PARAMETRY, WŁAŚCIWOŚCI I FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE NAPOWIETRZNYCH LINII DYSTRYBUCYJNYCH 110 KV
|
|
- Józef Dąbrowski
- 6 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Elektroenergetyczne linie napowietrzne i kablowe wysokich i najwyższych napięć PARAMETRY, WŁAŚCIWOŚCI I FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE NAPOWIETRZNYCH LINII DYSTRYBUCYJNYCH 110 KV Wisła, października 2017 Andrzej Ł. CHOJNACKI
2 DANE STATYSTYCZNE ANALIZOWANYCH LINII NAPOWIETRZNYCH 110 kv Tabela 1. Długości analizowanych linii napowietrznych 110 kv w kolejnych latach obserwacji Rok obserwacji Długość linii napowietrznych 110 kv [km] W ciągu 9 lat obserwacji wystąpiło łącznie 223 awarie dystrybucyjnych linii napowietrznych 110 kv (średnio 24,78 awarii rocznie).
3 SEZONOWOŚĆ ORAZ PRZYCZYNY AWARII Tabela 2. Częstość awarii linii 110 kv w poszczególnych miesiącach roku [%] Miesiąc Częstość 17,94 6,28 5,83 2,69 5,83 5,83 7,17 14,35 9,42 9,42 4,93 10,31 awarii Rys. 1. Wartości empiryczne i funkcja aproksymacyjna sezonowej zmienności częstości awarii linii 110kV Współczynniki funkcji aproksymacyjnej sezonowej zmienności częstości awarii linii 110kV, przedstawionej na rysunku 1, wynoszą: a = 0,0210; b = -0,6306; c = 6,5081; d = -25,9092; e = 37,9207. Współczynnik korelacji wyznaczonej funkcji z danymi empirycznymi wynosi r = 0,88.
4 SEZONOWOŚĆ ORAZ PRZYCZYNY AWARII Tabela 3. Przyczyny awarii linii napowietrznych 110kV w poszczególnych miesiącach roku [%] Przyczyna awarii Miesiąc Procesy starzeniowe 0,90 0,90 1,79 0,90 0,45 0,90 0,90 0,90 0,90 1,35 0,45 0,90 Wyładowania atmosferyczne 0,00 0,00 0,00 0,00 1,35 3,14 2,69 3,59 2,69 0,90 0,45 0,00 Oblodzenie, śnieg, sadź 8,97 0,45 0,45 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00 0,45 5,38 Wiatr 6,28 2,24 0,45 0,45 0,90 0,45 0,45 1,35 2,24 1,35 0,45 2,24 Drzewa i gałęzie 0,45 0,90 0,90 0,45 1,35 0,90 1,35 1,79 1,79 3,59 0,90 0,45 Działalność człowieka 0,90 0,90 0,90 0,90 0,90 0,45 0,90 2,69 0,90 1,35 0,45 0,90 Zwierzęta 0,00 0,00 0,45 0,00 0,45 0,00 0,45 3,14 0,45 0,45 1,35 0,00 Inne i nieznane 0,45 0,90 0,90 0,00 0,45 0,00 0,45 0,90 0,45 0,45 0,45 0,45
5 SEZONOWOŚĆ ORAZ PRZYCZYNY AWARII Rys. 2. Procentowy udział przyczyn awarii linii dystrybucyjnych 110kV
6 USZKODZONY ELEMENT LINII Rys. 3. Uszkodzone elementy dystrybucyjnych linii napowietrznych 110kV
7 WPŁYW TEMPERATURY OTOCZENIA NA INTENSYWNOŚĆ AWARII LINII NAPOWIETRZNYCH 110 kv Rys. 4. Zależność intensywności awarii linii 110kV od temperatury otoczenia Współczynniki funkcji aproksymacyjnej intensywności awarii linii 110kV w funkcji temperatury otoczenia, wynoszą: a = 39, ; b = -1647, ; c = 143, ; d = 1170, ; e = 6258, Współczynnik korelacji funkcji teoretycznej z danymi empirycznymi wynosi r = 0,96.
8 CZAS TRWANIA AWARII DYSTRYBUCYJNYCH LINII NAPOWIETRZNYCH 110 kv W rozważanym okresie obserwacji wystąpiło 223 awarie linii napowietrznych 110kV. wartość średnia: t a = 26,11 h odchylenie standardowe: przedział ufności dla średniej: najmniejsza statystyka pozycyjna: największa statystyka pozycyjna: rozstęp: średnia intensywność awarii: współczynnik zawodności s = 27,78 h 22,44 h < t a < 29,78 h X m = 0,70 h X M = 143,67 h R = 142,97 h 179,55 10 q 53, a km 1 km
9 CZAS TRWANIA AWARII DYSTRYBUCYJNYCH LINII NAPOWIETRZNYCH 110 kv Na podstawie danych empirycznych, została założona hipoteza o rozkładzie Weibulla czasu odnowy napowietrznych linii dystrybucyjnych 110kV. Wyznaczone wartości parametrów rozkładu wynoszą: b = 22,6275, = 0,9861. Rys. 5. Empiryczna i teoretyczna funkcja gęstości prawdopodobieństwa czasu trwania odnowy dystrybucyjnych linii napowietrznych 110kV ( = 0,453 < = 1,358; 2 = 6,22 < 2 = 15,5) b t b t b t f a a a exp ) ( 1
10 CZAS TRWANIA WYŁĄCZEŃ AWARYJNYCH DYSTRYBUCYJNYCH LINII NAPOWIETRZNYCH 110 kv W rozważanym okresie obserwacji wystąpiło 207 wyłączeń awaryjnych dystrybucyjnych linii napowietrznych 110kV. wartość średnia: t wa = 14,18 h odchylenie standardowe: przedział ufności dla średniej: najmniejsza statystyka pozycyjna: największa statystyka pozycyjna: rozstęp: średnia intensywność wyłączeń: współczynnik zawodności dotyczący wyłączeń: s = 15,71 h 12,03 h < t wa < 16,33 h X m = 0,53 h X M = 90,52 h R = 89,99 h 4 wa 166,67 10 a km 6 1 q wa 26,98 10 km 1
11 CZAS TRWANIA WYŁĄCZEŃ AWARYJNYCH DYSTRYBUCYJNYCH LINII NAPOWIETRZNYCH 110 kv Na podstawie danych empirycznych, została założona hipoteza o logarytmiczno-normalnym rozkładzie czasu wyłączeń awaryjnych napowietrznych linii 110kV. Wyznaczone wartości parametrów rozkładu wynoszą: m wa = 2,1244, wa = 1,0947. f t wa log e exp 2 2 log t wa m 2 2 t wa Rys. 6. Empiryczna i teoretyczna funkcja gęstości prawdopodobieństwa czasu trwania wyłączeń awaryjnych dystrybucyjnych linii napowietrznych 110kV ( = 0,771 < = 1,358; 2 = 2,60 < 2 = 16,9)
