ZASTOSOWANIE METODY LOSOWANIA LHS W BADANIACH SYMULACYJNYCH MODELI SIECIOWYCH. Sławomir BIRUK, Piotr JAŚKOWSKI
|
|
- Kornelia Głowacka
- 6 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 ZASTOSOWANIE METODY LOSOWANIA LHS W BADANIACH SYMULACYJNYCH MODELI SIECIOWYCH Sławomir BIRUK, Piotr JAŚKOWSKI Wydział Budowictwa i Architektury, Politechika Lubelska, ul. Nadbystrzycka 0, 0-68 Lubli Streszczeie: Metoda symulacji cyfrowej Mote Carlo jest popularym arzędziem wykorzystywaym w aalizie ryzyka oraz plaowaiu przedsięwzięć budowlaych w warukach losowych. Zaletą metody jest możliwość aalizowaia modeli sieciowych złożoych z czyości, których czas trwaia jest opisay dowolymi rozkładami prawdopodobieństwa, bez koieczości wprowadzaia dodatkowych założeń upraszczających. Podejście to umożliwia także modelowaie dowolych ograiczeń czasowych, zasobowych i kolejościowych. W metodzie symulacji Mote Carlo zwiększaie liczby przebiegów symulacyjych wpływa a dokładość estymowaych wielkości. Zmiejszeie rozrzutu wartości zmieych wyjściowych moża także uzyskać stosując jedą z metod redukcji wariacji (lub ich kombiację. W artykule przedstawioo wyiki pilotażowych badań symulacyjych prowadzoych a testowych modelach sieciowych przedsięwzięć budowlaych. Podczas badań symulacyjych w procesie geerowaia liczb losowych zastosowao metodę Lati Hypercube Samplig. Przeprowadzoe eksperymety mają a celu próbę oszacowaia skuteczości redukcji wariacji średiej termiu realizacji przedsięwzięcia za pomocą metody LHS oraz zbadaie możliwości poprawy wyików poprzez zastosowaie liczb atytetyczych (losowaia przeciwstawego. Słowa kluczowe: ryzyko realizacji przedsięwzięć budowlaych, symulacja komputerowa, metody redukcji wariacji.. Wprowadzeie Aaliza modeli sieciowych przedsięwzięć metodą symulacji cyfrowej Mote Carlo ma a celu ajczęściej ustaleie średich, wariacji lub typu i parametrów rozkładu termiów zaistieia zdarzeń i (i =,,, m a podstawie obserwacji x i,j poczyioych w j (j =,,, przebiegach symulacyjych. Wartości x i,j moża traktować jako realizacje zmieych losowych X i termiów zaistieia zdarzeń (Platt, 97. Istota metody MC w aalizie modeli sieciowych polega a losowym geerowaiu w kolejych przebiegach symulacyjych czasów realizacji t l,j czyości (l =,,..., w, w jest to liczba czyości modelu sieciowego i obliczaiu termiów zaistieia zdarzeń jak w Critical Path Method (CPM. W każdej replikacji j czasy realizacji czyości są geerowae zgodie z przyjętym rozkładem prawdopodobieństwa, przy zastosowaiu iezależych od siebie ciągów liczb losowych u l,j z przedziału (0, ]. Nieobciążoy estymator puktowy średiej µ i = E(X i zmieej losowej Xi termiu zaistieia zdarzeia i ma postać (Platt, 97: µ =, ( i x i, j j= atomiast jego wariacja daa jest wzorem: D σ i µ i =, ( gdzie: σ i jest wariacją zmieej losowej X i termiu zaistieia zdarzeia i, tj. σ i = D (X i. Nieobciążoy estymator wariacji jest określoy astępująco: i =, x i j j= µ σ. ( i W metodzie symulacji MC błąd estymacji średiej ( µ i µ i jest przedstawiay w postaci przedziału ufości. Wielkość przedziału ufości jest proporcjoala do σ i. Jedym z podstawowych sposobów zawężaia przedziału ufości (redukcji wariacji estymatora średiej jest zwiększaie liczby obserwacji (przebiegów symulacyjych, co jedak powoduje wydłużeie czasu badań symulacyjych. Autor odpowiedzialy za korespodecję. s.biruk@pollub.pl 09
