDMIOTU Modelowaie daych (ilościowe): Metody statystycze: estymacja parametrów modelu,

Bardziej szczegółowo

Modele tendencji rozwojowej STATYSTYKA OPISOWA. Dr Alina Gleska. Instytut Matematyki WE PP. 18 listopada 2017

Modele 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 szczegółowo

METODY I ZASTOSOWANIA SZTUCZNEJ INTELIGENCJI. LABORATORIUM nr 01. dr inż. Robert Tomkowski

METODY I ZASTOSOWANIA SZTUCZNEJ INTELIGENCJI. LABORATORIUM nr 01. dr inż. Robert Tomkowski METODY I ZASTOSOWANIA SZTUCZNEJ INTELIGENCJI LABORATORIUM r 01 Temat: PERCEPTRON dr iż. Robert Tomkowski pok. 118 bud. C robert.tomkowski@tu.koszali.pl tel. 94 3178 251 Metody i zastosowaia sztuczej iteligecji

Bardziej szczegółowo

3. Regresja liniowa Założenia dotyczące modelu regresji liniowej

3. Regresja liniowa Założenia dotyczące modelu regresji liniowej 3. Regresja liiowa 3.. Założeia dotyczące modelu regresji liiowej Aby moża było wykorzystać model regresji liiowej, muszą być spełioe astępujące założeia:. Relacja pomiędzy zmieą objaśiaą a zmieymi objaśiającymi

Bardziej szczegółowo

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH

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 szczegółowo

Prognozowanie wielkości sprzedaży z wykorzystaniem sztucznych sieci neuronowych na przykładzie przedsiębiorstwa branży kwiatowej

Prognozowanie wielkości sprzedaży z wykorzystaniem sztucznych sieci neuronowych na przykładzie przedsiębiorstwa branży kwiatowej Krzysztof Jurczyk 1 AGH Akademia Góriczo-Huticza Agata Kutyba 2 AGH Akademia Góriczo-Huticza Progozowaie wielkości sprzedaży z wykorzystaiem sztuczych sieci euroowych a przykładzie przedsiębiorstwa braży

Bardziej szczegółowo

Miary położenia (tendencji centralnej) to tzw. miary przeciętne charakteryzujące średni lub typowy poziom wartości cechy.

Miary 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 szczegółowo

X 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.

X 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 szczegółowo

Elementy statystyki opisowej Izolda Gorgol wyciąg z prezentacji (wykład I)

Elementy statystyki opisowej Izolda Gorgol wyciąg z prezentacji (wykład I) Elemety statystyki opisowej Izolda Gorgol wyciąg z prezetacji (wykład I) Populacja statystycza, badaie statystycze Statystyka matematycza zajmuje się opisywaiem i aalizą zjawisk masowych za pomocą metod

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA I ANALIZA DANYCH

STATYSTYKA 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 szczegółowo

Podstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych (w zakresie materiału przedstawionego na wykładzie organizacyjnym)

Podstawy 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 szczegółowo

z przedziału 0,1. Rozważmy trzy zmienne losowe:..., gdzie X

z przedziału 0,1. Rozważmy trzy zmienne losowe:..., gdzie X Matematyka ubezpieczeń majątkowych.0.0 r. Zadaie. Mamy day ciąg liczb q, q,..., q z przedziału 0,. Rozważmy trzy zmiee losowe: o X X X... X, gdzie X i ma rozkład dwumiaowy o parametrach,q i, i wszystkie

Bardziej szczegółowo

INWESTYCJE MATERIALNE

INWESTYCJE 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 szczegółowo

Miary rozproszenia. Miary położenia. Wariancja. Średnia. Dla danych indywidualnych: Dla danych indywidualnych: s 2 = 1 n. (x i x) 2. x i.

Miary rozproszenia. Miary położenia. Wariancja. Średnia. Dla danych indywidualnych: Dla danych indywidualnych: s 2 = 1 n. (x i x) 2. x i. Miary położeia Średia Dla daych idywidualych: x = 1 x = 1 x i i ẋ i gdzie ẋ i środek i tego przedziału i - liczość i-tego przedziału Domiata moda Liczba ajczęściej występująca jeśli taka istieje - dla

Bardziej szczegółowo

KADD Metoda najmniejszych kwadratów

KADD 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 szczegółowo

Miary położenia. Miary rozproszenia. Średnia. Wariancja. Dla danych indywidualnych: Dla danych indywidualnych: s 2 = 1 n. (x i x) 2. x i.

