PARAMETRY, WŁAŚCIWOŚCI I FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE NAPOWIETRZNYCH LINII DYSTRYBUCYJNYCH 110 KV

Wielkość: px
Rozpocząć pokaz od strony:

Download "PARAMETRY, WŁAŚCIWOŚCI I FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE NAPOWIETRZNYCH LINII DYSTRYBUCYJNYCH 110 KV"

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

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

Bardziej szczegółowo

Funkcje charakteryzujące proces. Dr inż. Robert Jakubowski

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

Bardziej szczegółowo

PODSTAWY OCENY WSKAŹNIKÓW ZAWODNOŚCI ZASILANIA ENERGIĄ ELEKTRYCZNĄ

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

Bardziej szczegółowo

KONFERENCJA NAUKOWO-TECHNICZNA

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.,

Bardziej szczegółowo

Koszty strat u dystrybutorów energii elektrycznej spowodowane zawodnością stacji elektroenergetycznych SN/nN

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

Bardziej szczegółowo

Analiza niezawodności linii kablowych niskiego napięcia

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

Bardziej szczegółowo

Modelowanie niezawodności prostych struktur sprzętowych

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

Bardziej szczegółowo

W4 Eksperyment niezawodnościowy

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

Bardziej szczegółowo

Koszty zawodności stacji transformatorowo rozdzielczych SN/nn eksploatowanych w sieciach miejskich oraz terenowych

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

Bardziej szczegółowo

Statystyczna analiza awarii pojazdów samochodowych. Failure analysis of cars

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

Bardziej szczegółowo

Elektrotechnika I stopień (I stopień / II stopień) Ogólno akademicki (ogólno akademicki / praktyczny) Kierunkowy (podstawowy / kierunkowy / inny HES)

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

Bardziej szczegółowo

Cechy eksploatacyjne statku. Dr inż. Robert Jakubowski

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

Bardziej szczegółowo

Streszczenie: Zasady projektowania konstrukcji budowlanych z uwzględnieniem aspektów ich niezawodności wg Eurokodu PN-EN 1990

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

Bardziej szczegółowo

W3 - Niezawodność elementu nienaprawialnego

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

Bardziej szczegółowo

WYKŁADY ZE STATYSTYKI MATEMATYCZNEJ wykład 2 - statystyka opisowa cd

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

Bardziej szczegółowo

WYDZIAŁ MECHANICZNY ENERGETYKI I LOTNICTWA WYKŁAD

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

Bardziej szczegółowo

Instytut Politechniczny Państwowa Wyższa Szkoła Zawodowa. Diagnostyka i niezawodność robotów

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

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

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.

Bardziej szczegółowo

Niezawodność w energetyce Reliability in the power industry

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

Bardziej szczegółowo

Niezawodność i Diagnostyka

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

Bardziej szczegółowo

Spis treści 3 SPIS TREŚCI

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

Bardziej szczegółowo

Niezawodność i Diagnostyka

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

Bardziej szczegółowo

III Lubelskie Forum Energetyczne

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

Bardziej szczegółowo

Ocena wskaźników niezawodnościowych stacji 110kV/SN i rozdzielni sieciowych SN w oparciu o metody analityczne oraz symulacyjne

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

Bardziej szczegółowo

Wnioskowanie statystyczne. Statystyka w 5

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

Bardziej szczegółowo

A B. 2 5 8 18 2 x x x 5 x x 8 x 18

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.

Bardziej szczegółowo

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. 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

Bardziej szczegółowo

Rys. 1. Instalacja chłodzenia wodą słodką cylindrów silnika głównego (opis w tekście)

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

Bardziej szczegółowo

Inżynieria Środowiska. II stopień ogólnoakademicki. przedmiot podstawowy obowiązkowy polski drugi. semestr zimowy

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

Bardziej szczegółowo

Tablica Wzorów Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyki

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:...