2 Civil ad Evirometal Egieerig / Budowictwo i Iżyieria Środowiska (0 09- Na dokładość wyzaczaych charakterystyk wpływa także sposób geerowaia zmieych (daych wejściowych do badań. Wywołując korelację między wartościami tych samych wielkości w eksperymetach symulacyjych, uzyskuje się redukcję wariacji estymatora, a co się z tym wiąże zwiększa się dokładość oszacowaia. Zawężeie przedziału ufości estymowaej charakterystyki moża także uzyskać dokoując właściwego wyboru estymatora. Postępowaia mające a celu zmiejszeie rozrzutu obserwowaych wartości zmieych wyjściowych, w literaturze określa się miaem metod redukcji wariacji (Law i Kelto, 99; Tyszer, 990. W artykule podjęto próbę ocey efektywości metody losowaia zgodego ze schematem Lati Hypercube Samplig (LHS oraz jej kombiacji z metodą losowaia przeciwstawego. Aalizowae metody ie wydłużają czasu eksperymetów i są łatwe do zaimplemetowaia w komercyjych językach symulacyjych.. Metoda losowaia LHS Sposób plaowaia eksperymetów symulacyjych Lati Hypercube Samplig (LHS, został zapropooway w pracy McKay a i i. (979. Należy oa do grupy metod losowaia (próbkowaia warstwowego, które mają a celu poprawę rówomierości geerowaia liczb losowych. W metodach losowaia warstwowego dystrybuaty czasu trwaia wszystkich zmieych wejściowych l (l =,,..., w są dzieloe a s (l rozłączych przedziałów (warstw [a l.,k, a l.,k+ ] takich, że 0 = a l, < a l, <... < a l,s(l- =. Liczba przedziałów ie musi być jedakowa dla każdej czyości (zmieej czasu losowej trwaia procesu, ale ich rówa liczba bardzo ułatwia plaowaie i prowadzeie badań symulacyjych. Najczęściej dokouje się podziału dystrybuaty czasu trwaia wszystkich czyości a jedakową liczbę s rówych części, tz. 0 < / s < / s <... < (s / s <. Próbę taką azywa się proporcjoalą, bowiem liczba wygeerowaych w daej warstwie wystąpień (czasów trwaia czyości jest proporcjoala do prawdopodobieństwa ich wystąpieia. W ogólym przypadku, aby dokładie odzorować zmieą losową będącą wyikiem symulacji, powio się wylosować s( s(... s(w (w jest to liczba czyości modelu sieciowego liczb losowych, każdą z iej warstwy dla każdej zmieej wejściowej. Jest to możliwe tylko przy stosukowo iewielkiej liczbie czyości modelu sieciowego. Burt i Garma (97 zalecają, aby przeprowadzić s skorelowaych ze sobą eksperymetów. Należy wylosować s iezależych od siebie liczb losowych u i,, u i,,..., u i,s z przedziału (0, ] dla każdej ze zmieych wejściowych i umieścić je w różych warstwach u l, / s < (u i, + / s <... < (u l,s + s / s. W każdym przebiegu symulacyjym dla każdej czyości wybiera się jedą warstwę, a kolejość przypisywaia warstw do czyości jest losowa. Stosując metodę losowaia warstwowego zawsze uzyskuje się redukcję wariacji estymatora w stosuku do wariacji uzyskaej w klasyczej metodzie Mote Carlo. Stosując schemat losowaia Lati Hypercube Samplig, aby wygeerować s (j =,,, s skorelowaych ze sobą replikacji, liczby losowe ależy określać są zgodie z zależością (Owe 998: U l, j ( j * l + U l, j = π dla l =,, K, w s ( oraz j =,, K, s gdzie: π (, π (,..., π w ( są to permutacje liczb {,,..., s}, losowaymi z jedakowym prawdopodobieństwem ze zbioru s! takich permutacji, a π l (j ozacza j-ty elemet (umer warstwy w permutacji dla czyości l, {U * l,j : l =,,..., s}są liczbami losowymi wzajemie iezależymi oraz iezależymi od permutacji π (, π (,..., π w (. W każdym cyklu r (r =,,..., k badań symulacyjych, obejmującym s replikacji ustaloych według procedury LHS, jest losowaa tylko jeda liczba z każdej warstwy dla daej czyości. Przeprowadzeie przebiegów symulacyjych wymaga wygeerowaia k = / s iezależych permutacji π (, π (,..., π w (. W każdym powtórzeiu są obliczae wartości zmieych losowych termiów zaistieia zdarzeń w modelu sieciowym według metody CPM.. Metoda zmieych atytetyczych Metoda ta, azywaa rówież losowaiem przeciwstawym, polega a przeprowadzeiu eksperymetu symulacyjego w dwóch etapach (Law i Kelto, 99; Tyszer, 990. W pierwszym etapie stosuje się dla każdej czyości ciągi liczb pseudolosowych u l,, u l,,..., u l,/ (l =,,..., w o rozkładzie rówomierym a przedziale (0, ], atomiast w drugim etapie ciągi