12 CZAS TRWANIA PRZERW W ZASILANIU ODBIORCÓW W rozważanym okresie obserwacji wystąpiło 105 przerw w zasilaniu odbiorców spowodowanych awariami dystrybucyjnych linii napowietrznych 110kV. wartość średnia: t p = 4,58 h odchylenie standardowe: przedział ufności dla średniej: najmniejsza statystyka pozycyjna: największa statystyka pozycyjna: rozstęp: średnia intensywność wyłączeń: współczynnik zawodności dotyczący wyłączeń: s = 4,79 h 3,65 h < t p < 5,51 h X m = 0,02 h X M = 23,08 h R = 23,06 h 4 p 84,54 10 a km 6 1 q p 4,42 10 km 1
13 CZAS TRWANIA PRZERW W ZASILANIU ODBIORCÓW Na podstawie danych empirycznych, została założona hipoteza o wykładniczym rozkładzie czasu przerw w zasilaniu odbiorców. Wyznaczona wartość parametru rozkładu wynosi: p = 0,2183. f ( t p ) e t p Rys. 7. Empiryczna i teoretyczna funkcja gęstości prawdopodobieństwa czasu trwania przerw w zasilaniu odbiorców na skutek awarii dystrybucyjnych linii napowietrznych 110kV ( = 1,182 < = 1,358; 2 = 1,48 < 2 = 7,81)
14 ENERGIA ELEKTRYCZNA NIEDOSTARCZONA DO ODBIORCÓW NA SKUTEK AWARII wartość średnia: odchylenie standardowe: przedział ufności dla średniej: najmniejsza statystyka pozycyjna: największa statystyka pozycyjna: rozstęp: A = 21,79 MWh s = 24,02 MWh 17,14 MWh A 26,44 MWh X m = 0,06 MWh X M = 111,81 MWh R = 111,75 MWh
15 ENERGIA ELEKTRYCZNA NIEDOSTARCZONA DO ODBIORCÓW NA SKUTEK AWARII Na podstawie danych empirycznych, została założona hipoteza o rozkładzie wykładniczym niedostarczonej energii, dla przypadku awarii dystrybucyjnych linii napowietrznych 110kV. Wyznaczona wartość parametru rozkładu wynosi: A = 0,046. f ( A) A e A A Rys. 8. Empiryczna i teoretyczna funkcja gęstości prawdopodobieństwa energii elektrycznej niedostarczonej do odbiorców na skutek awarii linii napowietrznych 110kV ( = 1,076 < = 1,358; 2 = 0,54 < 2 = 11,1)
16 WSPÓŁCZYNNIKI UDZIAŁU Wyznaczone zostały wartości udziału intensywności wyłączeń awaryjnych u oraz udziału wyłączeń awaryjnych k, wyrażone zależnościami: u wa oraz qwa k q gdzie: intensywność awarii; wa intensywność wyłączeń awaryjnych; q współczynnik zawodności wyznaczony dla wszystkich awarii; q wa współczynnik zawodności wyznaczony dla awarii podczas których nastąpiło wyłączenie awaryjne. Wartości współczynników u oraz k wynoszą dla dystrybucyjnych linii napowietrznych 110 kv: u = 0,93, k = 0,50.
17 PODSTAWOWE FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE Niezawodność urządzenia lub systemu wyraża jego zdolność do wykonania określonych funkcji w określonym przedziale czasowym oraz w zadanych warunkach. W sensie matematycznym niezawodność jest prawdopodobieństwem warunkowym, że urządzenie będzie pracowało bez uszkodzenia od chwili jego uruchomienia do chwili t, pod warunkiem, że w chwili włączenia (t = 0) urządzenie było sprawne: R t gdzie: S() stan obiektu w chwili czasu, S stan zdatności obiektu. P S S; 0 Powyżej przedstawiona funkcja nosi nazwę funkcji niezawodności lub inaczej funkcji życia urządzenia. t
18 PODSTAWOWE FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE Funkcja zawodności F(t) wyraża się zależnością: F t gdzie: S stan uszkodzenia urządzenia. P S S; 0 t Jest to więc prawdopodobieństwo warunkowe uszkodzenia się obiektu do chwili czasu t, pod warunkiem, że urządzenie w chwili uruchomienia było zdatne (F(0) = 0). Prawdopodobieństwo to nazywane jest również rozkładem trwałości. Pochodna funkcji zawodności po czasie jest funkcją gęstości prawdopodobieństwa wystąpienia uszkodzenia: f t dft dt
19 PODSTAWOWE FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE Bardzo ważna w teorii niezawodności jest funkcja intensywności uszkodzeń, którą definiuje się jako stosunek prawdopodobieństwa uszkodzenia elementu w przedziale czasu od t do t+t do wielkości tego przedziału, przy t0, przy założeniu, iż do chwili t uszkodzenie elementu nie nastąpiło: ' ' F t R t t 1 F t R t Kolejną funkcją charakteryzującą niezawodność obiektu jest skumulowana intensywność uszkodzeń, zwana także funkcją wiodącą: t t 0 u Niezawodność obiektu można także scharakteryzować, poprzez określenie funkcji oczekiwanego pozostałego czasu zdatności: r t t R R s t du ds
20 PODSTAWOWE FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE Próba statystyczna linii 110 kv jest z punktu widzenia badań niezawodnościowych próbą dynamiczną, czyli obejmuje obiekty będące w różnych latach eksploatacji. W związku z powyższym oceny funkcji niezawodnościowych dokonano wykorzystując metodę próby losowej dynamicznej. Na podstawie danych z eksploatacji napowietrznych linii dystrybucyjnych 110 kv obliczone zostały wartości empiryczne intensywności uszkodzeń, częstości uszkodzeń f i*, ˆi funkcji niezawodności R * i oraz zawodności (trwałości) F i*. Wyniki obliczeń przedstawione zostały w tabeli IV.