Miary położenia. Miary rozproszenia. Średnia. Wariancja. Dla danych indywidualnych: Dla danych indywidualnych: s 2 = 1 n. (x i x) 2. x i. Miary położeia Średia Dla daych idywidualych: x = 1 x = 1 x i i ẋ i gdzie ẋ i środek i tego przedziału i - liczość i-tego przedziału Domiata moda Liczba ajczęściej występująca jeśli taka istieje - dla

Bardziej szczegółowo

ZAGADNIENIE ESTYMACJI. ESTYMACJA PUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA

ZAGADNIENIE 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 szczegółowo

Przemysław Jaśko Wydział Ekonomii i Stosunków Międzynarodowych, Uniwersytet Ekonomiczny w Krakowie

Przemysław Jaśko Wydział Ekonomii i Stosunków Międzynarodowych, Uniwersytet Ekonomiczny w Krakowie MODELE SCORINGU KREDYTOWEGO Z WYKORZYSTANIEM NARZĘDZI DATA MINING ANALIZA PORÓWNAWCZA Przemysław Jaśko Wydział Ekoomii i Stosuków Międzyarodowych, Uiwersytet Ekoomiczy w Krakowie 1 WROWADZENIE Modele aplikacyjego

Bardziej szczegółowo

Statystyka i Opracowanie Danych. W7. Estymacja i estymatory. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407

Statystyka 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 szczegółowo

Podprzestrzenie macierzowe

Podprzestrzenie macierzowe Podprzestrzeie macierzowe Defiicja: Zakresem macierzy AŒ mâ azywamy podprzestrzeń R(A) przestrzei m geerowaą przez zakres fukcji ( ) : m f x = Ax ( A) { Ax x } = Defiicja: Zakresem macierzy A Œ âm azywamy

Bardziej szczegółowo

Lista 6. Estymacja punktowa

Lista 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 szczegółowo

Charakterystyki liczbowe zmiennych losowych: wartość oczekiwana i wariancja

Charakterystyki 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 szczegółowo

Trzeba pokazać, że dla każdego c 0 c Mc 0. ) = oraz det( ) det( ) det( ) jest macierzą idempotentną? Proszę odpowiedzieć w

Trzeba 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 szczegółowo

Podprzestrzenie macierzowe

Podprzestrzenie macierzowe Podprzestrzeie macierzowe Defiicja: Zakresem macierzy AŒ mâ azywamy podprzestrzeń R(A) przestrzei m geerowaą przez zakres fukcji : m f x = Ax RAAx x Defiicja: Zakresem macierzy A Œ âm azywamy podprzestrzeń

Bardziej szczegółowo

Metoda analizy hierarchii Saaty ego Ważnym problemem podejmowania decyzji optymalizowanej jest często występująca hierarchiczność zagadnień.

Metoda analizy hierarchii Saaty ego Ważnym problemem podejmowania decyzji optymalizowanej jest często występująca hierarchiczność zagadnień. Metoda aalizy hierarchii Saaty ego Ważym problemem podejmowaia decyzji optymalizowaej jest często występująca hierarchiczość zagadień. Istieje wiele heurystyczych podejść do rozwiązaia tego problemu, jedak

Bardziej szczegółowo

Elementy rach. macierzowego Materiały pomocnicze do MES Strona 1 z 7. Elementy rachunku macierzowego

Elementy rach. macierzowego Materiały pomocnicze do MES Strona 1 z 7. Elementy rachunku macierzowego Elemety rach macierzowego Materiały pomocicze do MES Stroa z 7 Elemety rachuku macierzowego Przedstawioe poiżej iformacje staowią krótkie przypomieie elemetów rachuku macierzowego iezbęde dla zrozumieia

Bardziej szczegółowo

(a) Jednowarstwowa sieć Hopfielda, z n neuronami (źródło [2]) (b) Bipolarna funkcja przejścia

(a) Jednowarstwowa sieć Hopfielda, z n neuronami (źródło [2]) (b) Bipolarna funkcja przejścia Sieci rekurecyje Przedmiot: Sieci euroowe i ich zastosowaie Sieci rekurecyje posiadają sprzężeie zwrote, co ma istoty wpływ a ich możliwości uczeia. Mają symulować asocjacyjy charakter ludzkiej pamięci.

Bardziej szczegółowo

Jak obliczać podstawowe wskaźniki statystyczne?