liczb dopełiających ( - u l,, ( - u l,,..., ( - u l,/. Jeżeli X oraz ( X są odpowiedio estymatorami parametru Xˆ i odpowiedio w pierwszym i drugim etapie badań symulacyjych, to ieobciążoym estymatorem tego parametru jest średia: ( ( ( X ˆ ˆ ˆ i = X i + X i. (5 Wariację tego estymatora moża obliczyć astępująco: ( ˆ ( ˆ ˆ ( X = D X X + D i i i = ( ( ˆ ( ˆ ˆ ˆ ( D X cov, i + D X i + X i X i ˆ i ˆ i. (6 Stosując losowaie przeciwstawe, z ujemą korelacją między wyikami z astępujących po sobie eksperymetów, uzyskuje się miejszą wariację iż w przypadku prowadzeia eksperymetów iezależych. 0
3 Sławomir BIRUK, Piotr JAŚKOWSKI Burt i i. (970 stosowali ciągi liczb atytetyczych do symulacyjego rozwiązywaia prostych modeli z czasami trwaia o rozkładzie wykładiczym. Następie wykazali aalityczie, że wariację oczekiwaego czasu realizacji modelowaych przedsięwzięć moża zmiejszyć o poad połowę w stosuku do wariacji estymatora stosowaego w bezpośrediej metodzie Mote Carlo. Rozważaia te zostały uogólioe przez Sullivaa i i. (98, gdzie badao sieci złożoe z czyości o różych rozkładach. Stosując losowaie przeciwstawe, tę samą dokładość jak w metodzie Mote Carlo moża uzyskać średio przy / liczbie replikacji. Metoda zmieych atytetyczych może być rówież łączoa z iymi metodami.. Badaia symulacyje Przeprowadzoo badaia symulacyje trzech modeli sieciowych (rys. -, w których czasy wykoaia czyości opisao za pomocą rozkładów trójkątych (czasy podao a rysukach przy umerze czyości w postaci (a, c, b, gdzie odpowiedio są to czasy optymistycze, ajbardziej prawdopodobe i pesymistycze. Wszystkie programy symulacyje zostały opracowae w języku symulacyjym GPSS World. W celu porówywalości oce skuteczości poszczególych metod redukcji wariacji, dla każdego wariatu badań symulacyjych przeprowadzoo łączie 00 replikacji. (5, 8,6 (, 7,5 (, 7, Koiec (8, 5, 0 Rys.. Model sieciowy I (5, 6, 8 (, 5 7 (8, 0, 5 (,, 7 5 (,, (,, (,, (5, 8, 5 (7, 8, 0 (5, 6, 8 (, 5, 8 (8, 0, 5 (5, 6, 9 Koiec (0,, (0,, 8 (, 6, Rys.. Model sieciowy II
4 Civil ad Evirometal Egieerig / Budowictwo i Iżyieria Środowiska ( (9, 0, (, 5, 7, 50, 56 (, 0, 5 (5, 58, 68 (, 0, 9 (, 5,9 8 (,, 5 9 (, 5, 7 0 (5, 0, 7 Koiec 5 (6, 7, 0 (8, 0, 5 (, 5, 9 (, 5, 0 (0,, 6 6 (, 5, (, 50, 600 (70, 75, 90 Rys.. Model sieciowy III W pierwszym etapie badań symulacyjych został sporządzoy symulator wykorzystujący predefiiowae w języku GPSS World geeratory rozkładu trójkątego. Geeratory te ie pozwalają jedak a bezpośredie stosowaie iektórych metod redukcji wariacji, p. strumiei liczb atytetyczych. Dlatego w dalszych wariatach symulatorach zastosowao do geerowaia rozkładu trójkątego powszechie zaą metodę odwracaia dystrybuaty. W metodzie losowaia LHS, zakres zmieości wszystkich zmieych losowych został podzieloy a 5 warstw o jedakowym prawdopodobieństwie wystąpieia. Ostatim etapem badań symulacyjych było łącze zastosowaie metody losowaia przeciwstawego i LHS. Wykoao 600 replikacji zgodie ze schematem LHS stosując ciągi liczb losowych u l,, u l,,..., u l,/ oraz 600 stosując ciągi liczb przeciwstawych ( - u l,, ( - u l,,..., ( - u l,/. Wyiki badań symulacyjych zestawioo w tabeli. 5. Podsumowaie Metoda symulacji Mote Carlo jest efektywym arzędziem aalizy sieci zależości utworzoych z czyości o dowolych rozkładach czasu ich trwaia bez koieczości wprowadzaia dodatkowych założeń upraszczających. Wykorzystaie metod redukcji wariacji może zarówo skrócić czas prowadzeia badań (zmiejszeie liczby replikacji, jak i poprawić wiarygodość oszacowaia wybraych charakterystyk badaego modelu. Efektywość poszczególych metod redukcji wariacji zależy przede wszystkim od kofiguracji sieci zależości i stosowaych typów oraz parametrów rozkładów czasu trwaia czyości. Na podstawie przeprowadzoych