21 PODSTAWOWE FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE TABELA 4. Wyniki obliczeń statystycznych intensywności, częstości uszkodzeń, rozkładu trwałości oraz rozkładu niezawodności dla napowietrznych linii dystrybucyjnych 110 kv * ˆ i Rok 1 eksploatacji a km 1 0,0010 0,0010 0,0010 0, ,0007 0,0007 0,0017 0, ,0007 0,0007 0,0024 0, ,0014 0,0014 0,0038 0, ,0012 0,0012 0,0050 0, ,0021 0,0021 0,0070 0, ,0014 0,0014 0,0084 0, ,0035 0,0035 0,0120 0, ,0036 0,0036 0,0155 0, ,0049 0,0048 0,0204 0, ,0074 0,0073 0,0276 0, ,0123 0,0119 0,0396 0, ,0124 0,0119 0,0514 0, ,0139 0,0132 0,0646 0, ,0537 0,0502 0,1148 0, ,0231 0,0204 0,1353 0, ,0317 0,0274 0,1627 0, ,0000 0,0000 0,1627 0, ,0492 0,0412 0,2039 0, ,0298 0,0237 0,2276 0, ,0782 0,0604 0,2880 0, ,0862 0,0614 0,3493 0, ,1046 0,0681 0,4174 0, ,1172 0,0683 0,4857 0, ,1695 0,0872 0,5729 0, ,1615 0,0690 0,6418 0, ,1953 0,0700 0,7118 0, ,2532 0,0730 0,7848 0, ,2516 0,0542 0,8389 0, ,3307 0,0533 0,8922 0,1078 f i * F i * R i 31 0,2547 0,0275 0,9197 0, ,3816 0,0307 0,9503 0, ,4661 0,0232 0,9735 0, ,4598 0,0122 0,9857 0, ,5487 0,0079 0,9935 0, ,6890 0,0045 0,9980 0, ,6720 0,0014 0,9993 0, ,8289 0,0005 0,9999 0, ,8472 0,0001 1,0000 0, ,9539 0,0000 1,0000 0, ,5327 0,0000 1,0000 0, ,1719 0,0000 1,0000 0, ,1767 0,0000 1,0000 0, ,4519 0,0000 1,0000 0, ,1485 0,0000 1,0000 0, ,6780 0,0000 1,0000 0, ,8366 0,0000 1,0000 0, ,9532 0,0000 1,0000 0, ,1818 0,0000 1,0000 0, ,2787 0,0000 1,0000 0, ,6293 0,0000 1,0000 0, ,3438 0,0000 1,0000 0, ,9908 0,0000 1,0000 0, ,2627 0,0000 1,0000 0, ,3257 0,0000 1,0000 0, ,0056 0,0000 1,0000 0, ,7566 0,0000 1,0000 0, ,3146 0,0000 1,0000 0, ,5058 0,0000 1,0000 0, ,9504 0,0000 1,0000 0, ,0000 0,0000 1,0000 0, ,1348 0,0000 1,0000 0, ,0143 0,0000 1,0000 0, ,5131 0,0000 1,0000 0, ,6157 0,0000 1,0000 0, ,6157 0,0000 1,0000 0, ,2697 0,0000 1,0000 0, ,2697 0,0000 1,0000 0, ,0000 0,0000 1,0000 0, ,9209 0,0000 1,0000 0, ,7583 0,0000 1,0000 0, ,0000 0,0000 1,0000 0, ,0262 0,0000 1,0000 0, ,0000 0,0000 1,0000 0, ,6597 0,0000 1,0000 0, ,2697 0,0000 1,0000 0, ,0000 0,0000 1,0000 0, ,2315 0,0000 1,0000 0, ,0262 0,0000 1,0000 0, ,0262 0,0000 1,0000 0,0000
22 PODSTAWOWE FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE Rys. 9. Empiryczna oraz teoretyczna intensywność uszkodzeń napowietrznych linii dystrybucyjnych 110 kv (l 0 = min(l +,l - ) = min(40, 40) = 40; l 0 = 40>30 = l α )
23 PODSTAWOWE FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE Na podstawie szczegółowej analizy otrzymanych wyników przyjęto, iż funkcja intensywności awarii dystrybucyjnych linii napowietrznych 110 kv podlega rozkładowi Weibulla. Funkcja intensywności awarii dla tego rozkładu opisana jest zależnością: gdzie: t ν parametr kształtu rozkładu Weibulla, b parametr skali rozkładu Weibulla. b Wyznaczone z wykorzystaniem pakietu Statistica oraz Excela wartości parametrów rozkładu wynoszą: ν = 5,02 oraz b = 26,67. Po podstawieniu wyznaczonych wartości do powyższej zależności, teoretyczna funkcja intensywności awarii przyjmuje postać: t b 1 7 4, 02 t 3,48 10 t
24 PODSTAWOWE FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE Wykorzystując zależności między funkcją (t), a funkcjami R(t), F(t), f(t), (t) i r(t), można wyznaczyć postać teoretyczną tych funkcji dla napowietrznych linii dystrybucyjnych 110 kv: Funkcja niezawodności: Funkcja zawodności: Funkcja gęstości prawdopodobieństwa: Skumulowana intensywność awarii: R F f t t t e t 26,67 1 e 5,02 t 26,67 3, ,02 t 4,02 8 5, 02 t 6,94 10 t e 6, t 5,02 Oczekiwany pozostały czas zdatności: r t t e t 26,67 5,02 s 26,67 5,02 ds
25 PODSTAWOWE FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE Rys. 10. Teoretyczna funkcja niezawodności R(t) oraz zawodności F(t) napowietrznych linii dystrybucyjnych 110 kv
26 PODSUMOWANIE Najczęstszymi przyczynami uszkodzeń linii są wiatr oraz oblodzenie, śnieg i sadź. Elementami linii, które najczęściej podlegają uszkodzeniom są izolatory oraz przewody fazowe. Okresem zwiększonej intensywności uszkodzeń są miesiące letnio-jesienne (lipiec październik) oraz zimowe (styczeń, grudzień). Przeprowadzona analiza wykazała ścisłą zależność intensywności uszkodzeń linii napowietrznych 110kV od temperatury otoczenia. Dla temperatur powyżej +30 o C oraz poniżej -15 o C intensywność uszkodzeń wzrasta znacznie w porównaniu do intensywności w przedziale temperatury od -15 o C do +30 o C.
27 PODSUMOWANIE Średni czas trwania odnowy linii wynosi: t a = 26,11 h Średni czas trwania wyłączeń awaryjnych linii wynosi: t wa = 14,18 h Średni czas przerwy w zasilaniu odbiorców wynosi: t p = 4,58 h Średnia wartość energii elektrycznej niedostarczonej do odbiorców wynosi: A = 21,79 MWh
28 PODSUMOWANIE Średnia intensywność uszkodzeń linii wynosi: Średnia intensywność wyłączeń awaryjnych linii wynosi: Średnia intensywność przerwy w zasilaniu odbiorców wynosi: 179,55 10 wa p 166, ,54 10 a km a km a km
29 PODSUMOWANIE Intensywność uszkodzeń napowietrznych linii dystrybucyjnych 110 kv podlega rozkładowi Weibulla o współczynniku kształtu > 1, co wskazuje na rosnącą w czasie intensywność uszkodzeń. Wyznaczone funkcje niezawodnościowe napowietrznych linii dystrybucyjnych 110 kv, mogą znaleźć szerokie zastosowanie zarówno na etapie projektowania nowych obiektów, jak i na etapie ich eksploatacji, w celu ustalenia optymalnych warunków pracy. Wyniki przeprowadzonych badań mogą być podstawą do ustalenia terminów prac remontowych. Mogą one także znaleźć zastosowanie w dalszych analizach niezawodnościowych oraz ekonomiczno-gospodarczych samych linii 110 kv, jak i zasilanych z nich sieci dystrybucyjnych średniego napięcia.