Jak 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 szczegółowo

Relacje rekurencyjne. będzie następująco zdefiniowanym ciągiem:

Relacje rekurencyjne. będzie następująco zdefiniowanym ciągiem: Relacje rekurecyje Defiicja: Niech =,,,... będzie astępująco zdefiiowaym ciągiem: () = r, = r,..., k = rk, gdzie r, r,..., r k są skalarami, () dla k, = a + a +... + ak k, gdzie a, a,..., ak są skalarami.

Bardziej szczegółowo

Ćwiczenia nr 5. TEMATYKA: Regresja liniowa dla prostej i płaszczyzny

Ćwiczenia 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 szczegółowo

oznaczają łączne wartości szkód odpowiednio dla k-tego kontraktu w t-tym roku. O składnikach naszych zmiennych zakładamy, że:

oznaczają łączne wartości szkód odpowiednio dla k-tego kontraktu w t-tym roku. O składnikach naszych zmiennych zakładamy, że: Zadaie. Niech zmiee losowe: X t,k = μ + α k + β t + ε t,k, k =,2,, K oraz t =,2,, T, ozaczają łącze wartości szkód odpowiedio dla k-tego kotraktu w t-tym roku. O składikach aszych zmieych zakładamy, że:

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA OPISOWA PODSTAWOWE WZORY

STATYSTYKA OPISOWA PODSTAWOWE WZORY MIARY POŁOŻENIA Średia Dla daych idywidualych: STATYSTYKA OPISOWA PODSTAWOWE WZORY Q i = x lmi + i mi 1 4 j h m i mi x = 1 x i x = 1 i ẋ i gdzie ẋ i środek i-tego przedziału i liczość i- tego przedziału

Bardziej szczegółowo

Prognozowanie zanieczyszczeń atmosferycznych przy użyciu sieci neuronowych

Prognozowanie zanieczyszczeń atmosferycznych przy użyciu sieci neuronowych Prognozowanie zanieczyszczeń atmosferycznych przy użyciu sieci neuronowych prof. zw. dr hab. inż. Stanisław Osowski dr inż. Krzysztof Siwek Politechnika Warszawska Kontynuacja prac Prace prowadzone w roku

Bardziej szczegółowo

Podstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych

Podstawy 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 szczegółowo

Estymacja przedziałowa

Estymacja 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 szczegółowo

ZASTOSOWANIE REGRESJI WIELOKROT- NEJ I SIECI NEURONOWEJ DO MODELO- WANIA ZJAWISKA TARCIA

ZASTOSOWANIE REGRESJI WIELOKROT- NEJ I SIECI NEURONOWEJ DO MODELO- WANIA ZJAWISKA TARCIA Zeszyty Naukowe WSIf Vol 9, Nr 3, 2010 Tomasz Trzepieciński Katedra Przeróbki Plastyczej Politechika Rzeszowska ZASTOSOWANIE REGRESJI WIELOKROT- NEJ I SIECI NEURONOWEJ DO MODELO- WANIA ZJAWISKA TARCIA

Bardziej szczegółowo

Estymacja: Punktowa (ocena, błędy szacunku) Przedziałowa (przedział ufności)

Estymacja: Punktowa (ocena, błędy szacunku) Przedziałowa (przedział ufności) IV. Estymacja parametrów Estymacja: Puktowa (ocea, błędy szacuku Przedziałowa (przedział ufości Załóżmy, że rozkład zmieej losowej X w populacji geeralej jest opisay dystrybuatą F(x;α, gdzie α jest iezaym

Bardziej szczegółowo

KURS STATYSTYKA. Lekcja 3 Parametryczne testy istotności ZADANIE DOMOWE. Strona 1

KURS 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 szczegółowo

Ćwiczenie nr 14. Porównanie doświadczalnego rozkładu liczby zliczeń w zadanym przedziale czasu z rozkładem Poissona

Ćwiczenie 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 szczegółowo

STATYSTYKA OPISOWA PODSTAWOWE WZORY

STATYSTYKA OPISOWA PODSTAWOWE WZORY MIARY POŁOŻENIA Średia Dla daych idywidualych: x = 1 STATYSTYKA OPISOWA PODSTAWOWE WZORY x i x = 1 i ẋ i gdzie ẋ i środek i-tego przedziału i liczość i- tego przedziału Domiata (moda Liczba ajczęściej

Bardziej szczegółowo

3. Tworzenie próby, błąd przypadkowy (próbkowania) 5. Błąd standardowy średniej arytmetycznej

3. 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 szczegółowo

Twierdzenie Cayleya-Hamiltona

Twierdzenie Cayleya-Hamiltona Twierdzeie Cayleya-Hamiltoa Twierdzeie (Cayleya-Hamiltoa): Każda macierz kwadratowa spełia swoje włase rówaie charakterystycze. D: Chcemy pokazać, że jeśli wielomiaem charakterystyczym macierzy A jest

Bardziej szczegółowo

Zestaw II Odpowiedź: Przeciętna masa ciała w grupie przebadanych szczurów wynosi 186,2 g.