eksperymetów symulacyjych moża wioskować, że zastosowaie Tabela. Wyiki uzyskae przy stosowaiu różych metod wariacji Metoda prowadzeia badań symulacyjych GPSS Metoda odwracaia dystrybuaty Metoda zmieych atytetyczych LHS Model Średia Wariacja estymatora Model I 6,758 0,0088 Model II 76,007 0,008 Model III 76,76 0,099 Model I 6,70 0,0050 Model II 76,009 0,00588 Model III 76,787 0,0976 Model I 6,75 0,0000 Model II 75,95 0,00055 Model III 76,706 0,00057 Model I 6,78 0,0009 Model II 75,96 0,00069 Model III 76,699 0,00 Łącze stosowaie Model I 6,758 0,000 metody zmieych atytetyczych i Model II 75,95 0,0008 losowaia LHS Model III 76,668 0,0000
5 Sławomir BIRUK, Piotr JAŚKOWSKI metody LHS prowadzi do zaczej redukcji wariacji. Stosowaie łącze metod LHS i losowaia przeciwstawego prowadzi do dalszej redukcji wariacji estymatora średiej. Literatura Burt J. M., Garma M. B. (97. Coditioal Mote Carlo: A Simulatio Techique for Stochastic Network Aalysis. Maagemet Sciece, Vol. 8, No., Burt J. M., Gaver D. P., Perlas M. (970. Simple Stochastic Networks: Some Problems ad Procedures. Naval Research Logistics Quartely, Vol. 7, No., Law A. M., Kelto W. D. (99. Simulatio Modelig & Aalysis. McGraw Hill, Iteratioal Editio. McKay M. D,. Beckma R. J., Coover W. J. (979. A Compariso of Three Methods for Selectig Values of Iput Variables i the Aalysis of Output from a Computer Code. Techometrics, Vol., No., 9-5. Owe A. B. (998. Lati Supercube Samplig for Very High- Dimesioal Simulatios. ACM Trasactios o Modelig ad Computer Simulatio, Vol. 8, No., 7-0. Platt C. (97. Problemy rachuku prawdopodobieństwa i statystyki matematyczej. PWN, Warszawa. Sulliva R. S., Hayya J., C., Schaul R. (98. Efficiety of the Atithetic Variate Method for Simulatig Stochastic Networks. Maagemet Sciece, Vol. 8, No. 5, Tyszer J. (990. Symulacja cyfrowa. Wydawictwa Naukowo- Techicze, Warszawa. ASSESSING EFFICIENCY OF LATIN SUPERCUBE SAMPLING METHOD IN CONSTRUCTION PROJECT NETWORK SIMULATION Abstract: Mote Carlo simulatio is a popular tool that supports plaig projects affected by risk. Aalysig the results of computer simulatios eables the plaer to formulate ad verify hypotheses o distributio type ad parameters of schedule evet occurrece ad the project duratio. Accuracy of estimates obtaied by meas of simulatios ca be improved by icreasig the umber of replicatios, or by applyig variace reductio methods. The latter may cosist i chage of the way the radom umbers are geerated. The paper aalyses how the method of variace reductio affects simulatio results i terms of stadard error of estimated project duratio mea value. The cosidered methods were: Lati supercube samplig ad its combiatio with atithetic variates method. The object aalysis was based o etwork models with task duratios of triagular distributio. This type of distributio is commoly assumed i modellig the effect of radom occurrecies o orgaisatio of costructio works. Praca aukowa fiasowaa ze środków a aukę w latach jako projekt badawczy
Prawdopodobieństwo i statystyka
Wykład VI: Metoda Mote Carlo 17 listopada 2014 Zastosowaie: przybliżoe całkowaie Prosta metoda Mote Carlo Przybliżoe obliczaie całki ozaczoej Rozważmy całkowalą fukcję f : [0, 1] R. Chcemy zaleźć przybliżoą
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,
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,
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,,,
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
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)
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
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
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
STATYSTKA 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.
