Elementy wspo łczesnej teorii inwersji
|
|
- Michał Karpiński
- 5 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Elementy wspo łczesnej teorii inwersji Metoda optymalizacyjna (2) W. Debski,
2 Liniowy problem odwrotny m est (λ) = m apr + (G T G + λi) 1 G T ( dobs G m apr) +δ d est d o = + λ I ( G T G + λi ) 1 (Gm apr d o ) + G ( G T G + λi ) 1 G T δ debski@igf.edu.pl: W3-1 IGF PAN,
3 Metoda algebraiczna - back-projection data d=gm Dobs d=g(m) Dapr Mapr Mtrue model parameter debski@igf.edu.pl: W3-2 IGF PAN,
4 Metoda algebraiczna - back-projection W podejściu algebraicznym, ze wzgl edu na liniowość problemu: d = G m możemy w jednym kroku przejść od modelu a priori do modelu prawdziwego m apr = m true : d obs G m true debski@igf.edu.pl: W3-3 IGF PAN,
5 Problem nieliniowy - iteracja algebraiczna Dobs d=g(m) Dapr Mapr Mtrue model parameter debski@igf.edu.pl: W3-4 IGF PAN,
6 Elementy wspo łczesnej teorii inwersji Metoda optymalizacyjna (2) Iteracyjna metoda algebraiczna - przeszukiwanie przestrzeni R(m) = dobs dth(m) Zagadnienie odwrotne minimalizacja residuo w debski@igf.edu.pl: W3-5 IGF PAN,
7 Inwersja - metoda optymalizacyjna Zagadnienie odwrotne szukamy m est takiego, że d obs d th (m est ) = min lub (w praktyce) d obs d th (m est ) D + λ m est m apr M = min debski@igf.edu.pl: W3-6 IGF PAN,
8 Inwersja - metoda optymalizacyjna metoda nieliniowa fizyczny sens regularyzacji poszukujemy jednego (optymalnego) rozwiazania zaniedbane wszystkie bł edy i niedokładności jak mierzyć dokładność dopasowania d th d obs? jak rozwiazać problem optymalizacji? czy rozwiazanie jest jednoznaczne? debski@igf.edu.pl: W3-7 IGF PAN,
9 Jednoznaczność rozwiazań Rozwiazania problemów odwrotnych sa czesto niejednoznaczne: z powodu ograniczeń algorytmów optymalizacyjnych (obecność lokalnych minimów dla problemów nieliniowych) z powodu jakości i zupełności danych pomiarowych (niemożliwość wyznaczenia pewnych parametrów) wielorakość modeli teoretycznych d th i = G i (m) W takich wypadkach konieczna jest zwykle regularyzacja aby dostać jakiekolwiek sensowne rozwiazanie. Cena tego jest subiektywność wyniku. debski@igf.edu.pl: W3-8 IGF PAN,
10 Elementy wspo łczesnej teorii inwersji Metoda optymalizacyjna (2) Jednoznacznos c rozwiaza, n - optymalizacja globalna/lokalna debski@igf.edu.pl: W3-9 IGF PAN,
11 Elementy wspo łczesnej teorii inwersji Metoda optymalizacyjna (2) Jednoznacznos c rozwiaza, n - brak danych debski@igf.edu.pl: W3-10 IGF PAN,
12 Ocena bł edów W podejściu optymalizacyjnym znajdujemy optymalny model. Ocena dokkładności rozwiazania jest jednak bardzo problematyczna. Ocena błedów w tym podejściu wymaga znacznego, dodatkowego wysiłku i zawsze obarczona jest duża subiektywnościa. Możliwe podejścia: linearyzacja i wyznaczenie macierzy kowariancji symulacje Monte Carlo pominiecie sprawy milczeniem debski@igf.edu.pl: W3-11 IGF PAN,
13 Ocena bł edów technika Monte Carlo d obs d th (m est ) D + λ m est m apr M = min d obs d th (m est ) + ɛ obs + ɛ th (m) D + λ m est m apr + ɛ apr M = min ijk = m ( est ɛ obs i, ɛ th j (m est ), ɛ apr ) k m est debski@igf.edu.pl: W3-12 IGF PAN,
14 Algorytm optymalizacji - grid search Rmin = Rmax for m_1 = a_{min} : a_{max} for m_2 = b_{min} : b_{max} R = dˆ{obs}\; - \;\dˆ{th}(\m) R = R + \lambda \m - \ma if(r<rmin) Rmin = R m_1ˆ{est}\; = \;m_1 m_2ˆ{est}\; = \;m_2 endif end end debski@igf.edu.pl: W3-13 IGF PAN,
15 Algorytm optymalizacji - preconditioned stepest descent 1. m 0 - dowolny, 2. G n : G(m) G n (m m n ) 3. Ŝ 0 (I + C M G T o C 1 D G o) 1 4. γ n = C M G T o C 1 D (G om n d obs ) + (m n m apr ) 5. φ n = Ŝ0γ n 6. b n = Gφ n 7. µ n = γ t n C 1 M φ n φ t n C 1 M φ n+b t n C Db n 8. m n+1 = m n µ n φ n debski@igf.edu.pl: W3-14 IGF PAN,
16 Algorytm optymalizacji - Simulated Annealing Roztopiony metal, skały, gazy,ciecze itp: 1m 3 : N Jak opisać taki układ??? ( r i, v i ) debski@igf.edu.pl: W3-15 IGF PAN,
17 Układy złożone: podejście statystyczne Interesuja nas na ogół makroskopowe wielkości: temperatura, gestość, lepkość, ciśnienie, itp. Wiele różnych mikroskopowych samemej wielkości makroskopowej stanów odpowiada tej Równowaga termodynamiczna: stan makroskopowy nie zmienia sie w czasie jednakże stany mikroskopowe - tak debski@igf.edu.pl: W3-16 IGF PAN,
18 Układy złożone: termodynamika równowagowa Rozkład Boltzmana (kanoniczny) p(c) = 1 ( Z exp E(C) ) kt E - energia danego stanu (mikroskopowego) T - temperatura Z(T, M,...) = ( exp E(C) ) kt C rozkład ten opisuje prawdopodobieństwo realizacji stanu makroskopowego przez dany stan mikroskopowy C debski@igf.edu.pl: W3-17 IGF PAN,