30 Elektroenergetyczne linie napowietrzne i kablowe wysokich i najwyższych napięć DZIĘKUJĘ ZA UWAGĘ Wisła, października 2017 Andrzej Ł. CHOJNACKI
Analiza niezawodności wybranych urządzeń stacji transformatorowo-rozdzielczych SN/nn
Andrzej Ł. Chojnacki ) Politechnika Świętokrzyska Analiza niezawodności wybranych urządzeń stacji transformatorowo-rozdzielczych SN/nn Analysis of reliability of selected devices in MV/LV substations Poprawna
Funkcje charakteryzujące proces. Dr inż. Robert Jakubowski
Funkcje charakteryzujące proces eksploatacji Dr inż. Robert Jakubowski Niezawodność Niezawodność Rprawdopodobieństwo, że w przedziale czasu od do t cechy funkcjonalne statku powietrznego Ubędą się mieścić
PODSTAWY OCENY WSKAŹNIKÓW ZAWODNOŚCI ZASILANIA ENERGIĄ ELEKTRYCZNĄ
Andrzej Purczyński PODSTAWY OCENY WSKAŹNIKÓW ZAWODNOŚCI ZASILANIA ENERGIĄ ELEKTRYCZNĄ Materiały szkolenia technicznego, Jakość energii elektrycznej i jej rozliczanie, Poznań Tarnowo Podgórne II/2008, ENERGO-EKO-TECH
KONFERENCJA NAUKOWO-TECHNICZNA
POLSKIE TOW ARZYSTW O PRZESYŁU I ROZDZIAŁU ENERGII ELEKTRYCZNEJ KONFERENCJA NAUKOWO-TECHNICZNA ELEKTROENERGETYCZNE LINIE NAPOWIETRZNE I KABLOWE WYSOKICH I NAJWYŻSZYCH NAPIĘĆ 18-19 października 2017 r.,
Koszty strat u dystrybutorów energii elektrycznej spowodowane zawodnością stacji elektroenergetycznych SN/nN
Dr inż. Andrzej Ł. Chojnacki, Zakład Podstaw Energetyki Politechnika Świętokrzyska, Mgr inż. Zbigniew Świerczewski 1) PGE ZEORK Dystrybucja w Kielcach Koszty strat u dystrybutorów energii elektrycznej
Analiza niezawodności linii kablowych niskiego napięcia
Andrzej Ł. CHOJNACKI Politechnika Świętokrzyska w Kielcach, Zakład Podstaw Energetyki doi:0.599/8.207.0.0 Analiza nie linii kablowych niskiego napięcia Streszczenie. W artykule przedstawiono wyniki badań
Modelowanie niezawodności prostych struktur sprzętowych
Modelowanie niezawodności prostych struktur sprzętowych W ćwiczeniu tym przedstawione zostaną proste struktury sprzętowe oraz sposób obliczania ich niezawodności przy założeniu, że funkcja niezawodności
W4 Eksperyment niezawodnościowy
W4 Eksperyment niezawodnościowy Henryk Maciejewski Jacek Jarnicki Jarosław Sugier www.zsk.iiar.pwr.edu.pl Badania niezawodnościowe i analiza statystyczna wyników 1. Co to są badania niezawodnościowe i
Koszty zawodności stacji transformatorowo rozdzielczych SN/nn eksploatowanych w sieciach miejskich oraz terenowych
Andrzej Ł. Chojnacki, Politechnika Świętokrzyska w Kielcach, Zakład Podstaw Energetyki Zbigniew Świerczewski PGE ZEORK Dystrybucja w Kielcach Koszty zawodności stacji transformatorowo rozdzielczych SN/nn
Statystyczna analiza awarii pojazdów samochodowych. Failure analysis of cars
Wydawnictwo UR 2016 ISSN 2080-9069 ISSN 2450-9221 online Edukacja Technika Informatyka nr 1/15/2016 www.eti.rzeszow.pl DOI: 10.15584/eti.2016.1.1 ROMAN RUMIANOWSKI Statystyczna analiza awarii pojazdów
Elektrotechnika I stopień (I stopień / II stopień) Ogólno akademicki (ogólno akademicki / praktyczny) Kierunkowy (podstawowy / kierunkowy / inny HES)
KARTA MODUŁU / KARTA PRZEDMIOTU Załącznik nr 7 do Zarządzenia Rektora nr 10/12 z dnia 21 lutego 2012r. Kod modułu Nazwa modułu Nazwa modułu w języku angielskim Niezawodność zasilania energią elektryczną
Cechy eksploatacyjne statku. Dr inż. Robert Jakubowski
Cechy eksploatacyjne statku powietrznego Dr inż. Robert Jakubowski Własności i właściwości SP Cechy statku technicznego, które są sformułowane w wymaganiach taktyczno-technicznych, konkretyzują się w jego
Streszczenie: Zasady projektowania konstrukcji budowlanych z uwzględnieniem aspektów ich niezawodności wg Eurokodu PN-EN 1990
Streszczenie: W artykule omówiono praktyczne podstawy projektowania konstrukcji budowlanych wedłu Eurokodu PN-EN 1990. Podano metody i procedury probabilistyczne analizy niezawodności konstrukcji. Podano
W3 - Niezawodność elementu nienaprawialnego
W3 - Niezawodność elementu nienaprawialnego Henryk Maciejewski Jacek Jarnicki Jarosław Sugier www.zsk.iiar.pwr.edu.pl Niezawodność elementu nienaprawialnego 1. Model niezawodności elementu nienaprawialnego
WYKŁADY ZE STATYSTYKI MATEMATYCZNEJ wykład 2 - statystyka opisowa cd
WYKŁADY ZE STATYSTYKI MATEMATYCZNEJ wykład 2 - statystyka opisowa cd Agata Boratyńska Agata Boratyńska Statystyka matematyczna, wykład 2 1 / 20 MIARY ROZPROSZENIA, Wariancja Wariancją z próby losowej X
WYDZIAŁ MECHANICZNY ENERGETYKI I LOTNICTWA WYKŁAD
POLITECHNIKA WARSZAWSKA WYDZIAŁ MECHANICZNY ENERGETYKI I LOTNICTWA WYKŁAD 3 dr inż. Kamila Kustroń Warszawa, 10 marca 2015 24 lutego: Wykład wprowadzający w interdyscyplinarną tematykę eksploatacji statków
Instytut Politechniczny Państwowa Wyższa Szkoła Zawodowa. Diagnostyka i niezawodność robotów
Instytut Politechniczny Państwowa Wyższa Szkoła Zawodowa Diagnostyka i niezawodność robotów Laboratorium nr 4 Modelowanie niezawodności prostych struktur sprzętowych Prowadzący: mgr inż. Marcel Luzar Cel
STATYSTYKA MATEMATYCZNA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA 1. Wykład wstępny. Teoria prawdopodobieństwa i elementy kombinatoryki 2. Zmienne losowe i ich rozkłady 3. Populacje i próby danych, estymacja parametrów 4. Testowanie hipotez 5.