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
Statystyka matematyczna. Wykład II. Estymacja punktowa
Statystyka matematycza. Wykład II. e-mail:e.kozlovski@pollub.pl Spis treści 1 dyskretych Rozkłady zmieeych losowych ciągłych 2 3 4 Rozkład zmieej losowej dyskretej dyskretych Rozkłady zmieeych losowych
Prawdopodobieństwo i statystyka r.
Zadaie. Wykoujemy rzuty symetryczą kością do gry do chwili uzyskaia drugiej szóstki. Niech Y ozacza zmieą losową rówą liczbie rzutów w których uzyskaliśmy ie wyiki iż szóstka a zmieą losową rówą liczbie
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
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?
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
SIGMA KWADRAT LUBELSKI KONKURS STATYSTYCZNO- DEMOGRAFICZNY
SIGMA KWADRAT LUBELSKI KONKURS STATYSTYCZNO- DEMOGRAFICZNY Weryfikacja hipotez statystyczych WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE Wioskowaie statystycze, to proces uogóliaia wyików uzyskaych a podstawie próby a całą
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
Wokół testu Studenta 1. Wprowadzenie Rozkłady prawdopodobieństwa występujące w testowaniu hipotez dotyczących rozkładów normalnych
Wokół testu Studeta Wprowadzeie Rozkłady prawdopodobieństwa występujące w testowaiu hipotez dotyczących rozkładów ormalych Rozkład ormaly N(µ, σ, µ R, σ > 0 gęstość: f(x σ (x µ π e σ Niech a R \ {0}, b
STATYSTYKA. 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
STATYSTYCZNA OCENA WYNIKÓW POMIARÓW.
Statytycza ocea wyików pomiaru STATYSTYCZNA OCENA WYNIKÓW POMIARÓW CEL ĆWICZENIA Celem ćwiczeia jet: uświadomieie tudetom, że każdy wyik pomiaru obarczoy jet błędem o ie zawze zaej przyczyie i wartości,
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
TESTY 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
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
Plan wykładu. Analiza danych Wykład 1: Statystyka opisowa. Literatura. Podstawowe pojęcia
Pla wykładu Aaliza daych Wykład : Statystyka opisowa. Małgorzata Krętowska Wydział Iformatyki Politechika Białostocka. Statystyka opisowa.. Estymacja puktowa. Własości estymatorów.. Rozkłady statystyk
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
2.1. Studium przypadku 1
Uogóliaie wyików Filip Chybalski.. Studium przypadku Opis problemu Przedsiębiorstwo ŚRUBEX zajmuje się produkcją wyrobów metalowych i w jego szerokim asortymecie domiują różego rodzaju śrubki i wkręty.
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
0.1 ROZKŁADY WYBRANYCH STATYSTYK
0.1. ROZKŁADY WYBRANYCH STATYSTYK 1 0.1 ROZKŁADY WYBRANYCH STATYSTYK Zadaia 0.1.1. Niech X 1,..., X będą iezależymi zmieymi losowymi o tym samym rozkładzie. Obliczyć ES 2 oraz D 2 ( 1 i=1 X 2 i ). 0.1.2.