19 Proces schładzania - schładzanie powolne Proces schładzania - system zdaża do stanu o minimum energii wewnetrznej - ruchy termiczne zostaja zamrożone T - high T - low debski@igf.edu.pl: W3-18 IGF PAN,
20 Proces schładzania - szybkie schładzanie T - high T - low debski@igf.edu.pl: W3-19 IGF PAN,
21 Proces schładzania - ewolucja rozkładu Boltzmana T=10 T=1 T=0.1 debski@igf.edu.pl: W3-20 IGF PAN,
22 Stan podstawowy i stany metatrwałe debski@igf.edu.pl: W3-21 IGF PAN,
23 Proces schładzania - ewolucja stanów mikroskopowych Model Space Temperature debski@igf.edu.pl: W3-22 IGF PAN,
24 Symulowane schładzanie optymalizacja (Kirkpatrick, 1983) Szukamy absolutnego minimum dodatniej funkcji S(m) > 0 S(m) = σ(m, T ) = e S(m) T debski@igf.edu.pl: W3-23 IGF PAN,
25 Symulowane schładzanie optymalizacja Jeśli umiemy wygenerować m α z rozkładu σ(m, T ) p(m α ) = σ(m α, T ) wówczas T 0 = m α m opt S(m opt ) = min debski@igf.edu.pl: W3-24 IGF PAN,
26 Algorytmy typu Simulated Annealing (SA) Wybierz To Wygeneruj C z p(c) Zmniejsz T Zakoncz gdy T = Tk debski@igf.edu.pl: W3-25 IGF PAN,
27 Symulowane schładzanie realizacja Dwa istotne elementy algorytmu SA 1. efektywne generowanie próbek m α 2. odpowiedni sposób obniżania temperatury T Rozwiazanie problemu efektywnego próbkowania zaproponował Metropolis a nastepnie uogólnił Hasttings. Sposób optymalnego zmniejszania T (gdy używany jest algorytm MH) podał Kirkpatrick: T k = T o ln(k) debski@igf.edu.pl: W3-26 IGF PAN,
28 Algorytm Metropolisa-Hastinga wygeneruj próbk e m 0 powtarzaj wygeneruj jednorodna liczbe losowa u U(0, 1) wygeneruj próbke m β = m α + δm jeśli u < P (m α, m β ) = min [ ] ( 1, σ(mβ ) σ(m α ; exp S(mβ ) S(m α ) ) ) T w przeciwnym razie kontynuuj m α+1 m α+1 = m β = m α debski@igf.edu.pl: W3-27 IGF PAN,
29 Algorytm ASA (Ingber) Ingber zaproponował zmian e algorytmu generowania próbek m β δm i = r i (T ) ( m max i m min ) i r i (x, T ) : C(x, T ) = N i 1 2( x i + T ) log(1 + 1/T ) T k = T o exp ( ck 1/N) debski@igf.edu.pl: W3-28 IGF PAN,
30 Algorytm ASA - ewolucja σ(m) Model Space Temperature debski@igf.edu.pl: W3-29 IGF PAN,
31 Generowane próbki T=10 T=1 T=0.1 W3-30 IGF PAN,
32 Inwersja klasyczna - co dalej debski@igf.edu.pl: W3-31 IGF PAN,
33 Inwersja klasyczna - co dalej debski@igf.edu.pl: W3-32 IGF PAN,
34 Elementy wspo łczesnej teorii inwersji Metoda optymalizacyjna (2) Inwersja klasyczna - co dalej debski@igf.edu.pl: W3-33 IGF PAN,
35 Elementy wspo łczesnej teorii inwersji Metoda optymalizacyjna (2) Koniec Create: JO IGF PAN,
Elementy wspo łczesnej teorii inwersji
Elementy wspo łczesnej teorii inwersji W. Debski, 11.12.2014 Liniowy problem odwrotny m est (λ) = m apr + (G T G + λi) 1 G T ( dobs G m apr) +δ debski@igf.edu.pl: W3-1 IGF PAN, 11.12.2014 Metoda algebraiczna
Bardziej szczegółowoMetody inwersji Bayesowskiej -L7- IGF PAN, 21.IV.2005
Metody inwersji Bayesowskiej -L7- Podejście optymalizacyjne i probabilistyczne podobieństwa i różnice (C) G(m) d obs + λ m m apr = min d obs m apr d th = d true + ɛ obs = m true + ɛ apr = G(m) + ɛ th G(m)
Bardziej szczegółowoElementy wspo łczesnej teorii inwersji
Elementy wspo łczesnej teorii inwersji W. Debski, 27.11.2014 Zagadnienia modelowania i inwersji uogólnienie debski@igf.edu.pl: W2-1 IGF PAN, 27.11.2014 Zagadnienie odwrotne - pomiary pośrednie zagadnienie
Bardziej szczegółowoElementy wspo łczesnej teorii inwersji
Elementy wspo łczesnej teorii inwersji W. Debski, 5.02.2015 Przykład - 1 (Wiek A. Tarantoli???) debski@igf.edu.pl: W6-1 IGF PAN, 5.02.2015 Pomysł na rozwiazanie debski@igf.edu.pl: W6-2 IGF PAN, 5.02.2015
Bardziej szczegółowoWspółczesna technika inwersyjna - dokad zmierzamy? Wojciech Dȩbski
Współczesna technika inwersyjna - dokad zmierzamy? Wojciech Dȩbski 24.5.2 Pomiar bezpośredni IGF, 24.5.2 IGF - Pomiar pośredni IGF, 24.5.2 IGF - 2 Interpretacja matematyczna m m + dm m d + dd d = G(m)
Bardziej szczegółowoOptymalizacja. Symulowane wyżarzanie
dr hab. inż. Instytut Informatyki Politechnika Poznańska www.cs.put.poznan.pl/mkomosinski, Maciej Hapke Wyżarzanie wzrost temperatury gorącej kąpieli do takiej wartości, w której ciało stałe topnieje powolne
Bardziej szczegółowoTechniki optymalizacji
Techniki optymalizacji Symulowane wyżarzanie Maciej Hapke maciej.hapke at put.poznan.pl Wyżarzanie wzrost temperatury gorącej kąpieli do takiej wartości, w której ciało stałe topnieje powolne zmniejszanie
Bardziej szczegółowoCo to jest model Isinga?