Bardziej szczegółowo

1 Podstawy rachunku prawdopodobieństwa

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

Bardziej szczegółowo

Zad. 4 Należy określić rodzaj testu (jedno czy dwustronny) oraz wartości krytyczne z lub t dla określonych hipotez i ich poziomów istotności:

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

Bardziej szczegółowo

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. 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

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD października 2009

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

Bardziej szczegółowo

KOSZTY USUWANIA USZKODZEŃ WIEJSKICH LINII NAPOWIETRZNYCH NISKIEGO NAPIĘCIA PONOSZONE PRZEZ DYSTRYBUTORA ENERGII

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:

Bardziej szczegółowo

Estymacja parametrów rozkładu cechy

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

Bardziej szczegółowo

Statystyka. Rozkład prawdopodobieństwa Testowanie hipotez. Wykład III ( )

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

Bardziej szczegółowo

Karta (sylabus) modułu/przedmiotu Transport Studia I stopnia. Język polski

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:

Bardziej szczegółowo

Statystyka matematyczna Testowanie hipotez i estymacja parametrów. Wrocław, r

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

Bardziej szczegółowo

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 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

Bardziej szczegółowo

Kolokwium ze statystyki matematycznej

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

Bardziej szczegółowo

Sterowanie wielkością zamówienia w Excelu - cz. 3

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

Bardziej szczegółowo

PLANOWE WYŁĄCZENIA WIEJSKICH LINII NISKIEGO I ŚREDNIEGO NAPIĘCIA

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

Bardziej szczegółowo

Rozkłady statystyk z próby. Statystyka

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

Bardziej szczegółowo

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. 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

Bardziej szczegółowo

TESTOWANIE HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH

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

Bardziej szczegółowo

ZAKŁAD SAMOLOTÓW I ŚMIGŁOWCÓW

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

Bardziej szczegółowo

Normy do projektowania nowych linii elektroenergetycznych

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

Bardziej szczegółowo

Niezawodność dostaw energii elektrycznej w oparciu o wskaźniki SAIDI/SAIFI

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

Bardziej szczegółowo

OCENA STANU TECHNICZNEGO SIECI ELEKTROENERGETYCZNYCH I JAKOŚCI ZASILANIA W ENERGIĘ ELEKTRYCZNĄ MAŁOPOLSKIEJ WSI

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

Bardziej szczegółowo

Wnioskowanie statystyczne i weryfikacja hipotez statystycznych

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.

Bardziej szczegółowo

Komputerowa Analiza Danych Doświadczalnych

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

Bardziej szczegółowo

Praktyczne aspekty statycznej estymacji stanu pracy elektroenergetycznych sieci dystrybucyjnych w warunkach krajowych

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

Bardziej szczegółowo

Korelacja krzywoliniowa i współzależność cech niemierzalnych

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

Bardziej szczegółowo

Analiza autokorelacji

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.

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4. Testowanie hipotez Estymacja parametrów

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

Bardziej szczegółowo

Statystyka matematyczna dla leśników

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

Bardziej szczegółowo

rok 2006/07 Jacek Jarnicki,, Kazimierz Kapłon, Henryk Maciejewski

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

Bardziej szczegółowo

Statystyka matematyczna i ekonometria

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.

Bardziej szczegółowo

OBLICZENIE PRZEPŁYWÓW MAKSYMALNYCH ROCZNYCH O OKREŚLONYM PRAWDOPODOBIEŃSTWIE PRZEWYŻSZENIA. z wykorzystaniem programu obliczeniowego Q maxp

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

Bardziej szczegółowo

1 Estymacja przedziałowa

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

Bardziej szczegółowo

Wykład 10 Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średn

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

Bardziej szczegółowo

Statystyka matematyczna

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

Bardziej szczegółowo

Weryfikacja hipotez statystycznych

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

Bardziej szczegółowo

Testowanie hipotez statystycznych.

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

Bardziej szczegółowo

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 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.

Bardziej szczegółowo

Ważne rozkłady i twierdzenia c.d.

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

Bardziej szczegółowo

Elementy statystyki opisowej, podstawowe pojęcia statystyki matematycznej

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

Bardziej szczegółowo

Weryfikacja hipotez statystycznych, parametryczne testy istotności w populacji

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

Bardziej szczegółowo

Pobieranie prób i rozkład z próby

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.

Bardziej szczegółowo

FORECASTING THE DISTRIBUTION OF AMOUNT OF UNEMPLOYED BY THE REGIONS

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

Bardziej szczegółowo

ELEMENTÓW PODANYCH W PN-EN i PN-EN

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.

Bardziej szczegółowo

METODY STATYSTYCZNE W BIOLOGII

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

Bardziej szczegółowo

Opis przedmiotu. Karta przedmiotu - Probabilistyka I Katalog ECTS Politechniki Warszawskiej

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

Bardziej szczegółowo

Plan wykładu. Statystyka opisowa. Statystyka matematyczna. Dane statystyczne miary położenia miary rozproszenia miary asymetrii

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:

Bardziej szczegółowo

Koszty niedostarczonej energii elektrycznej jako element oceny opłacalności wytypowanych rozwiązań linii elektroenergetycznych

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

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA wykład 5-6

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

Bardziej szczegółowo

LABORATORIUM 8 WERYFIKACJA HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH PARAMETRYCZNE TESTY ISTOTNOŚCI

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

Bardziej szczegółowo

Elektrotechnika II [ Laboratorium Grupa 1 ] 2016/2017 Zimowy. [ Laboratorium Grupa 2 ] 2016/2017 Zimowy

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

Bardziej szczegółowo

dr Jerzy Pusz, st. wykładowca, Wydział Matematyki i Nauk Informacyjnych Politechniki Warszawskiej B. Ogólna charakterystyka przedmiotu

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

Bardziej szczegółowo

Modele i wnioskowanie statystyczne (MWS), sprawozdanie z laboratorium 4

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

Bardziej szczegółowo

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 9

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

Bardziej szczegółowo

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

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

Bardziej szczegółowo

Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średnich. Wrocław, 5 grudnia 2014

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

Bardziej szczegółowo

Statystyka matematyczna

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

Bardziej szczegółowo

Porównanie modeli statystycznych. Monika Wawrzyniak Katarzyna Kociałkowska

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

Bardziej szczegółowo

Określenie maksymalnego kosztu naprawy pojazdu

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

Bardziej szczegółowo

RACHUNEK PRAWDOPODOBIEŃSTWA I STATYSTYKA MATEMATYCZNA

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

Bardziej szczegółowo

Testowanie hipotez statystycznych.

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

Bardziej szczegółowo

Niezawodność i diagnostyka projekt. Jacek Jarnicki

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

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA - PRZYKŁADOWE ZADANIA EGZAMINACYJNE

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

Bardziej szczegółowo

Statystyka matematyczna. Wykład III. Estymacja przedziałowa

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

Bardziej szczegółowo

STATYSTYKA MATEMATYCZNA ZESTAW 0 (POWT. RACH. PRAWDOPODOBIEŃSTWA) ZADANIA

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;

Bardziej szczegółowo

Rozdział 8. Regresja. Definiowanie modelu

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

Bardziej szczegółowo

ANALIZA STATYSTYCZNA CIĄGŁOŚCI DOSTAW ENERGII ELEKTRYCZNEJ ODBIORCOM Z TERENÓW WIEJSKICH WOJEWÓDZTWA MAŁOPOLSKIEGO

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

Bardziej szczegółowo

UPORZĄDKOWANIE STOCHASTYCZNE ESTYMATORÓW ŚREDNIEGO CZASU ŻYCIA. Piotr Nowak Uniwersytet Wrocławski

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 >

Bardziej szczegółowo

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 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

Bardziej szczegółowo

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 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.

Bardziej szczegółowo

Liczba godzin Punkty ECTS Sposób zaliczenia. ćwiczenia 16 zaliczenie z oceną

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

Bardziej szczegółowo

Instytut Politechniczny Państwowa Wyższa Szkoła Zawodowa. Diagnostyka i niezawodność robotów

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:

Bardziej szczegółowo