POMIARY WARSZTATOWE. D o u ż y t k u w e w n ę t r z n e g o. Katedra Inżynierii i Aparatury Przemysłu Spożywczego. Ćwiczenia laboratoryjne
D o u ż y t k u w e w ę t r z e g o Katedra Iżyierii i Aparatury Przemysłu Spożywczego POMIARY WARSZTATOWE Ćwiczeia laboratoryje Opracowaie: Urszula Goik, Maciej Kabziński Kraków, 2015 1 SUWMIARKI Suwmiarka
WERSJA 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
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
θx θ 1, dla 0 < x < 1, 0, poza tym,
Zadaie 1. Niech X 1,..., X 8 będzie próbą z rozkładu ormalego z wartością oczekiwaą θ i wariacją 1. Niezay parametr θ jest z kolei zmieą losową o rozkładzie ormalym z wartością oczekiwaą 0 i wariacją 1.
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
1 Dwuwymiarowa zmienna losowa
1 Dwuwymiarowa zmiea loowa 1.1 Dwuwymiarowa zmiea loowa kokowa X = x i, Y = y k = p ik przy czym i, k N oraz p ik = 1; i k p i = X = x i = p ik dla i N; p k = Y = y k = p ik dla k N; k i F 1 x = p i dla
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
Komputerowa 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
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
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)])
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:
Podstawowe oznaczenia i wzory stosowane na wykładzie i laboratorium Część I: estymacja
Podstawowe ozaczeia i wzory stosowae a wykładzie i laboratorium Część I: estymacja 1 Ozaczeia Zmiee losowe (cechy) ozaczamy a wykładzie dużymi literami z końca alfabetu. Próby proste odpowiadającymi im
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:
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
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.
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
Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka W12: Statystyczna analiza danych jakościowych. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok 407 adan@agh.edu.
Rachuek prawdopodobieństwa i statystyka W12: Statystycza aaliza daych jakościowych Dr Aa ADRIAN Paw B5, pok 407 ada@agh.edu.pl Wprowadzeie Rozróżia się dwa typy daych jakościowych: Nomiale jeśli opisują
Numeryczny 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
Analiza 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
OCENA MOŻLIWOŚCI LOKALIZACJI ŹRÓDEŁ EMISJI W WARUNKACH ŚRODOWISKA ZURBANIZOWANEGO Z WYKORZYSTANIEM METODY SDF
OCEN MOŻLIWOŚCI LOKLIZCJI ŹRÓEŁ EMISJI W WRUNKCH ŚROOWISK ZURBNIZOWNEGO Z WYKORZYSTNIEM METOY SF Cezary ZIÓŁKOWSKI, Ja M. KELNER Istytut Telekomuikacji Wydziału Elektroiki Wojskowa kademia Techicza -98
Wykład 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;
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
ZSTA LMO Zadania na ćwiczenia
ZSTA LMO Zadaia a ćwiczeia Efektywość estymatorów ieobciążoych Zadaie 1. Zakładamy, że badaa cecha X populacji ma rozkład Poissoa πλ, gdzie λ > 0 jest parametrem. Poadto, iech X = X 1, X,..., X będzie
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
ROZDZIAŁ 5 WPŁYW SYSTEMU OPODATKOWANIA DOCHODU NA EFEKTYWNOŚĆ PROCESU DECYZYJNEGO
Agieszka Jakubowska ROZDZIAŁ 5 WPŁYW SYSTEMU OPODATKOWANIA DOCHODU NA EFEKTYWNOŚĆ PROCESU DECYZYJNEGO. Wstęp Skąplikowaie współczesego życia gospodarczego powoduje, iż do sterowaia procesem zarządzaia
ZDARZENIE ELEMENTARNE to możliwy wynik doświadczenia losowego. Wszystkie takie możliwe wyniki tworzą zbiór zdarzeń elementarnych.
STATYSTYKA to auka, której przedmiotem zaiteresowaia są metody pozyskiwaia i prezetacji, a przede wszystkim aalizy daych opisujących zjawiska masowe. Metody statystycze oparte są a rachuku prawdopodobieństwa.