Co to jest model Isinga? Fakty eksperymentalne W pewnych metalach (np. Fe, Ni) następuje spontaniczne ustawianie się spinów wzdłuż pewnego kierunku, powodując powstanie makroskopowego pola magnetycznego.
Bardziej szczegółowoMETODY SZTUCZNEJ INTELIGENCJI algorytmy ewolucyjne
METODY SZTUCZNEJ INTELIGENCJI algorytmy ewolucyjne dr hab. inż. Andrzej Obuchowicz, prof. UZ Instytut Sterowania i Systemów Informatycznych Uniwersytet Zielonogórski A. Obuchowicz: MSI - algorytmy ewolucyjne
Bardziej szczegółowoMetody Obliczeniowe w Nauce i Technice
18 - Optymalizacja metodą simulated annealing Marian Bubak Department of Computer Science AGH University of Science and Technology Krakow, Poland bubak@agh.edu.pl dice.cyfronet.pl Contributors Marcin Przewięźlikowski
Bardziej szczegółowoPrzegląd metod optymalizacji wielowymiarowej. Funkcja testowa. Funkcja testowa. Notes. Notes. Notes. Notes. Tomasz M. Gwizdałła
Przegląd metod optymalizacji wielowymiarowej Tomasz M. Gwizdałła 2012.12.06 Funkcja testowa Funkcją testową dla zagadnień rozpatrywanych w ramach tego wykładu będzie funkcja postaci f (x) = (x 1 1) 4 +
Bardziej szczegółowoe E Z = P = 1 Z e E Kanoniczna suma stanów Prawdopodobieństwo wystąpienia mikrostanu U E = =Z 1 Wartość średnia energii
Metoda Metropolisa Z = e E P = 1 Z e E Kanoniczna suma stanów Prawdopodobieństwo wystąpienia mikrostanu U E = P E =Z 1 E e E Wartość średnia energii Średnia wartość A = d r N A r N exp[ U r N ] d r N exp[
Bardziej szczegółowoAlgorytm Grovera. Kwantowe przeszukiwanie zbiorów. Robert Nowotniak
Wydział Fizyki Technicznej, Informatyki i Matematyki Stosowanej Politechnika Łódzka 13 listopada 2007 Plan wystapienia 1 Informatyka Kwantowa podstawy 2 Opis problemu (przeszukiwanie zbioru) 3 Intuicyjna
Bardziej szczegółowoWstęp do sieci neuronowych, wykład 14 Maszyna Boltzmanna
do sieci neuronowych, wykład 14 Maszyna Boltzmanna M. Czoków, J. Piersa Faculty of Mathematics and Computer Science, Nicolaus Copernicus University, Toruń, Poland 2014-01-21 Problemy z siecią Hopfilda
Bardziej szczegółowoInverse problems - Introduction - Probabilistic approach
Inverse problems - Introduction - Probabilistic approach Wojciech Dȩbski Instytut Geofizyki PAN debski@igf.edu.pl Wydział Fizyki UW, 13.10.2004 Wydział Fizyki UW Warszawa, 13.10.2004 (1) Plan of the talk
Bardziej szczegółowoUkłady statystyczne. Jacek Jurkowski, Fizyka Statystyczna. Instytut Fizyki
Instytut Fizyki 2015 Stany mikroskopowe i makroskopowe w układzie wielopoziomowym Stany mikroskopowe i makroskopowe w układzie wielopoziomowym N rozróżnialnych cząstek, z których każda może mieć energię
Bardziej szczegółowoProgram MC. Obliczyć radialną funkcję korelacji. Zrobić jej wykres. Odczytać z wykresu wartość radialnej funkcji korelacji w punkcie r=
Program MC Napisać program symulujący twarde kule w zespole kanonicznym. Dla N > 100 twardych kul. Gęstość liczbowa 0.1 < N/V < 0.4. Zrobić obliczenia dla 2,3 różnych wartości gęstości. Obliczyć radialną
Bardziej szczegółowoUkłady równań nieliniowych (wielowymiarowa metoda Newtona-Raphsona) f(x) = 0, gdzie. dla n=2 np.