Zestaw II Odpowiedź: Przeciętna masa ciała w grupie przebadanych szczurów wynosi 186,2 g. Zadaia przykładowe z rozwiązaiami Zadaie Dokoao pomiaru masy ciała 8 szczurów laboratoryjych. Uzyskao astępujące wyiki w gramach: 70, 80, 60, 90, 0, 00, 85, 95. Wyzaczyć przeciętą masę ciała wśród zbadaych

Bardziej szczegółowo

Identyfikacja i modelowanie struktur i procesów biologicznych

Identyfikacja i modelowanie struktur i procesów biologicznych Idetyfikacja i modelowaie struktur i procesów biologiczych Laboratorium 4: Modele regresyje mgr iż. Urszula Smyczyńska AGH Akademia Góriczo-Huticza Aaliza regresji Aaliza regresji jest bardzo szeroka dziedzią,

Bardziej szczegółowo

1. Wnioskowanie statystyczne. Ponadto mianem statystyki określa się także funkcje zmiennych losowych o

1. Wnioskowanie statystyczne. Ponadto mianem statystyki określa się także funkcje zmiennych losowych o 1. Wioskowaie statystycze. W statystyce idetyfikujemy: Cecha-Zmiea losowa Rozkład cechy-rozkład populacji Poadto miaem statystyki określa się także fukcje zmieych losowych o tym samym rozkładzie. Rozkłady

Bardziej szczegółowo

1 Układy równań liniowych

1 Układy równań liniowych Katarzya Borkowska, Wykłady dla EIT, UTP Układy rówań liiowych Defiicja.. Układem U m rówań liiowych o iewiadomych azywamy układ postaci: U: a x + a 2 x 2 +... + a x =b, a 2 x + a 22 x 2 +... + a 2 x =b

Bardziej szczegółowo

WYBRANE METODY DOSTĘPU DO DANYCH

WYBRANE METODY DOSTĘPU DO DANYCH WYBRANE METODY DOSTĘPU DO DANYCH. WSTĘP Coraz doskoalsze, szybsze i pojemiejsze pamięci komputerowe pozwalają gromadzić i przetwarzać coraz większe ilości iformacji. Systemy baz daych staowią więc jedo

Bardziej szczegółowo

Estymacja. Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych. Wykład 7

Estymacja. Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych. Wykład 7 Metody probabilistycze i statystyka Estymacja Dr Joaa Baaś Zakład Badań Systemowych Istytut Sztuczej Iteligecji i Metod Matematyczych Wydział Iformatyki Politechiki Szczecińskiej Metody probabilistycze

Bardziej szczegółowo

ZADANIA NA ĆWICZENIA 3 I 4

ZADANIA NA ĆWICZENIA 3 I 4 Agata Boratyńska Statystyka aktuariala... 1 ZADANIA NA ĆWICZENIA 3 I 4 1. Wygeeruj szkody dla polis z kolejych lat wg rozkładu P (N = 1) = 0, 1 P (N = 0) = 0, 9, gdzie N jest liczbą szkód z jedej polisy.

Bardziej szczegółowo

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r. Matematyka ubezpieczeń majątkowych 6..003 r. Zadaie. W kolejych okresach czasu t =,, 3, 4, 5 ubezpieczoy, charakteryzujący się parametrem ryzyka Λ, geeruje szkód. Dla daego Λ = λ zmiee N, N,..., N 5 są

Bardziej szczegółowo

4.1. Wprowadzenie...70 4.2. Podstawowe definicje...71 4.3. Algorytm określania wartości parametrów w regresji logistycznej...74

4.1. Wprowadzenie...70 4.2. Podstawowe definicje...71 4.3. Algorytm określania wartości parametrów w regresji logistycznej...74 3 Wykaz najważniejszych skrótów...8 Przedmowa... 10 1. Podstawowe pojęcia data mining...11 1.1. Wprowadzenie...12 1.2. Podstawowe zadania eksploracji danych...13 1.3. Główne etapy eksploracji danych...15

Bardziej szczegółowo

8. Optymalizacja decyzji inwestycyjnych

8. Optymalizacja decyzji inwestycyjnych 8. Optymalizacja decyzji iwestycyjych 8. Wprowadzeie W wielu różych sytuacjach, w tym rówież w czasie wyboru iwestycji do realizacji, podejmujemy decyzje. Sytuacje takie azywae są sytuacjami decyzyjymi.