Niezawodność w energetyce Reliability in the power industry
KARTA MODUŁU / KARTA PRZEDMIOTU Załącznik nr 7 do Zarządzenia Rektora nr 10/12 z dnia 21 lutego 2012r. Kod modułu Nazwa modułu Nazwa modułu w języku angielskim Obowiązuje od roku akademickiego 2012/2013
Niezawodność i Diagnostyka
Katedra Metrologii i Optoelektroniki Wydział Elektroniki Telekomunikacji i Informatyki Politechnika Gdańska Niezawodność i Diagnostyka Ćwiczenie laboratoryjne nr 3 Struktury niezawodnościowe 1. Struktury
Spis treści 3 SPIS TREŚCI
Spis treści 3 SPIS TREŚCI PRZEDMOWA... 1. WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE JAKO DYSCYPLINA MATEMATYCZNA... Metody statystyczne w analizie i prognozowaniu zjawisk ekonomicznych... Badania statystyczne podstawowe
Niezawodność i Diagnostyka
Katedra Metrologii i Optoelektroniki Wydział Elektroniki Telekomunikacji i Informatyki Politechnika Gdańska Niezawodność i Diagnostyka Ćwiczenie laboratoryjne nr 3 Struktury niezawodnościowe Gdańsk, 2012
III Lubelskie Forum Energetyczne
III Lubelskie Forum Energetyczne Program zwiększenia udziału linii kablowych do 30% w sieci SN PGE Dystrybucja S.A. w celu ograniczenia przerw w dostawach energii elektrycznej. Michał Wawszczak Kierownik
Ocena wskaźników niezawodnościowych stacji 110kV/SN i rozdzielni sieciowych SN w oparciu o metody analityczne oraz symulacyjne
Andrzej Ł. CHOJNACKI Politechnika Świętokrzyska w Kielcach Zakład Podstaw Energetyki doi:.599/48.6.7.39 Ocena wskaźników niezawodnościowych stacji kv/sn i rozdzielni sieciowych SN w oparciu o metody analityczne
Wnioskowanie statystyczne. Statystyka w 5
Wnioskowanie statystyczne tatystyka w 5 Rozkłady statystyk z próby Próba losowa pobrana z populacji stanowi realizacje zmiennej losowej jak ciąg zmiennych losowych (X, X,... X ) niezależnych i mających
A B. 2 5 8 18 2 x x x 5 x x 8 x 18
Narzędzia modelowania niezawodności 1 Arkusz kalkulacyjny - jest to program zbudowany na schemacie relacyjnych baz danych. Relacje pomiędzy dwiema (lub więcej) cechami można zapisać na kilka sposobów.
Testowanie hipotez. Hipoteza prosta zawiera jeden element, np. H 0 : θ = 2, hipoteza złożona zawiera więcej niż jeden element, np. H 0 : θ > 4.
Testowanie hipotez Niech X = (X 1... X n ) będzie próbą losową na przestrzeni X zaś P = {P θ θ Θ} rodziną rozkładów prawdopodobieństwa określonych na przestrzeni próby X. Definicja 1. Hipotezą zerową Θ
Rys. 1. Instalacja chłodzenia wodą słodką cylindrów silnika głównego (opis w tekście)
Leszek Chybowski Wydział Mechaniczny Politechnika Szczecińska ZASTOSOWANIE DRZEWA USZKODZEŃ DO WYBRANEGO SYSTEMU SIŁOWNI OKRĘTOWEJ 1. Wprowadzenie Stanem systemu technicznego określa się zbiór wartości
Inżynieria Środowiska. II stopień ogólnoakademicki. przedmiot podstawowy obowiązkowy polski drugi. semestr zimowy
Załącznik nr 7 do Zarządzenia Rektora nr../12 z dnia.... 2012r. KARTA MODUŁU / KARTA PRZEDMIOTU Kod modułu Nazwa modułu Nazwa modułu w języku angielskim Obowiązuje od roku akademickiego 2017/2018 STATYSTYKA
Tablica Wzorów Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyki
Tablica Wzorów Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyki Spis treści I. Wzory ogólne... 2 1. Średnia arytmetyczna:... 2 2. Rozstęp:... 2 3. Kwantyle:... 2 4. Wariancja:... 2 5. Odchylenie standardowe:...
1 Podstawy rachunku prawdopodobieństwa
1 Podstawy rachunku prawdopodobieństwa Dystrybuantą zmiennej losowej X nazywamy prawdopodobieństwo przyjęcia przez zmienną losową X wartości mniejszej od x, tzn. F (x) = P [X < x]. 1. dla zmiennej losowej
Zad. 4 Należy określić rodzaj testu (jedno czy dwustronny) oraz wartości krytyczne z lub t dla określonych hipotez i ich poziomów istotności:
Zadania ze statystyki cz. 7. Zad.1 Z populacji wyłoniono próbę wielkości 64 jednostek. Średnia arytmetyczna wartość cechy wyniosła 110, zaś odchylenie standardowe 16. Należy wyznaczyć przedział ufności
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4. WERYFIKACJA HIPOTEZ PARAMETRYCZNYCH X - cecha populacji, θ parametr rozkładu cechy X.
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4 WERYFIKACJA HIPOTEZ PARAMETRYCZNYCH X - cecha populacji, θ parametr rozkładu cechy X. Wysuwamy hipotezy: zerową (podstawową H ( θ = θ i alternatywną H, która ma jedną z
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD października 2009
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4 26 października 2009 Rozkład N(µ, σ). Estymacja σ σ 2 = 1 σ 2π + = E µ,σ (X µ) 2 { (x µ) 2 exp 1 ( ) } x µ 2 dx 2 σ Rozkład N(µ, σ). Estymacja σ σ 2 = 1 σ 2π + = E µ,σ
KOSZTY USUWANIA USZKODZEŃ WIEJSKICH LINII NAPOWIETRZNYCH NISKIEGO NAPIĘCIA PONOSZONE PRZEZ DYSTRYBUTORA ENERGII
KOSZTY USUWANIA USZKODZEŃ WIEJSKICH LINII NAPOWIETRZNYCH NISKIEGO NAPIĘCIA PONOSZONE PRZEZ DYSTRYBUTORA ENERGII Autorzy: Jan C. Stępień, Zdzisław Madej ("Rynek Energii" - sierpień 2014) Słowa kluczowe:
Estymacja parametrów rozkładu cechy
Estymacja parametrów rozkładu cechy Estymujemy parametr θ rozkładu cechy X Próba: X 1, X 2,..., X n Estymator punktowy jest funkcją próby ˆθ = ˆθX 1, X 2,..., X n przybliżającą wartość parametru θ Przedział
Statystyka. Rozkład prawdopodobieństwa Testowanie hipotez. Wykład III ( )
Statystyka Rozkład prawdopodobieństwa Testowanie hipotez Wykład III (04.01.2016) Rozkład t-studenta Rozkład T jest rozkładem pomocniczym we wnioskowaniu statystycznym; stosuje się go wyznaczenia przedziału
Karta (sylabus) modułu/przedmiotu Transport Studia I stopnia. Język polski
Karta (sylabus) modułu/przedmiotu Transport Studia I stopnia Przedmiot: Niezawodność środków transportu Rodzaj przedmiotu: obowiązkowy Kod przedmiotu: TR 1 S 0 6 42-0_1 Rok: III Semestr: 6 Forma studiów:
Statystyka matematyczna Testowanie hipotez i estymacja parametrów. Wrocław, r
Statystyka matematyczna Testowanie hipotez i estymacja parametrów Wrocław, 18.03.2016r Plan wykładu: 1. Testowanie hipotez 2. Etapy testowania hipotez 3. Błędy 4. Testowanie wielokrotne 5. Estymacja parametrów
Statystyka i opracowanie danych Podstawy wnioskowania statystycznego. Prawo wielkich liczb. Centralne twierdzenie graniczne. Estymacja i estymatory
Statystyka i opracowanie danych Podstawy wnioskowania statystycznego. Prawo wielkich liczb. Centralne twierdzenie graniczne. Estymacja i estymatory Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok 407 adrian@tempus.metal.agh.edu.pl
Kolokwium ze statystyki matematycznej
Kolokwium ze statystyki matematycznej 28.05.2011 Zadanie 1 Niech X będzie zmienną losową z rozkładu o gęstości dla, gdzie 0 jest nieznanym parametrem. Na podstawie pojedynczej obserwacji weryfikujemy hipotezę
Sterowanie wielkością zamówienia w Excelu - cz. 3
Sterowanie wielkością zamówienia w Excelu - cz. 3 21.06.2005 r. 4. Planowanie eksperymentów symulacyjnych Podczas tego etapu ważne jest określenie typu rozkładu badanej charakterystyki. Dzięki tej informacji
PLANOWE WYŁĄCZENIA WIEJSKICH LINII NISKIEGO I ŚREDNIEGO NAPIĘCIA
PLANOWE WYŁĄCZENIA WIEJSKICH LINII NISKIEGO I ŚREDNIEGO NAPIĘCIA Autorzy: Jan C. Stępień, Andrzej Stobiecki ("Rynek Energii" - luty 2017) Słowa kluczowe: wiejskie linie elektroenergetyczne niskiego i średniego
Rozkłady statystyk z próby. Statystyka
Rozkłady statystyk z próby tatystyka Rozkłady statystyk z próby Próba losowa pobrana z populacji stanowi realizacje zmiennej losowej jak ciąg zmiennych losowych (X, X,... X ) niezależnych i mających ten
Wpływ niezawodności linii SN na poziom wskaźników SAIDI/SAIFI. Jarosław Tomczykowski, PTPiREE Wisła, 18 września 2018 r.