Układy równań nieliniowych (wielowymiarowa metoda Newtona-Raphsona f(x 0, f ( f, f,..., f n gdzie 2 x ( x, x 2,..., x n dla n2 np. f ( x, y 0 g( x, y 0 dla każdej wielowymiarowej rozwinięcie w szereg Taylora
Bardziej szczegółowoPrawdopodobieństwo i statystyka
Wykład XIV: Metody Monte Carlo 19 stycznia 2016 Przybliżone obliczanie całki oznaczonej Rozważmy całkowalną funkcję f : [0, 1] R. Chcemy znaleźć przybliżoną wartość liczbową całki 1 f (x) dx. 0 Jeden ze
Bardziej szczegółowo2) wzrost i hodowla kryształów, metalurgia algorytm symulowanego wygrzewania
Przewodnik do przeszukiwania losowego inspiracje przyrodnicze Przyrodnicze (naturalne) algorytmy optymalizacji MC 1) teoria doboru naturalnego algorytmy genetycze wygląd owada zoptymalizowany na drodze
Bardziej szczegółowoWykład 8 i 9. Hipoteza ergodyczna, rozkład mikrokanoniczny, wzór Boltzmanna
Wykład 8 i 9 Hipoteza ergodyczna, rozkład mikrokanoniczny, wzór Boltzmanna dr hab. Agata Fronczak, prof. PW Wydział Fizyki, Politechnika Warszawska 1 stycznia 2017 dr hab. A. Fronczak (Wydział Fizyki PW)
Bardziej szczegółowoWielowymiarowy próbnik Gibbsa
29.05.2006 Seminarium szkoleniowe 30 maja 2006 Plan prezentacji Slgorytm MH i PG przypomnienie wiadomości Wielowymiarowy PG Algorytm PG z dopełnieniem Odwracalny PG Modele hierarchiczne Modele hybrydowe
Bardziej szczegółowoOptymalizacja ciągła
Optymalizacja ciągła 1. Optymalizacja funkcji jednej zmiennej Wojciech Kotłowski Instytut Informatyki PP http://www.cs.put.poznan.pl/wkotlowski/ 28.02.2019 1 / 54 Plan wykładu Optymalizacja funkcji jednej
Bardziej szczegółowoRÓWNANIA NIELINIOWE Maciej Patan
RÓWNANIA NIELINIOWE Maciej Patan Uniwersytet Zielonogórski Przykład 1 Prędkość v spadającego spadochroniarza wyraża się zależnością v = mg ( 1 e c t) m c gdzie g = 9.81 m/s 2. Dla współczynnika oporu c
Bardziej szczegółowoMetody Rozmyte i Algorytmy Ewolucyjne
mgr inż. Wydział Matematyczno-Przyrodniczy Szkoła Nauk Ścisłych Uniwersytet Kardynała Stefana Wyszyńskiego Podstawy optymalizacji Plan prezentacji 1 Podstawy matematyczne 2 3 Eliminacja ograniczeń Metody
Bardziej szczegółowoAproksymacja funkcji a regresja symboliczna
Aproksymacja funkcji a regresja symboliczna Problem aproksymacji funkcji polega na tym, że funkcję F(x), znaną lub określoną tablicą wartości, należy zastąpić inną funkcją, f(x), zwaną funkcją aproksymującą
Bardziej szczegółowoREGRESJA LINIOWA Z UOGÓLNIONĄ MACIERZĄ KOWARIANCJI SKŁADNIKA LOSOWEGO. Aleksander Nosarzewski Ekonometria bayesowska, prowadzący: dr Andrzej Torój
1 REGRESJA LINIOWA Z UOGÓLNIONĄ MACIERZĄ KOWARIANCJI SKŁADNIKA LOSOWEGO Aleksander Nosarzewski Ekonometria bayesowska, prowadzący: dr Andrzej Torój 2 DOTYCHCZASOWE MODELE Regresja liniowa o postaci: y
Bardziej szczegółowoWstęp do sieci neuronowych, wykład 12 Łańcuchy Markowa
Wstęp do sieci neuronowych, wykład 12 Łańcuchy Markowa M. Czoków, J. Piersa 2012-01-10 1 Łańcucha Markowa 2 Istnienie Szukanie stanu stacjonarnego 3 1 Łańcucha Markowa 2 Istnienie Szukanie stanu stacjonarnego
Bardziej szczegółowoZadanie 1. Liczba szkód N w ciągu roku z pewnego ryzyka ma rozkład geometryczny: k =
Matematyka ubezpieczeń majątkowych 0.0.006 r. Zadanie. Liczba szkód N w ciągu roku z pewnego ryzyka ma rozkład geometryczny: k 5 Pr( N = k) =, k = 0,,,... 6 6 Wartości kolejnych szkód Y, Y,, są i.i.d.,
Bardziej szczegółowoPrawdopodobieństwo i statystyka
Wykład VII: Metody specjalne Monte Carlo 24 listopada 2014 Transformacje specjalne Przykład - symulacja rozkładu geometrycznego Niech X Ex(λ). Rozważmy zmienną losową [X ], która przyjmuje wartości naturalne.
Bardziej szczegółowoFizyka statystyczna Termodynamika bliskiej nierównowagi. P. F. Góra
Fizyka statystyczna Termodynamika bliskiej nierównowagi P. F. Góra http://th-www.if.uj.edu.pl/zfs/gora/ 2015 Nasze wszystkie dotychczasowe rozważania dotyczyły układów w równowadze termodynamicznej lub
Bardziej szczegółowoSZTUCZNA INTELIGENCJA
SZTUCZNA INTELIGENCJA WYKŁAD 13. PROBLEMY OPTYMALIZACYJNE Częstochowa 2014 Dr hab. inż. Grzegorz Dudek Wydział Elektryczny Politechnika Częstochowska PROBLEMY OPTYMALIZACYJNE Optymalizacja poszukiwanie
Bardziej szczegółowoWYKŁAD 6. Witold Bednorz, Paweł Wolff. Rachunek Prawdopodobieństwa, WNE, Uniwersytet Warszawski. 1 Instytut Matematyki
WYKŁAD 6 Witold Bednorz, Paweł Wolff 1 Instytut Matematyki Uniwersytet Warszawski Rachunek Prawdopodobieństwa, WNE, 2010-2011 Własności Wariancji Przypomnijmy, że VarX = E(X EX) 2 = EX 2 (EX) 2. Własności