Bardziej szczegółowo

Opracowanie danych pomiarowych. dla studentów realizujących program Pracowni Fizycznej

Opracowanie 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 szczegółowo

Artykuł techniczny CVM-NET4+ Zgodny z normami dotyczącymi efektywności energetycznej

Artykuł techniczny CVM-NET4+ Zgodny z normami dotyczącymi efektywności energetycznej 1 Artykuł techiczy Joatha Azañó Dział ds. Zarządzaia Eergią i Jakości Sieci CVM-ET4+ Zgody z ormami dotyczącymi efektywości eergetyczej owy wielokaałowy aalizator sieci i poboru eergii Obeca sytuacja Obece

Bardziej szczegółowo

Przejście światła przez pryzmat i z

Przejście światła przez pryzmat i z I. Z pracowi fizyczej. Przejście światła przez pryzmat - cz. II 1. Przejście światła przez pryzmat. Kąt odchyleia. W paragrafie 8.10 trzeciego tomu e-podręczika opisao bieg światła moochromatyczego w pryzmacie.

Bardziej szczegółowo

Parametryzacja rozwiązań układu równań

Parametryzacja rozwiązań układu równań Parametryzacja rozwiązań układu rówań Przykład: ozwiąż układy rówań: / 2 2 6 2 5 2 6 2 5 //( / / 2 2 9 2 2 4 4 2 ) / 4 2 2 5 2 4 2 2 Korzystając z postaci schodkowej (środkowa macierz) i stosując podstawiaie

Bardziej szczegółowo

ZASTOSOWANIE PAKIETU SIMULINK DO MODELOWANIA TRANSMISJI VDSL*

ZASTOSOWANIE PAKIETU SIMULINK DO MODELOWANIA TRANSMISJI VDSL* Paweł Sroka Politechika Pozańska Istytut Elektroiki i Telekomuikacji psroka@et.put.poza.pl 2004 Pozańskie Warsztaty Telekomuikacyje Pozań 9-10 grudia 2004 ZASTOSOWANIE PAKIETU SIMULINK DO MODELOWANIA TRANSMISJI

Bardziej szczegółowo

Stwierdzenie 1. Jeżeli ciąg ma granicę, to jest ona określona jednoznacznie (żaden ciąg nie może mieć dwóch różnych granic).

Stwierdzenie 1. Jeżeli ciąg ma granicę, to jest ona określona jednoznacznie (żaden ciąg nie może mieć dwóch różnych granic). Materiały dydaktycze Aaliza Matematycza Wykład Ciągi liczbowe i ich graice. Graice ieskończoe. Waruek Cauchyego. Działaia arytmetycze a ciągach. Podstawowe techiki obliczaia graic ciągów. Istieie graic

Bardziej szczegółowo

Obserwacje odstające mają duży wpływ na średnią średnia nie jest odporna.

Obserwacje odstające mają duży wpływ na średnią średnia nie jest odporna. Wykład 8. Przedziały ufości dla średiej Średia a mediaa Mediaa dzieli powierzchię histogramu a połowy. Jest odpora ie mają a ią wpływu obserwacje odstające. Obserwacje odstające mają duży wpływ a średią

Bardziej szczegółowo

Zadanie 2 Niech,,, będą niezależnymi zmiennymi losowymi o identycznym rozkładzie,.

Zadanie 2 Niech,,, będą niezależnymi zmiennymi losowymi o identycznym rozkładzie,. Z adaie Niech,,, będą iezależymi zmieymi losowymi o idetyczym rozkładzie ormalym z wartością oczekiwaą 0 i wariacją. Wyzaczyć wariację zmieej losowej. Wskazówka: pokazać, że ma rozkład Γ, ODP: Zadaie Niech,,,

Bardziej szczegółowo

ZASTOSOWANIE SIECI FBM W NEURONOWYM MODELOWANIU MIESZANIA DWUSKŁADNIKOWYCH UKŁADÓW ZIARNISTYCH

ZASTOSOWANIE SIECI FBM W NEURONOWYM MODELOWANIU MIESZANIA DWUSKŁADNIKOWYCH UKŁADÓW ZIARNISTYCH IŜyieria Rolicza 14/2005 Marek Tukiedorf Wydział Mechaiczy Politechika Opolska ZASTOSOWANIE SIECI FBM W NEURONOWYM MODELOWANIU MIESZANIA DWUSKŁADNIKOWYCH UKŁADÓW ZIARNISTYCH Streszczeie Pokazao wyiki symulacji