Struktura czasowa stóp procentowych (term structure of interest rates)
Struktura czasowa stóp procetowych (term structure of iterest rates) Wysokość rykowych stóp procetowych Na ryku istieje wiele różorodych stóp procetowych. Poziom rykowej stopy procetowej (lub omialej stopy,
1 Twierdzenia o granicznym przejściu pod znakiem całki
1 Twierdzeia o graiczym przejściu pod zakiem całki Ozaczeia: R + = [0, ) R + = [0, ] (X, M, µ), gdzie M jest σ-ciałem podzbiorów X oraz µ: M R + - zbiór mierzaly, to zaczy M Twierdzeie 1.1. Jeżeli dae
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,
są 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)
Komputerowa 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
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
MODELE MATEMATYCZNE W UBEZPIECZENIACH. 1. Renty
MODELE MATEMATYCZNE W UBEZPIECZENIACH WYKŁAD 2: RENTY. PRZEPŁYWY PIENIĘŻNE. TRWANIE ŻYCIA 1. Rety Retą azywamy pewie ciąg płatości. Na razie będziemy je rozpatrywać bez żadego związku z czasem życiem człowieka.
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
Modele probabilistyczne zjawisk losowych
Statystyka-matematycza-II Wykład Modele probabilistycze zjawisk losowych Pojęcia podstawowe: Zdarzeia elemetare: ajprostsze zdarzeie mogące być wyróżioe dla daego doświadczeia losowego. Ω - zbiór zdarzeń
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;
1. Błąd średni pomiaru. Leica DISTO
Aaliza dokładości poiarów Charakterystyką dokładości istruetów poiarowych jest błąd średi poiaru. Wykoywae poiary bezpośredie w tereie pośrediczą zwykle w wyzaczaiu pewych wielkości ie poddających się
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
STATYSTYKA OPISOWA I PROJEKTOWANIE EKSPERYMENTU dr inż Krzysztof Bryś
1 STATYSTYKA OPISOWA I PROJEKTOWANIE EKSPERYMENTU dr iż Krzysztof Bryś Pojȩcia wstȩpe populacja - ca ly zbiór badaych przedmiotów lub wartości. próba - skończoy podzbiór populacji podlegaj acy badaiu.
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
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
1 Zmienne losowe. Własności dystrybuanty F (x) = P (X < x): F1. 0 F (x) 1 dla każdego x R, F2. lim F (x) = 0 oraz lim F (x) = 1,
1 Zmiee loowe Właości dytrybuaty F x = X < x: F1. 0 F x 1 dla każdego x R, F2. lim F x = 0 oraz lim F x = 1, x x + F3. F jet fukcją iemalejącą, F4. lim x x 0 F x = F x 0 dla każdego x R, F5. a X < b =
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
PODSTAWY 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
INFORMATYKA W CHEMII Dr Piotr Szczepański
INFORMATYKA W CHEMII Dr Piotr Szczepański Katedra Chemii Fizyczej i Fizykochemii Polimerów . BŁĄD A NIEPEWNOŚĆ. TYPY NIEPEWNOŚCI 3. POWIELANIE NIEPEWNOŚCI 4. NIEPEWNOŚĆ STANDARDOWA ZŁOŻONA W rok 995 grpa
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
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
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
Statystyka 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
2. INNE ROZKŁADY DYSKRETNE
Ie rozkłady dyskrete 9. INNE ROZKŁADY DYSKRETNE.. Rozkład dwumiaowy - kotyuacja Przypomijmy sobie pojęcie rozkładu dwumiaowego prawdopodobieństwa k sukcesów w próbach Beroulli ego: P k k k k = p q m =
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
Wykład 5 Przedziały ufności. Przedział ufności, gdy znane jest σ. Opis słowny / 2
Wykład 5 Przedziały ufości Zwykle ie zamy parametrów populacji, p. Chcemy określić a ile dokładie y estymuje Kostruujemy przedział o środku y, i taki, że mamy 95% pewości, że zawiera o Nazywamy go 95%
Optymalizacja sieci powiązań układu nadrzędnego grupy kopalń ze względu na koszty transportu
dr hab. iż. KRYSTIAN KALINOWSKI WSIiZ w Bielsku Białej, Politechika Śląska dr iż. ROMAN KAULA Politechika Śląska Optymalizacja sieci powiązań układu adrzędego grupy kopalń ze względu a koszty trasportu
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:
Prawdopodobieństwo i statystyka r.
Prawdopodobieństwo i statystyka.0.00 r. Zadaie Rozważy astępującą, uproszczoą wersję gry w,,woję. Talia składa się z 5 kart. Dobrze potasowae karty rozdajey dwó graczo, każdeu po 6 i układay w dwie kupki.