Bardziej szczegółowoRedukcja wariancji w metodach Monte-Carlo
14.02.2006 Seminarium szkoleniowe 14 lutego 2006 Plan prezentacji Wprowadzenie Metoda losowania warstwowego Metoda próbkowania ważonego Metoda zmiennych kontrolnych Metoda zmiennych antytetycznych Metoda
Bardziej szczegółowoRozdział 2: Metoda największej wiarygodności i nieliniowa metoda najmniejszych kwadratów
Rozdział : Metoda największej wiarygodności i nieliniowa metoda najmniejszych kwadratów W tym rozdziale omówione zostaną dwie najpopularniejsze metody estymacji parametrów w ekonometrycznych modelach nieliniowych,
Bardziej szczegółowoLokalizacja zjawisk sejsmicznych w kopalni - problemy. Lokalizacja - problemy. brak czasu w ognisku. Lokalizacja względna. niedokładne wyznaczanie
Lokalizacja zjawisk sejsmicznych w kopalni - problemy Lokalizacja - problemy niedokładne wyznaczanie brak czasu w ognisku głębokości Absolutna lokalizacja pojedynczych zjawisk Lokalizacja względna wyznaczamy
Bardziej szczegółowoOptymalizacja. Wybrane algorytmy
dr hab. inż. Instytut Informatyki Politechnika Poznańska www.cs.put.poznan.pl/mkomosinski, Andrzej Jaszkiewicz Problem optymalizacji kombinatorycznej Problem optymalizacji kombinatorycznej jest problemem
Bardziej szczegółowoMetody systemowe i decyzyjne w informatyce
Metody systemowe i decyzyjne w informatyce Ćwiczenia lista zadań nr 3 Metody estymacji. Estymator największej wiarygodności Zad. 1 Pojawianie się spamu opisane jest zmienną losową y o rozkładzie zero-jedynkowym
Bardziej szczegółowoStochastyczne zagadnienie rozdziału z dyskretnym rozkładem popytu
Stochastyczne zagadnienie rozdziału z dyskretnym rozkładem popytu Marcin Anholcer Uniwersytet Ekonomiczny w Poznaniu 19 marca 2013, Ustroń Marcin Anholcer Stochastyczne zagadnienie rozdziału 1/ 15 1 Zagadnienie
Bardziej szczegółowoTestowanie 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 szczegółowoMetody systemowe i decyzyjne w informatyce
Metody systemowe i decyzyjne w informatyce Ćwiczenia lista zadań nr 2 autorzy: A. Gonczarek, J.M. Tomczak Metody estymacji Zad. 1 Pojawianie się spamu opisane jest zmienną losową x o rozkładzie dwupunktowym
Bardziej szczegółowoWprowadzenie do teorii ekonometrii. Wykład 1 Warunkowa wartość oczekiwana i odwzorowanie liniowe
Wprowadzenie do teorii ekonometrii Wykład 1 Warunkowa wartość oczekiwana i odwzorowanie liniowe Zajęcia Wykład Laboratorium komputerowe 2 Zaliczenie EGZAMIN (50%) Na egzaminie obowiązują wszystkie informacje
Bardziej szczegółowoSPOTKANIE 6: Klasteryzacja: K-Means, Expectation Maximization
Wrocław University of Technology SPOTKANIE 6: Klasteryzacja: K-Means, Expectation Maximization Jakub M. Tomczak Studenckie Koło Naukowe Estymator jakub.tomczak@pwr.wroc.pl 4.1.213 Klasteryzacja Zmienne
Bardziej szczegółowoAlgorytmy MCMC (Markowowskie Monte Carlo) dla skokowych procesów Markowa
Algorytmy MCMC (Markowowskie Monte Carlo) dla skokowych procesów Markowa Wojciech Niemiro 1 Uniwersytet Warszawski i UMK Toruń XXX lat IMSM, Warszawa, kwiecień 2017 1 Wspólne prace z Błażejem Miasojedowem,
Bardziej szczegółowoALGORYTMY EWOLUCYJNE W OPTYMALIZACJI JEDNOKRYTERIALNEJ
ALGORYTMY EWOLUCYJNE W OPTYMALIZACJI JEDNOKRYTERIALNEJ Zalety: nie wprowadzają żadnych ograniczeń na sformułowanie problemu optymalizacyjnego. Funkcja celu może być wielowartościowa i nieciągła, obszar
Bardziej szczegółowoKADD Minimalizacja funkcji
Minimalizacja funkcji Poszukiwanie minimum funkcji Foma kwadratowa Metody przybliżania minimum minimalizacja Minimalizacja w n wymiarach Metody poszukiwania minimum Otaczanie minimum Podział obszaru zawierającego
Bardziej szczegółowoBezgradientowe metody optymalizacji funkcji wielu zmiennych. informacje dodatkowe
Bezgradientowe metody optymalizacji funkcji wielu zmiennych informacje dodatkowe Wybór kierunku poszukiwań Kierunki bazowe i ich modyfikacje metody bezgradientowe. Kierunki oparte na gradiencie funkcji
Bardziej szczegółowoWykład na Politechnice Krakowskiej w dniu 18 stycznia 2012 r. ZADAŃ I ALGORYTMÓW W OPTYMALIZACJI DYSKRETNEJ
Wykład na Politechnice Krakowskiej w dniu 18 stycznia 2012 r. ZŁOŻONOŚĆ OBLICZENIOWA ZADAŃ I ALGORYTMÓW W OPTYMALIZACJI DYSKRETNEJ dr hab. Krzysztof SZKATUŁA, prof. PAN Instytut Badań Systemowych PAN Uniwersytet
Bardziej szczegółowoWstęp do sieci neuronowych, wykład 11 Łańcuchy Markova
Wstęp do sieci neuronowych, wykład 11 Łańcuchy Markova M. Czoków, J. Piersa 2010-12-21 1 Definicja Własności Losowanie z rozkładu dyskretnego 2 3 Łańcuch Markova Definicja Własności Losowanie z rozkładu