Bardziej szczegółowo

Statystyka opisowa. () Statystyka opisowa 24 maja / 8

Statystyka 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 szczegółowo

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

Prawdopodobieństwo i statystyka r. Zadaie 1 Rzucamy 4 kości do gry (uczciwe). Prawdopodobieństwo zdarzeia iż ajmiejsza uzyskaa a pojedyczej kości liczba oczek wyiesie trzy (trzy oczka mogą wystąpić a więcej iż jedej kości) rówe jest: (A)

Bardziej szczegółowo

Zeszyty naukowe nr 9

Zeszyty naukowe nr 9 Zeszyty aukowe r 9 Wyższej Szkoły Ekoomiczej w Bochi 2011 Piotr Fijałkowski Model zależości otowań giełdowych a przykładzie otowań ołowiu i spółki Orzeł Biały S.A. Streszczeie Niiejsza praca opisuje próbę

Bardziej szczegółowo

Statystyka opisowa - dodatek

Statystyka opisowa - dodatek Statystyka opisowa - dodatek. *Jak obliczyć statystyki opisowe w dużych daych? Liczeie statystyk opisowych w dużych daych może sprawiać problemy. Dla przykładu zauważmy, że aiwa implemetacja średiej arytmetyczej

Bardziej szczegółowo

Analiza wyników symulacji i rzeczywistego pomiaru zmian napięcia ładowanego kondensatora

Analiza 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 szczegółowo

Systemy operacyjne

Systemy operacyjne Systemy operacyje 26.11.2010 Zasady poprawości harmoogramu w każdej chwili procesor może wykoywać tylko jedo zadaie w każdej chwili zadaie może być obsługiwae przez co ajwyżej jede procesor Zadaie Z j

Bardziej szczegółowo

Ćwiczenie 2 ESTYMACJA STATYSTYCZNA

Ćwiczenie 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 szczegółowo

STATYSTYKA OPISOWA WYKŁAD 1 i 2

STATYSTYKA 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 szczegółowo

ma rozkład złożony Poissona z oczekiwaną liczbą szkód równą λ i rozkładem wartości pojedynczej szkody takim, że Pr( Y

ma rozkład złożony Poissona z oczekiwaną liczbą szkód równą λ i rozkładem wartości pojedynczej szkody takim, że Pr( Y Zadaie. Łącza wartość szkód z pewego ubezpieczeia W = Y + Y +... + YN ma rozkład złożoy Poissoa z oczekiwaą liczbą szkód rówą λ i rozkładem wartości pojedyczej szkody takim, że ( Y { 0,,,3,... }) =. Niech:

Bardziej szczegółowo

POLITECHNIKA OPOLSKA

POLITECHNIKA 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 szczegółowo

1.3. Największa liczba naturalna (bez znaku) zapisana w dwóch bajtach to a) b) 210 c) d) 32767

1.3. Największa liczba naturalna (bez znaku) zapisana w dwóch bajtach to a) b) 210 c) d) 32767 Egzami maturaly z iformatyki Zadaie. (0 pkt) Każdy z puktów tego zadaia zawiera stwierdzeie lub pytaie. Zazacz (otaczając odpowiedią literę kółkiem) właściwą kotyuację zdaia lub poprawą odpowiedź. W każdym

Bardziej szczegółowo

BADANIA DOCHODU I RYZYKA INWESTYCJI

BADANIA 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 szczegółowo

Moda (Mo, D) wartość cechy występującej najczęściej (najliczniej).

Moda (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 szczegółowo

Klasyfikacja inwestycji materialnych ze względu na ich cel:

Klasyfikacja inwestycji materialnych ze względu na ich cel: Metodologia obliczeia powyższych wartości Klasyfikacja iwestycji materialych ze względu a ich cel: mające a celu odtworzeie środków trwałych lub ich wymiaę w celu obiżeia kosztów produkcji, rozwojowe:

Bardziej szczegółowo

L.Kowalski zadania ze statystyki matematycznej-zestaw 3 ZADANIA - ZESTAW 3

L.Kowalski zadania ze statystyki matematycznej-zestaw 3 ZADANIA - ZESTAW 3 L.Kowalski zadaia ze statystyki matematyczej-zestaw 3 ZADANIA - ZESTAW 3 Zadaie 3. Cecha X populacji ma rozkład N m,. Z populacji tej pobrao próbę 7 elemetową i otrzymao wyiki x7 = 9, 3, s7 =, 5 a Na poziomie

Bardziej szczegółowo

INSTRUKCJA NR 06-2 POMIARY TEMPA METABOLIZMU METODĄ TABELARYCZNĄ

INSTRUKCJA 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 szczegółowo

D. Miszczyńska, M.Miszczyński KBO UŁ, Badania operacyjne (wykład 6 _ZP) [1] ZAGADNIENIE PRZYDZIAŁU (ZP) (Assignment Problem)

D. Miszczyńska, M.Miszczyński KBO UŁ, Badania operacyjne (wykład 6 _ZP) [1] ZAGADNIENIE PRZYDZIAŁU (ZP) (Assignment Problem) D. Miszczyńska, M.Miszczyński KBO UŁ, Badaia operacyje (wykład 6 _ZP) [1] ZAGADNIENIE PRZYDZIAŁU (ZP) (Assigmet Problem) Bliskim "krewiakiem" ZT (w sesie podobieństwa modelu decyzyjego) jest zagadieie

Bardziej szczegółowo

MINIMALIZACJA PUSTYCH PRZEBIEGÓW PRZEZ ŚRODKI TRANSPORTU

MINIMALIZACJA PUSTYCH PRZEBIEGÓW PRZEZ ŚRODKI TRANSPORTU Przedmiot: Iformatyka w logistyce Forma: Laboratorium Temat: Zadaie 2. Automatyzacja obsługi usług logistyczych z wykorzystaiem zaawasowaych fukcji oprogramowaia Excel. Miimalizacja pustych przebiegów

Bardziej szczegółowo

LABORATORIUM METROLOGII

LABORATORIUM 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 szczegółowo

Prognozowanie zapotrzebowania mocy w KSE z horyzontem dobowym przy zastosowaniu zespołu sieci neuronowych

Prognozowanie zapotrzebowania mocy w KSE z horyzontem dobowym przy zastosowaniu zespołu sieci neuronowych Tomasz CIECHULSKI 1, Stanisław OSOWSKI 1,2 Wojskowa Akademia Techniczna, Wydział Elektroniki (1), Politechnika Warszawska, Wydział Elektryczny (2) doi:10.15199/48.2018.09.26 Prognozowanie zapotrzebowania

Bardziej szczegółowo

Analiza dokładności pomiaru, względnego rozkładu egzytancji widmowej źródeł światła, dokonanego przy użyciu spektroradiometru kompaktowego

Analiza dokładności pomiaru, względnego rozkładu egzytancji widmowej źródeł światła, dokonanego przy użyciu spektroradiometru kompaktowego doi:1.15199/48.215.4.38 Eugeiusz CZECH 1, Zbigiew JAROZEWCZ 2,3, Przemysław TABAKA 4, rea FRYC 5 Politechika Białostocka, Wydział Elektryczy, Katedra Elektrotechiki Teoretyczej i Metrologii (1), stytut

Bardziej szczegółowo

będą niezależnymi zmiennymi losowymi z rozkładu jednostajnego na przedziale ( 0,

będą niezależnymi zmiennymi losowymi z rozkładu jednostajnego na przedziale ( 0, Zadaie iech X, X,, X 6 będą iezależymi zmieymi losowymi z rozkładu jedostajego a przedziale ( 0, ), a Y, Y,, Y6 iezależymi zmieymi losowymi z rozkładu jedostajego a przedziale ( 0, ), gdzie, są iezaymi

Bardziej szczegółowo

Ćwiczenie 6. Realizacja i pomiary filtrów adaptacyjnych

Ćwiczenie 6. Realizacja i pomiary filtrów adaptacyjnych Ćwiczeie 6 Realizacja i pomiary filtrów adaptacyjyc Cele ćwiczeia Zapozaie z działaiem prostyc filtrów adaptacyjyc. Obserwacja efektów działaia filtru predykcyjego. Porówaie algorytmów LMS i LMS. Pomiary

Bardziej szczegółowo

Definicja interpolacji

Definicja interpolacji INTERPOLACJA Defiicja iterpolacji Defiicja iterpolacji 3 Daa jest fukcja y = f (x), x[x 0, x ]. Zamy tablice wartości tej fukcji, czyli: f ( x ) y 0 0 f ( x ) y 1 1 Defiicja iterpolacji Wyzaczamy fukcję

Bardziej szczegółowo

Ćwiczenia rachunkowe TEST ZGODNOŚCI χ 2 PEARSONA ROZKŁAD GAUSSA

Ćwiczenia rachunkowe TEST ZGODNOŚCI χ 2 PEARSONA ROZKŁAD GAUSSA Aaliza iepewości pomiarowych w esperymetach fizyczych Ćwiczeia rachuowe TEST ZGODNOŚCI χ PEARSONA ROZKŁAD GAUSSA UWAGA: Na stroie, z tórej pobrałaś/pobrałeś istrucję zajduje się gotowy do załadowaia arusz

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

STATYSTYKA MATEMATYCZNA STATYSTYKA MATEMATYCZNA. Wykład wstępy. Teoria prawdopodobieństwa i elemety kombiatoryki 3. Zmiee losowe 4. Populacje i próby daych 5. Testowaie hipotez i estymacja parametrów 6. Test t 7. Test 8. Test

Bardziej szczegółowo

Kluczowy aspekt wyszukiwania informacji:

Kluczowy aspekt wyszukiwania informacji: Wyszukiwaieiformacjitoproceswyszukiwaiawpewymzbiorze tychwszystkichdokumetów,którepoświęcoesąwskazaemuw kweredzietematowi(przedmiotowi)lubzawierająiezbędedla Wg M. A. Kłopotka: użytkowikafaktyiiformacje.

Bardziej szczegółowo

16 Przedziały ufności

16 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

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

STATYSTYKA MATEMATYCZNA TATYTYKA MATEMATYCZNA ROZKŁADY PODTAWOWYCH TATYTYK zmiea losowa odpowiedik badaej cechy, (,,..., ) próba losowa (zmiea losowa wymiarowa, i iezależe zmiee losowe o takim samym rozkładzie jak (taką próbę

Bardziej szczegółowo

Korelacja i regresja. Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych. Wykład 12

Korelacja 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 szczegółowo

Niezależność zmiennych, funkcje i charakterystyki wektora losowego, centralne twierdzenia graniczne

Niezależność zmiennych, funkcje i charakterystyki wektora losowego, centralne twierdzenia graniczne Wykład 4 Niezależość zmieych, fukcje i charakterystyki wektora losowego, cetrale twierdzeia graicze Dr Joaa Baaś Zakład Badań Systemowych Istytut Sztuczej Iteligecji i Metod Matematyczych Wydział Iformatyki

Bardziej szczegółowo

Planowanie doświadczeń - DPLD LMO Materiały pomocnicze

Planowanie doświadczeń - DPLD LMO Materiały pomocnicze Plaowaie doświadczeń - DPLD LMO Materiały pomocicze Układ bloków kompletie zradomizowaych Założeia: (a) Z jedostek doświadczalych tworzymy rówolicze grupy zwae blokami (b bloków) w taki sposób, aby jedostki

Bardziej szczegółowo

Statystyka i rachunek prawdopodobieństwa

Statystyka 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 szczegółowo

ANALIZA DANYCH DYSKRETNYCH

ANALIZA DANYCH DYSKRETNYCH ZJAZD ESTYMACJA Jest to metoda wioskowaia statystyczego. Umożliwia oa oszacowaie wartości iteresującego as parametru a podstawie badaia próbki. Estymacja puktowa polega a określeiu fukcji zwaej estymatorem,

Bardziej szczegółowo

UKŁADY RÓWNAŃ LINOWYCH

UKŁADY RÓWNAŃ LINOWYCH Ekoeergetyka Matematyka. Wykład 4. UKŁADY RÓWNAŃ LINOWYCH Defiicja (Układ rówań liiowych, rozwiązaie układu rówań) Układem m rówań liiowych z iewiadomymi,,,, gdzie m, azywamy układ rówań postaci: a a a

Bardziej szczegółowo

Jarosław Wróblewski Analiza Matematyczna 1A, zima 2012/13. Ciągi.

Jarosław Wróblewski Analiza Matematyczna 1A, zima 2012/13. Ciągi. Jarosław Wróblewski Aaliza Matematycza 1A, zima 2012/13 Ciągi. Ćwiczeia 5.11.2012: zad. 140-173 Kolokwium r 5, 6.11.2012: materiał z zad. 1-173 Ćwiczeia 12.11.2012: zad. 174-190 13.11.2012: zajęcia czwartkowe

Bardziej szczegółowo

14. RACHUNEK BŁĘDÓW *

14. 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 szczegółowo