Wpływ niezawodności linii SN na poziom wskaźników SAIDI/SAIFI Jarosław Tomczykowski, PTPiREE Wisła, 18 września 2018 r. Analiza zmian wartości wskaźników SAIDI/SAIFI za okres 2011-2017 Wartości SAIDI nieplanowanego
TESTOWANIE HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH
TETOWANIE HIPOTEZ TATYTYCZNYCH HIPOTEZA TATYTYCZNA przypuszczenie co do rozkładu populacji generalnej (jego postaci funkcyjnej lub wartości parametrów). Prawdziwość tego przypuszczenia jest oceniana na
ZAKŁAD SAMOLOTÓW I ŚMIGŁOWCÓW
ZAKŁAD SAMOLOTÓW I ŚMIGŁOWCÓW NK315 EKSPLOATACJA STATKÓW LATAJĄCYCH dr inż. Kamila Kustroń dr inż. Kamila Kustroń ZAKŁAD SAMOLOTÓW I ŚMIGŁOWCÓW NK315 EKSPLOATACJA STATKÓW LATAJĄCYCH 1. Wykład wprowadzający
Normy do projektowania nowych linii elektroenergetycznych
Poprawa bezpieczeństwa pracy linii WN w świetle najnowszej normalizacji. Niezawodność, pewność, bezpieczeństwo. Dominik Brudniak Tomasz Musiał Lubelskie Targi Energetyczne ENERGETICS Lublin, 14-16 listopada
Niezawodność dostaw energii elektrycznej w oparciu o wskaźniki SAIDI/SAIFI
Niezawodność dostaw energii elektrycznej w oparciu o wskaźniki SAIDI/SAIFI Jarosław Tomczykowski, PTPiREE Forum Dystrybutorów Energii Elektrycznej, Lublin, 15 listopada 12016 r. Porównanie wskaźników SAIDI
OCENA STANU TECHNICZNEGO SIECI ELEKTROENERGETYCZNYCH I JAKOŚCI ZASILANIA W ENERGIĘ ELEKTRYCZNĄ MAŁOPOLSKIEJ WSI
Małgorzata Trojanowska Katedra Energetyki Rolniczej Akademia Rolnicza w Krakowie Problemy Inżynierii Rolniczej nr 2/2007 OCENA STANU TECHNICZNEGO SIECI ELEKTROENERGETYCZNYCH I JAKOŚCI ZASILANIA W ENERGIĘ
Wnioskowanie statystyczne i weryfikacja hipotez statystycznych
Wnioskowanie statystyczne i weryfikacja hipotez statystycznych Wnioskowanie statystyczne Wnioskowanie statystyczne obejmuje następujące czynności: Sformułowanie hipotezy zerowej i hipotezy alternatywnej.
Komputerowa Analiza Danych Doświadczalnych
Komputerowa Analiza Danych Doświadczalnych Prowadząca: dr inż. Hanna Zbroszczyk e-mail: gos@if.pw.edu.pl tel: +48 22 234 58 51 konsultacje: poniedziałek, 10-11, środa: 11-12 www: http://www.if.pw.edu.pl/~gos/students/kadd
Praktyczne aspekty statycznej estymacji stanu pracy elektroenergetycznych sieci dystrybucyjnych w warunkach krajowych
ZARZĄDZANIE ENERGIĄ I TELEINFORMATYKA, ZET 03 Praktyczne aspekty statycznej estymacji stanu pracy elektroenergetycznych sieci dystrybucyjnych w warunkach krajowych Jacek Wasilewski Politechnika Warszawska
Korelacja krzywoliniowa i współzależność cech niemierzalnych
Korelacja krzywoliniowa i współzależność cech niemierzalnych Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych Wydział Informatyki Politechniki Szczecińskiej
Analiza autokorelacji
Analiza autokorelacji Oblicza się wartości współczynników korelacji między y t oraz y t-i (dla i=1,2,...,k), czyli współczynniki autokorelacji różnych rzędów. Bada się statystyczną istotność tych współczynników.
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4. Testowanie hipotez Estymacja parametrów
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4 Testowanie hipotez Estymacja parametrów WSTĘP 1. Testowanie hipotez Błędy związane z testowaniem hipotez Etapy testowana hipotez Testowanie wielokrotne 2. Estymacja parametrów
Statystyka matematyczna dla leśników
Statystyka matematyczna dla leśników Wydział Leśny Kierunek leśnictwo Studia Stacjonarne I Stopnia Rok akademicki 03/04 Wykład 5 Testy statystyczne Ogólne zasady testowania hipotez statystycznych, rodzaje
rok 2006/07 Jacek Jarnicki,, Kazimierz Kapłon, Henryk Maciejewski
Projekt z niezawodności i diagnostyki systemów cyfrowych rok 2006/07 Jacek Jarnicki,, Kazimierz Kapłon, Henryk Maciejewski Cel projektu Celem projektu jest: 1. Poznanie metod i napisanie oprogramowania
Statystyka matematyczna i ekonometria
Statystyka matematyczna i ekonometria prof. dr hab. inż. Jacek Mercik B4 pok. 55 jacek.mercik@pwr.wroc.pl (tylko z konta studenckiego z serwera PWr) Konsultacje, kontakt itp. Strona WWW Elementy wykładu.