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
WYDZIAŁ ELEKTRYCZNY POLITECHNIKI WARSZAWSKIEJ INSTYTUT ELEKTROENERGETYKI ZAKŁAD ELEKTROWNI I GOSPODARKI ELEKTROENERGETYCZNEJ
WYDZIAŁ ELEKTRYCZNY POLITECHNIKI WARSZAWSKIEJ INSTYTUT ELEKTROENERGETYKI ZAKŁAD ELEKTROWNI I GOSPODARKI ELEKTROENERGETYCZNEJ LABORATORIUM RACHUNEK EKONOMICZNY W ELEKTROENERGETYCE INSTRUKCJA DO ĆWICZENIA
Harmonogramowanie linii montażowej jako element projektowania cyfrowej fabryki
52 Sławomir Herma Sławomir HERMA atedra Iżyierii Produkcji, ATH w Bielsku-Białej E mail: slawomir.herma@gmail.com Harmoogramowaie liii motażowej jako elemet projektowaia cyfrowej fabryki Streszczeie: W
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
Scenariusz 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
Testowanie hipotez. H 1 : µ 15 lub H 1 : µ < 15 lub H 1 : µ > 15
Testowaie hipotez ZałoŜeia będące przedmiotem weryfikacji azywamy hipotezami statystyczymi. KaŜde przypuszczeie ma swoją alteratywę. Jeśli postawimy hipotezę, Ŝe średica pia jedoroczych drzew owej odmiay
Komputerowa analiza danych doświadczalnych
Komputerowa aaliza daych doświadczalych Wykład 6.04.06 dr iż. Łukasz Graczykowski lgraczyk@if.pw.edu.pl Semestr leti 05/06 Własości rozkładu ormalego Cetrale twierdzeie graicze Fukcja charakterystycza
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
Statystyka matematyczna dla leśników
Statystyka matematycza dla leśików Wydział Leśy Kieruek leśictwo Studia Stacjoare I Stopia Rok akademicki 0/0 Wykład 5 Testy statystycze Ogóle zasady testowaia hipotez statystyczych, rodzaje hipotez, rodzaje
DOKŁADNA METODA BOOTSTRAPOWA I JEJ ZASTOSOWANIE DO ESTYMACJI WARIANCJI 1. WPROWADZENIE JOANNA KISIELIŃSKA
PRZEGLĄD STATYSTYCZNY R. LVIII ZESZYT 1-2 2011 JOANNA KISIELIŃSKA DOKŁADNA METODA BOOTSTRAPOWA I JEJ ZASTOSOWANIE DO ESTYMACJI WARIANCJI 1. WPROWADZENIE Daa jest zmiea losowa X o iezaym rozkładzie F. Iteresuje
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
SYSTEM OCENY STANU NAWIERZCHNI SOSN ZASADY POMIARU I OCENY STANU RÓWNOŚCI PODŁUŻNEJ NAWIERZCHNI BITUMICZNYCH W SYSTEMIE OCENY STANU NAWIERZCHNI SOSN
ZAŁĄCZNIK B GENERALNA DYREKCJA DRÓG PUBLICZNYCH Biuro Studiów Sieci Drogowej SYSTEM OCENY STANU NAWIERZCHNI SOSN WYTYCZNE STOSOWANIA - ZAŁĄCZNIK B ZASADY POMIARU I OCENY STANU RÓWNOŚCI PODŁUŻNEJ NAWIERZCHNI
Lista 5. Odp. 1. xf(x)dx = xdx = 1 2 E [X] = 1. Pr(X > 3/4) E [X] 3/4 = 2 3. Zadanie 3. Zmienne losowe X i (i = 1, 2, 3, 4) są niezależne o tym samym
Lista 5 Zadaia a zastosowaie ierówosci Markowa i Czebyszewa. Zadaie 1. Niech zmiea losowa X ma rozkład jedostajy a odciku [0, 1]. Korzystając z ierówości Markowa oszacować od góry prawdopodobieństwo, że
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
Niepewności pomiarowe
Niepewości pomiarowe Obserwacja, doświadczeie, pomiar Obserwacja zjawisk fizyczych polega a badaiu ych zjawisk w warukach auralych oraz a aalizie czyików i waruków, od kórych zjawiska e zależą. Waruki