Bardziej szczegółowoMetody systemowe i decyzyjne w informatyce
Metody systemowe i decyzyjne w informatyce Laboratorium Zadanie nr 3 Osada autor: A Gonczarek Celem poniższego zadania jest zrealizowanie fragmentu komputerowego przeciwnika w grze strategiczno-ekonomicznej
Bardziej szczegółowoOptymalizacja ciągła
Optymalizacja ciągła 5. Metody kierunków poparwy (metoda Newtona-Raphsona, metoda gradientów sprzężonych) Wojciech Kotłowski Instytut Informatyki PP http://www.cs.put.poznan.pl/wkotlowski/ 28.03.2019 1
Bardziej szczegółowoWstęp do metod numerycznych Algebraiczna metoda gradientów sprzężonych. P. F. Góra
Wstęp do metod numerycznych Algebraiczna metoda gradientów sprzężonych P. F. Góra http://th-www.if.uj.edu.pl/zfs/gora/ 2015 Metoda gradientów sprzężonych motywacja Rozważmy funcję f : R N R f(x) = 1 2
Bardziej szczegółowoMetody numeryczne II
Metody numeryczne II Poszukiwanie ekstremów funkcji Janusz Szwabiński szwabin@ift.uni.wroc.pl Metody numeryczne II (C) 2004 Janusz Szwabiński p.1/55 Poszukiwanie ekstremów funkcji 1. Funkcje jednej zmiennej
Bardziej szczegółowoJanusz Adamowski METODY OBLICZENIOWE FIZYKI Kwantowa wariacyjna metoda Monte Carlo. Problem własny dla stanu podstawowego układu N cząstek
Janusz Adamowski METODY OBLICZENIOWE FIZYKI 1 Rozdział 20 KWANTOWE METODY MONTE CARLO 20.1 Kwantowa wariacyjna metoda Monte Carlo Problem własny dla stanu podstawowego układu N cząstek (H E 0 )ψ 0 (r)
Bardziej szczegółowoWstęp do metod numerycznych Zadania numeryczne 2016/17 1
Wstęp do metod numerycznych Zadania numeryczne /7 Warunkiem koniecznym (nie wystarczającym) uzyskania zaliczenia jest rozwiązanie co najmniej 3 z poniższych zadań, przy czym zadania oznaczone literą O
Bardziej szczegółowomodel isinga 2d ab 10 grudnia 2016
model isinga 2d ab 10 grudnia 2016 tematyka Model spinów Isinga Hamiltonian i suma statystyczna modelu Metoda Monte-Carlo. Algorytm Metropolisa. Obserwable Modelowanie: Model Isinga 1 hamiltonian I Hamiltonian,
Bardziej szczegółowoWeryfikacja 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 szczegółowoOptymalizacja. Przeszukiwanie lokalne
dr hab. inż. Instytut Informatyki Politechnika Poznańska www.cs.put.poznan.pl/mkomosinski, Maciej Hapke Idea sąsiedztwa Definicja sąsiedztwa x S zbiór N(x) S rozwiązań, które leżą blisko rozwiązania x
Bardziej szczegółowoObliczenia inspirowane Naturą
Obliczenia inspirowane Naturą Wykład 03 (uzupełnienie Wykładu 02) Jarosław Miszczak IITiS PAN Gliwice 31/03/2016 1 / 17 1 2 / 17 Dynamika populacji Równania Lotki-Voltery opisują model drapieżnik-ofiara.
Bardziej szczegółowoModyfikacja schematu SCPF obliczeń energii polaryzacji
Modyfikacja schematu SCPF obliczeń energii polaryzacji Zakład Metod Obliczeniowych Chemii 11 kwietnia 2006 roku 1 Po co? Jak? 2 Algorytm Analiza zbieżności 3 dla układów symetrycznych 4 Fulleren 5 Po co?
Bardziej szczegółowoRównoległe symulacje Monte Carlo na współdzielonej sieci
Równoległe symulacje Monte Carlo na współdzielonej sieci Szymon Murawski, Grzegorz Musiał, Grzegorz Pawłowski Wydział Fizyki, Uniwersytet im. Adama Mickiewicza 12 maja 2015 S. Murawski, G. Musiał, G. Pawłowski
Bardziej szczegółowoWstęp do sieci neuronowych, wykład 12 Wykorzystanie sieci rekurencyjnych w optymalizacji grafowej
Wstęp do sieci neuronowych, wykład 12 Wykorzystanie sieci rekurencyjnych w optymalizacji grafowej Maja Czoków, Jarosław Piersa Wydział Matematyki i Informatyki, Uniwersytet Mikołaja Kopernika 2013-01-09
Bardziej szczegółowoSPOTKANIE 3: Regresja: Regresja liniowa
Wrocław University of Technology SPOTKANIE 3: Regresja: Regresja liniowa Adam Gonczarek Studenckie Koło Naukowe Estymator adam.gonczarek@pwr.wroc.pl 22.11.2013 Rozkład normalny Rozkład normalny (ang. normal
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Zadanie. W pewnej populacji kierowców każdego jej członka charakteryzują trzy zmienne: K liczba przejeżdżanych kilometrów (w tysiącach rocznie) NP liczba szkód w ciągu roku, w których kierowca jest stroną
Bardziej szczegółowoProgramowanie celowe #1
Programowanie celowe #1 Problem programowania celowego (PC) jest przykładem problemu programowania matematycznego nieliniowego, który można skutecznie zlinearyzować, tzn. zapisać (i rozwiązać) jako problem
Bardziej szczegółowow analizie wyników badań eksperymentalnych, w problemach modelowania zjawisk fizycznych, w analizie obserwacji statystycznych.
Aproksymacja funkcji a regresja symboliczna Problem aproksymacji funkcji polega na tym, że funkcję F(), znaną lub określoną tablicą wartości, należy zastąpić inną funkcją, f(), zwaną funkcją aproksymującą
Bardziej szczegółowoSTATYKA Z UWZGLĘDNIENIEM DUŻYCH SIŁ OSIOWYCH
Część. STATYKA Z UWZGLĘDNIENIEM DUŻYCH SIŁ OSIOWYCH.. STATYKA Z UWZGLĘDNIENIEM DUŻYCH SIŁ OSIOWYCH Rozwiązując układy niewyznaczalne dowolnie obciążone, bardzo często pomijaliśmy wpływ sił normalnych i
Bardziej szczegółowoOptymalizacja ciągła
Optymalizacja ciągła 4. Metody kierunków poprawy (metoda spadku wzdłuż gradientu) Wojciech Kotłowski Instytut Informatyki PP http://www.cs.put.poznan.pl/wkotlowski/ 21.03.2019 1 / 41 Plan wykładu Minimalizacja
Bardziej szczegółowoPrzykłady problemów optymalizacyjnych
Przykłady problemów optymalizacyjnych NAJKRÓTSZA ŚCIEŻKA W zadanym grafie G = (V, A) wyznacz najkrótsza ścieżkę od wierzchołka s do wierzchołka t. 2 7 5 5 3 9 5 s 8 3 1 t 2 2 5 5 1 5 4 Przykłady problemów
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Matematyka ubezpieczeń majątkowych 4.04.0 r. Zadanie. Przy danej wartości λ parametru ryzyka Λ liczby szkód generowane przez ubezpieczającego się w kolejnych latach to niezależne zmienne losowe o rozkładzie
Bardziej szczegółowoROZWIĄZYWANIE UKŁADÓW RÓWNAŃ NIELINIOWYCH PRZY POMOCY DODATKU SOLVER PROGRAMU MICROSOFT EXCEL. sin x2 (1)
ROZWIĄZYWANIE UKŁADÓW RÓWNAŃ NIELINIOWYCH PRZY POMOCY DODATKU SOLVER PROGRAMU MICROSOFT EXCEL 1. Problem Rozważmy układ dwóch równań z dwiema niewiadomymi (x 1, x 2 ): 1 x1 sin x2 x2 cos x1 (1) Nie jest
Bardziej szczegółowoGeometryczna zbieżność algorytmu Gibbsa
Geometryczna zbieżność algorytmu Gibbsa Iwona Żerda Wydział Matematyki i Informatyki, Uniwersytet Jagielloński 6 grudnia 2013 6 grudnia 2013 1 / 19 Plan prezentacji 1 Algorytm Gibbsa 2 Tempo zbieżności
Bardziej szczegółowo1 Wykład 4. Proste Prawa wielkich liczb, CTG i metody Monte Carlo
1 Wykład 4. Proste Prawa wielkich liczb, CTG i metody Monte Carlo 1.1 Rodzaje zbieżności ciagów zmiennych losowych Niech (Ω, F, P ) będzie przestrzenia probabilistyczna na której określony jest ciag {X
Bardziej szczegółowo5 Błąd średniokwadratowy i obciążenie
5 Błąd średniokwadratowy i obciążenie Przeprowadziliśmy 200 powtórzeń przebiegu próbnika dla tego samego zestawu parametrów modelowych co w Rozdziale 1, to znaczy µ = 0, s = 10, v = 10, n i = 10 (i = 1,...,
Bardziej szczegółowoSpis treści. Przedmowa... XI. Rozdział 1. Pomiar: jednostki miar... 1. Rozdział 2. Pomiar: liczby i obliczenia liczbowe... 16
Spis treści Przedmowa.......................... XI Rozdział 1. Pomiar: jednostki miar................. 1 1.1. Wielkości fizyczne i pozafizyczne.................. 1 1.2. Spójne układy miar. Układ SI i jego
Bardziej szczegółowoAKADEMIA GÓRNICZO-HUTNICZA Wydział Matematyki Stosowanej ROZKŁAD NORMALNY ROZKŁAD GAUSSA
AKADEMIA GÓRNICZO-HUTNICZA Wydział Matematyki Stosowanej KATEDRA MATEMATYKI TEMAT PRACY: ROZKŁAD NORMALNY ROZKŁAD GAUSSA AUTOR: BARBARA MARDOSZ Kraków, styczeń 2008 Spis treści 1 Wprowadzenie 2 2 Definicja
Bardziej szczegółowoALHE Z11 Jarosław Arabas wykład 11
ALHE Z11 Jarosław Arabas wykład 11 algorytm ewolucyjny inicjuj P 0 {x 1, x 2... x } t 0 while! stop for i 1: if a p c O t,i mutation crossover select P t, k else O t,i mutation select P t,1 P t 1 replacement
Bardziej szczegółowoMetody systemowe i decyzyjne w informatyce
Metody systemowe i decyzyjne w informatyce Laboratorium JAVA Zadanie nr 2 Rozpoznawanie liter autorzy: A. Gonczarek, J.M. Tomczak Cel zadania Celem zadania jest zapoznanie się z problemem klasyfikacji
Bardziej szczegółowoRozwiazywanie układów równań liniowych. Ax = b
Rozwiazywanie układów równań liniowych Ax = b 1 PLAN REFERATU: Warunki istnienia rozwiazań układu Metoda najmniejszych kwadratów Metoda najmniejszych kwadratów - algorytm rekurencyjny Rozwiazanie układu
Bardziej szczegółowo2.12. Zadania odwrotne kinematyki
Politechnika Poznańska, Katedra Sterowania i Inżynierii Systemów str. 1 2.12. Zadania odwrotne kinematyki Określenie zadania odwrotnego kinematyki T 0 N = [ ] n s a p = r 11 r 12 r 13 p x r 21 r 22 r 23
Bardziej szczegółowoTeoria systemów uczacych się i wymiar Vapnika-Chervonenkisa
Systemy uczace się 2009 1 / 32 Teoria systemów uczacych się i wymiar Vapnika-Chervonenkisa Hung Son Nguyen Wydział Matematyki, Informatyki i Mechaniki Uniwersytet Warszawski email: son@mimuw.edu.pl Grudzień
Bardziej szczegółowoMatematyka stosowana i metody numeryczne
Ewa Pabisek Adam Wosatko Piotr Pluciński Matematyka stosowana i metody numeryczne Konspekt z wykładów Błędy obliczeń Błędy można podzielić na: modelu, metody, wejściowe (początkowe), obcięcia, zaokrągleń..
Bardziej szczegółowoWyk lad 2: Algorytmy heurystyczne
Wyk lad 2: Algorytmy heurystyczne Nguyen Hung Son son@mimuw.edu.pl Streszczenie Page 1 of 21 Page 2 of 21 1. Algorytmy aproksymacji Przyk lad: Problem szeregowania zadań: Dane: n zadań wraz z czasem ich
Bardziej szczegółowoRozkłady wielu zmiennych
Rozkłady wielu zmiennych Uogólnienie pojęć na rozkład wielu zmiennych Dystrybuanta, gęstość prawdopodobieństwa, rozkład brzegowy, wartości średnie i odchylenia standardowe, momenty Notacja macierzowa Macierz
Bardziej szczegółowoAlgorytm Metropolisa-Hastingsa
Seminarium szkoleniowe, 25 kwietnia 2006 Plan prezentacji 1 Problem Metoda MCMC 2 Niezależny algorytm Metropolisa-Hastingsa Bła dzenie losowe Zbieżność procedury Metropolisa-Hastingsa Problem Metoda MCMC
Bardziej szczegółowoOptymalizacja. doc. dr inż. Tadeusz Zieliński r. ak. 2013/14. Metody komputerowe w inżynierii komunikacyjnej. ograniczenie kosztów budowy.
koszty optimum ograniczenie kosztów budowy Metody komputerowe w inżynierii komunikacyjnej Optymalizacja koszty całkowite koszty budowy koszty eksploatacji zła jakość rozwiązania dobra doc. dr inż. Tadeusz
Bardziej szczegółowoBadania operacyjne egzamin
Imię i nazwisko:................................................... Nr indeksu:............ Zadanie 1 Załóżmy, że Tablica 1 reprezentuje jeden z kroków algorytmu sympleks dla problemu (1)-(4). Tablica
Bardziej szczegółowoROZWIĄZYWANIE RÓWNAŃ NIELINIOWYCH
Transport, studia I stopnia Instytut L-5, Wydział Inżynierii Lądowej, Politechnika Krakowska Ewa Pabisek Adam Wosatko Postać ogólna równania nieliniowego Często występującym, ważnym problemem obliczeniowym
Bardziej szczegółowoBADANIA OPERACYJNE I TEORIE OPTYMALIZACJI. Zagadnienie transportowe
BADANIA OPERACYJNE I TEORIE OPTYMALIZACJI Zagadnienie transportowe Klasyczne zagadnienie transportowe Klasyczne zadanie transportowe problem najtańszego przewozu jednorodnego dobra pomiędzy punktami nadania
Bardziej szczegółowoALHE Jarosław Arabas Metaheurystyki w Rn Ewolucja różnicowa EDA CMAES Rój cząstek
ALHE Jarosław Arabas Metaheurystyki w Rn Ewolucja różnicowa EDA CMAES Rój cząstek Metoda przeszukiwania stan adaptacja S0 S1 om : Π X M M inicjacja S2 S4 S8 selekcja I : S U X o s : Π H U X wariacja o
Bardziej szczegółowoFuzja sygnałów i filtry bayesowskie
Fuzja sygnałów i filtry bayesowskie Roboty Manipulacyjne i Mobilne dr inż. Janusz Jakubiak Katedra Cybernetyki i Robotyki Wydział Elektroniki, Politechnika Wrocławska Wrocław, 10.03.2015 Dlaczego potrzebna
Bardziej szczegółowoMetody numeryczne. Janusz Szwabiński. Metody numeryczne I (C) 2004 Janusz Szwabiński p.1/50
Metody numeryczne Układy równań liniowych, część II Janusz Szwabiński szwabin@ift.uni.wroc.pl Metody numeryczne I (C) 2004 Janusz Szwabiński p.1/50 Układy równań liniowych, część II 1. Iteracyjne poprawianie
Bardziej szczegółowoUKŁADY ALGEBRAICZNYCH RÓWNAŃ LINIOWYCH
Transport, studia I stopnia rok akademicki 2011/2012 Instytut L-5, Wydział Inżynierii Lądowej, Politechnika Krakowska Ewa Pabisek Adam Wosatko Uwagi wstępne Układ liniowych równań algebraicznych można
Bardziej szczegółowoMetody Optymalizacji: Przeszukiwanie z listą tabu
Metody Optymalizacji: Przeszukiwanie z listą tabu Wojciech Kotłowski Instytut Informatyki Politechniki Poznańskiej email: imię.nazwisko@cs.put.poznan.pl pok. 2 (CW) tel. (61)665-2936 konsultacje: wtorek
Bardziej szczegółowo16 Jednowymiarowy model Isinga
16 Jednowymiarowy model Isinga Jest to liniowy łańcuch N spinów mogących przyjmować wartości ± 1. Mikrostanem układu jest zbiór zmiennych σ i = ±1, gdzie i = 1,,..., N (16.1) Określają one czy i-ty spin
Bardziej szczegółowoAlgorytmy MCMC i ich zastosowania statystyczne
Algorytmy MCMC i ich zastosowania statystyczne Wojciech Niemiro Uniwersytet Mikołaja Kopernika, Toruń i Uniwersytet Warszawski Statystyka Matematyczna Wisła, grudzień 2010 Wykład 1 1 Co to jest MCMC? 2
Bardziej szczegółowoKodowanie i kompresja Streszczenie Studia Licencjackie Wykład 11,
1 Kwantyzacja skalarna Kodowanie i kompresja Streszczenie Studia Licencjackie Wykład 11, 10.05.005 Kwantyzacja polega na reprezentowaniu dużego zbioru wartości (być może nieskończonego) za pomocą wartości
Bardziej szczegółowoEkonometria. Prognozowanie ekonometryczne, ocena stabilności oszacowań parametrów strukturalnych. Jakub Mućk. Katedra Ekonomii Ilościowej
Ekonometria Prognozowanie ekonometryczne, ocena stabilności oszacowań parametrów strukturalnych Jakub Mućk Katedra Ekonomii Ilościowej Jakub Mućk Ekonometria Wykład 4 Prognozowanie, stabilność 1 / 17 Agenda
Bardziej szczegółowoWażne 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 szczegółowoMetody eksploracji danych 2. Metody regresji. Piotr Szwed Katedra Informatyki Stosowanej AGH 2017
Metody eksploracji danych 2. Metody regresji Piotr Szwed Katedra Informatyki Stosowanej AGH 2017 Zagadnienie regresji Dane: Zbiór uczący: D = {(x i, y i )} i=1,m Obserwacje: (x i, y i ), wektor cech x
Bardziej szczegółowo