OBLICZENIE PRZEPŁYWÓW MAKSYMALNYCH ROCZNYCH O OKREŚLONYM PRAWDOPODOBIEŃSTWIE PRZEWYŻSZENIA. z wykorzystaniem programu obliczeniowego Q maxp
tel.: +48 662 635 712 Liczba stron: 15 Data: 20.07.2010r OBLICZENIE PRZEPŁYWÓW MAKSYMALNYCH ROCZNYCH O OKREŚLONYM PRAWDOPODOBIEŃSTWIE PRZEWYŻSZENIA z wykorzystaniem programu obliczeniowego Q maxp DŁUGIE
1 Estymacja przedziałowa
1 Estymacja przedziałowa 1. PRZEDZIAŁY UFNOŚCI DLA ŚREDNIEJ (a) MODEL I Badana cecha ma rozkład normalny N(µ, σ) o nieznanym parametrze µ i znanym σ. Przedział ufności: [ ( µ x u 1 α ) ( σn ; x + u 1 α
Wykład 10 Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średn
Wykład 10 Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średniej Wrocław, 21 grudnia 2016r Przedział ufności Niech będzie dana próba X 1, X 2,..., X n z rozkładu P θ, θ Θ. Definicja 10.1 Przedziałem
Statystyka matematyczna
Statystyka matematyczna Wykład 9 i 10 Magdalena Alama-Bućko 14 i 21 maja 2018 Magdalena Alama-Bućko Statystyka matematyczna 14 i 21 maja 2018 1 / 25 Hipotezy statystyczne Hipoteza statystyczna nazywamy
Weryfikacja hipotez statystycznych
Weryfikacja hipotez statystycznych Hipoteza Test statystyczny Poziom istotności Testy jednostronne i dwustronne Testowanie równości wariancji test F-Fishera Testowanie równości wartości średnich test t-studenta
Testowanie hipotez statystycznych.
Statystyka Wykład 10 Wrocław, 22 grudnia 2011 Testowanie hipotez statystycznych Definicja. Hipotezą statystyczną nazywamy stwierdzenie dotyczące parametrów populacji. Definicja. Dwie komplementarne w problemie
Temat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT. Anna Rajfura 1
Temat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT Anna Rajfura 1 Przykład wprowadzający Wiadomo, że 40% owoców ulega uszkodzeniu podczas pakowania automatycznego.
Ważne rozkłady i twierdzenia c.d.
Ważne rozkłady i twierdzenia c.d. Funkcja charakterystyczna rozkładu Wielowymiarowy rozkład normalny Elipsa kowariacji Sploty rozkładów Rozkłady jednostajne Sploty z rozkładem normalnym Pobieranie próby
Elementy statystyki opisowej, podstawowe pojęcia statystyki matematycznej
Elementy statystyki opisowej, podstawowe pojęcia statystyki matematycznej Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych Wydział Informatyki Politechniki
Weryfikacja hipotez statystycznych, parametryczne testy istotności w populacji
Weryfikacja hipotez statystycznych, parametryczne testy istotności w populacji Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych Wydział Informatyki Politechniki
Pobieranie prób i rozkład z próby
Pobieranie prób i rozkład z próby Marcin Zajenkowski Marcin Zajenkowski () Pobieranie prób i rozkład z próby 1 / 15 Populacja i próba Populacja dowolnie określony zespół przedmiotów, obserwacji, osób itp.
FORECASTING THE DISTRIBUTION OF AMOUNT OF UNEMPLOYED BY THE REGIONS
FOLIA UNIVERSITATIS AGRICULTURAE STETINENSIS Folia Univ. Agric. Stetin. 007, Oeconomica 54 (47), 73 80 Mateusz GOC PROGNOZOWANIE ROZKŁADÓW LICZBY BEZROBOTNYCH WEDŁUG MIAST I POWIATÓW FORECASTING THE DISTRIBUTION
ELEMENTÓW PODANYCH W PN-EN i PN-EN
PORÓWNANIE METOD OCENY NIEUSZKADZALNOŚCI ELEMENTÓW PODANYCH W PN-EN 6508- i PN-EN 680-2 prof. dr inż. Tadeusz MISSALA Przemysłowy Instytut Automatyki i Pomiarów, 02-486 Warszawa Al. Jerozolimskie 202 tel.
METODY STATYSTYCZNE W BIOLOGII
METODY STATYSTYCZNE W BIOLOGII 1. Wykład wstępny 2. Populacje i próby danych 3. Testowanie hipotez i estymacja parametrów 4. Planowanie eksperymentów biologicznych 5. Najczęściej wykorzystywane testy statystyczne
Opis przedmiotu. Karta przedmiotu - Probabilistyka I Katalog ECTS Politechniki Warszawskiej
Kod przedmiotu TR.NIK304 Nazwa przedmiotu Probabilistyka I Wersja przedmiotu 2015/16 A. Usytuowanie przedmiotu w systemie studiów Poziom kształcenia Studia I stopnia Forma i tryb prowadzenia studiów Niestacjonarne
Plan wykładu. Statystyka opisowa. Statystyka matematyczna. Dane statystyczne miary położenia miary rozproszenia miary asymetrii
Plan wykładu Statystyka opisowa Dane statystyczne miary położenia miary rozproszenia miary asymetrii Statystyka matematyczna Podstawy estymacji Testowanie hipotez statystycznych Żródła Korzystałam z ksiażek:
Koszty niedostarczonej energii elektrycznej jako element oceny opłacalności wytypowanych rozwiązań linii elektroenergetycznych
Koszty niedostarczonej energii elektrycznej jako element oceny opłacalności wytypowanych rozwiązań linii elektroenergetycznych Autorzy: Elżbieta Niewiedział, Ryszard Niewiedział - Wyższa Szkoła Kadr Menedżerskich
STATYSTYKA wykład 5-6
TATYTYKA wykład 5-6 Twierdzenia graniczne Rozkłady statystyk z próby Wanda Olech Twierdzenia graniczne Jeżeli rozpatrujemy ciąg zmiennych losowych {X ; X ;...; X n }, to zdarza się, że ich rozkłady przy
LABORATORIUM 8 WERYFIKACJA HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH PARAMETRYCZNE TESTY ISTOTNOŚCI
LABORATORIUM 8 WERYFIKACJA HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH PARAMETRYCZNE TESTY ISTOTNOŚCI WERYFIKACJA HIPOTEZ Hipoteza statystyczna jakiekolwiek przypuszczenie dotyczące populacji generalnej- jej poszczególnych
Elektrotechnika II [ Laboratorium Grupa 1 ] 2016/2017 Zimowy. [ Laboratorium Grupa 2 ] 2016/2017 Zimowy
Elektrotechnika II [ Laboratorium Grupa ] 206/207 Zimowy Lp Numer indeksu Pkt Kol Suma Popr Ocena Data Uwagi 97574 6 7 Db + 2 9758 ++0,9 5 7,9 Db + 3 99555 0,9+0,9 2,8 Dst + 4 97595 0,8++ 0 2,8 Dst + 5
dr Jerzy Pusz, st. wykładowca, Wydział Matematyki i Nauk Informacyjnych Politechniki Warszawskiej B. Ogólna charakterystyka przedmiotu
Kod przedmiotu TR.SIK303 Nazwa przedmiotu Probabilistyka I Wersja przedmiotu 2015/16 A. Usytuowanie przedmiotu w systemie studiów Poziom kształcenia Studia I stopnia Forma i tryb prowadzenia studiów Stacjonarne
Modele i wnioskowanie statystyczne (MWS), sprawozdanie z laboratorium 4
Modele i wnioskowanie statystyczne (MWS), sprawozdanie z laboratorium 4 Konrad Miziński, nr albumu 233703 31 maja 2015 Zadanie 1 Wartości oczekiwane µ 1 i µ 2 oszacowano wg wzorów: { µ1 = 0.43925 µ = X
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 9
Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka Wykład 9 1 1. Dodatkowe założenie KMRL 2. Testowanie hipotez prostych Rozkład estymatora b Testowanie hipotez prostych przy użyciu statystyki t 3. Przedziały ufności
Prawdopodobieństwo i statystyka r.
Zadanie. Niech (X, Y) ) będzie dwuwymiarową zmienną losową, o wartości oczekiwanej (μ, μ, wariancji każdej ze współrzędnych równej σ oraz kowariancji równej X Y ρσ. Staramy się obserwować niezależne realizacje
Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średnich. Wrocław, 5 grudnia 2014
Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średnich Wrocław, 5 grudnia 2014 Przedział ufności Niech będzie dana próba X 1, X 2,..., X n z rozkładu P θ, θ Θ. Definicja Przedziałem ufności dla paramertu
Statystyka matematyczna
Statystyka matematyczna Wykład 8 Magdalena Alama-Bućko 7 maja 2018 Magdalena Alama-Bućko Statystyka matematyczna 7 maja 2018 1 / 19 Przypomnijmy najpierw omówione na poprzednim wykładzie postaci przedziałów
Porównanie modeli statystycznych. Monika Wawrzyniak Katarzyna Kociałkowska
Porównanie modeli statystycznych Monika Wawrzyniak Katarzyna Kociałkowska Jaka jest miara podobieństwa? Aby porównywać rozkłady prawdopodobieństwa dwóch modeli statystycznych możemy użyć: metryki dywergencji
Określenie maksymalnego kosztu naprawy pojazdu
MACIEJCZYK Andrzej 1 ZDZIENNICKI Zbigniew 2 Określenie maksymalnego kosztu naprawy pojazdu Kryterium naprawy pojazdu, aktualna wartość pojazdu, kwantyle i kwantyle warunkowe, skumulowana intensywność uszkodzeń
RACHUNEK PRAWDOPODOBIEŃSTWA I STATYSTYKA MATEMATYCZNA
RACHUNEK PRAWDOPODOBIEŃSTWA I STATYSTYKA MATEMATYCZNA LISTA 10 1.Dokonano 8 pomiarów pewnej odległości (w m) i otrzymano: 201, 195, 207, 203, 191, 208, 198, 210. Wiedząc,że błąd pomiaru ma rozkład normalny
Testowanie hipotez statystycznych.
Bioinformatyka Wykład 9 Wrocław, 5 grudnia 2011 Temat. Test zgodności χ 2 Pearsona. Statystyka χ 2 Pearsona Rozpatrzmy ciąg niezależnych zmiennych losowych X 1,..., X n o jednakowym dyskretnym rozkładzie
Niezawodność i diagnostyka projekt. Jacek Jarnicki
Niezawodność i diagnostyka projekt Jacek Jarnicki Zajęcia wprowadzające 1. Cel zajęć projektowych 2. Etapy realizacji projektu 3. Tematy zadań do rozwiązania 4. Podział na grupy, wybór tematów, organizacja
STATYSTYKA - PRZYKŁADOWE ZADANIA EGZAMINACYJNE
STATYSTYKA - PRZYKŁADOWE ZADANIA EGZAMINACYJNE 1 W trakcie badania obliczono wartości średniej (15,4), mediany (13,6) oraz dominanty (10,0). Określ typ asymetrii rozkładu. 2 Wymień 3 cechy rozkładu Gauss
Statystyka matematyczna. Wykład III. Estymacja przedziałowa
Statystyka matematyczna. Wykład III. e-mail:e.kozlovski@pollub.pl Spis treści Rozkłady zmiennych losowych 1 Rozkłady zmiennych losowych Rozkład χ 2 Rozkład t-studenta Rozkład Fischera 2 Przedziały ufności
STATYSTYKA MATEMATYCZNA ZESTAW 0 (POWT. RACH. PRAWDOPODOBIEŃSTWA) ZADANIA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA ZESTAW 0 (POWT. RACH. PRAWDOPODOBIEŃSTWA) ZADANIA Zadanie 0.1 Zmienna losowa X ma rozkład określony funkcją prawdopodobieństwa: x k 0 4 p k 1/3 1/6 1/ obliczyć EX, D X. (odp. 4/3;
Rozdział 8. Regresja. Definiowanie modelu
Rozdział 8 Regresja Definiowanie modelu Analizę korelacji można traktować jako wstęp do analizy regresji. Jeżeli wykresy rozrzutu oraz wartości współczynników korelacji wskazują na istniejąca współzmienność
ANALIZA STATYSTYCZNA CIĄGŁOŚCI DOSTAW ENERGII ELEKTRYCZNEJ ODBIORCOM Z TERENÓW WIEJSKICH WOJEWÓDZTWA MAŁOPOLSKIEGO
Katedra Energetyki Rolniczej Akademia Rolnicza w Krakowie Problemy Inżynierii Rolniczej nr 3/2007 ANALIZA STATYSTYCZNA CIĄGŁOŚCI DOSTAW ENERGII ELEKTRYCZNEJ ODBIORCOM Z TERENÓW WIEJSKICH WOJEWÓDZTWA MAŁOPOLSKIEGO
UPORZĄDKOWANIE STOCHASTYCZNE ESTYMATORÓW ŚREDNIEGO CZASU ŻYCIA. Piotr Nowak Uniwersytet Wrocławski
UPORZĄDKOWANIE STOCHASTYCZNE ESTYMATORÓW ŚREDNIEGO CZASU ŻYCIA Piotr Nowak Uniwersytet Wrocławski Wprowadzenie X = (X 1,..., X n ) próba z rozkładu wykładniczego Ex(θ). f (x; θ) = 1 θ e x/θ, x > 0, θ >
Niezawodność elementów i systemów. Sem. 8 Komputerowe Systemy Elektroniczne, 2009/2010 1
Niezawodność elementów i systemów Sem. 8 Komputerowe Systemy Elektroniczne, 2009/2010 1 Niezawodność wyrobu (obiektu) to spełnienie wymaganych funkcji w określonych warunkach w ustalonym czasie Niezawodność
Temat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT. Anna Rajfura 1
Temat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT Anna Rajfura 1 Przykład wprowadzający Wiadomo, Ŝe 40% owoców ulega uszkodzeniu podczas pakowania automatycznego.
Liczba godzin Punkty ECTS Sposób zaliczenia. ćwiczenia 16 zaliczenie z oceną
Wydział: Zarządzanie i Finanse Nazwa kierunku kształcenia: Finanse i Rachunkowość Rodzaj przedmiotu: podstawowy Opiekun: prof. nadzw. dr hab. Tomasz Kuszewski Poziom studiów (I lub II stopnia): II stopnia
Instytut Politechniczny Państwowa Wyższa Szkoła Zawodowa. Diagnostyka i niezawodność robotów
Instytut Politechniczny Państwowa Wyższa Szkoła Zawodowa Diagnostyka i niezawodność robotów Laboratorium nr 6 Model matematyczny elementu naprawialnego Prowadzący: mgr inż. Marcel Luzar Cele ćwiczenia: