UDZIAŁ ESTRU OLEJU RZEPAKOWEGO W MIESZANCE PALIWOWEJ Z OLEJEM NAPĘDOWYM A POZIOM EMISJI TLENKÓW AZOTU. Jacek Wawrzosek, Wiesław Piekarski
|
|
- Filip Sawicki
- 6 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 MOTROL, 006, 8, UDZIAŁ ESTRU OLEJU RZEPAKOWEGO W MIESZANCE PALIWOWEJ Z OLEJEM NAPĘDOWYM A POZIOM EMISJI TLENKÓW AZOTU Jacek Wawrzosek, Wesław Pekarsk Katedra Zastosowań Matematyk Katedra Pojazdów Slnków, Akadema Rolncza w Lublne Streszczene. W modelu analzy kowarancj pozomu emsj tlenków azotu NO x w spalnach slnków S-400, zaslanych meszankam palwowym mneralnego oleju napędowego ON z dodatkem estru oleju rzepakowego RME, jako zmenną nezaleŝną (grupującą) obrano udzał procentowy RME w palwe. Za zmenną towarzyszącą obrano moc efektywną N e. Badano wzajemne połoŝene odpowednch krzywych, opsujących zmenną zaleŝną pozom NO x. Dodane estru oleju rzepakowego RME przy prędkośc obrotowej 1600 mn -1 powoduje wzrost pozom emsj tlenków azotu zaleŝny od mocy efektywnej N e. Emsja wzrasta wraz ze wzrostem mocy slnka. Słowa kluczowe: bopalwo, estry oleju rzepakowego, tlenk azotu, spalny slnka, analza kowarancj WSTĘP Neustający wzrost emsj spaln powoduje degradację środowska przyrodnczego. Najwęcej szkód wywołują zwązk toksyczne zawarte w emtowanych spalnach obecne uŝytkowanych pojazdów. Do toksycznych składnków spaln zaneczyszczających środowsko zalcza sę mędzy nnym tlenk azotu NO x. Problem badawczy wynka mędzy nnym z szeregu ogranczeń norm europejskch. Szacuje sę, Ŝe w spalnach pojazdów samochodowych, cągnków, maszyn rolnczych, kole Ŝeglug emtowanych jest do środowska przyrodnczego około 90 tys. ton tlenków azotu. ChocaŜ stanową neco mnej nŝ % ogólnej masy spaln emtowanej przez pojazdy, to powodują kwaśne deszcze, dzałające nszcząco na florę faunę, są przyczyną welu chorób układu oddechowego, znaczne przyspeszają korozję konstrukcj metalowych (np. elementów budynków, samochodów) oraz zabytków (np. brak odpornośc welu gatunków kamen budowlanych na kwaśne deszcze).
2 UDZIAŁ ESTRU OLEJU RZEPAKOWEGO W MIESZANCE PALIWOWEJ Tabela 1. Emsja w tys. ton składnków spaln zaneczyszczających środowsko przyrodncze Table 1. Components of fumes (n thousands of tons) who are pollutng the nature envronment Substancja zaneczyszczająca CO CO CH NO x Pb SO Emsja w tys. ton , 54 Najskutecznejszą metodą zmnejszana emsj szkodlwych składnków spaln wydzelanych przez pojazdy jest ogranczane ch powstawana przez właścwy dobór palwa (spalane są główne kopalny). Stąd duŝą nadzeję wąŝe sę z wykorzystanem palw nekonwencjonalnych, tzn. bopalw do zaslana slnków. Sprzyja temu nowa poltyka rolna państw europejskch, zmerzająca do zagospodarowana neprzeznaczonych newykorzystywanych do konsumpcj nadwyŝek produkcyjnych tłuszczów roślnnych jako bokomponentów do palw konwencjonalnych. CEL I ZAKRES PRACY Celem pracy jest statystyczne porównane pozomu sumarycznej lośc tlenków azotu NO x w emtowanych spalnach wydzelanych przez slnk S-400 zaslany meszankam palwowym składającym sę z mneralnego oleju napędowego ON estru oleju rzepakowego RME, zestawonych w sześcu róŝnych proporcjach. Badana parametrów energetycznych ekologcznych dotyczących wskaźnków pracy składnków spaln slnka S-400 zaslanego RME jego meszannam z olejem napędowym ON przeprowadzono w Katedrze Pojazdów Slnków Akadem Rolnczej w Lublne. Badana przeprowadzono na charakterystyce obcąŝenowej przy prędkoścach momentu maksymalnego Mo max = 1600 mn -1. (Mocy maksymalnej N e max = 000 mn -1 dotyczy oddzelna praca autorów.) W nnejszych badanach wykorzystano sześć rodzajów meszann RME ON, zawerających odpowedno: 0, 0, 40, 60, % RME, zaś pomary wykonywano dla dzesęcu pozomów obcąŝeń slnka (-5 kw). Do opracowana statystycznego zebranych wynków pomarów posłuŝono sę analzą kowarancj [Wawrzosek 004]. Nezbędnych oblczeń dokonano z wykorzystanem programu EXCEL. ZASTOSOWANIE MODELI ANALIZY KOWARIANCJI W KLASYIKACJI POJEDYNCZEJ ZauwaŜmy, Ŝe pozom emsj tlenków azotu zaleŝy od dwu zmennych: rozwjanej mocy N e (kw) oraz procentowego udzału RME w meszance RME ON. Tę statystyczną zaleŝność NO x (ppm) od N e oraz udzał RME w meszance przedstawają na rysunku 1 punkty uzyskane z 60 pomarów przy prędkośc 1600 mn -1. RME w legendze rysunków oznacza zmenną określającą procentowy udzał estru oleju rzepakowego w palwe.
3 4 Jacek Wawrzosek, Wesław Pekarsk No x [ppm] NO x przy prędkośc 1600 mn RME 0% RME 0% RME 40% RME 60% RME 80% RME 100% Ne Rys 1. ZaleŜność pozomu emsj NO x (ppm) od rozwjanej mocy przy 1600 mn -1 g 1. Dependency of NO x emsson level (ppm) on the power at 1600 rpm Z analzy wykresu 1 wynka, Ŝe występuje wyraźna zaleŝność mędzy pozomem sumarycznej lośc nespalonych tlenków azotu NO x w emtowanych spalnach a mocą efektywną N e, dlatego teŝ znaczna część zmennośc NO x jest wyjaśnona przez zmenną N e. Z tego względu wykorzystano analzę kowarancj dla zbadana statystycznego wpływu zawartośc estru RME w palwe na pozom tlenków azotu. W modelu tym zmenną nezaleŝną (grupującą) jest udzał procentowy RME w palwe, zmenną zaleŝną pozom tlenków azotu, zaś zmenną towarzyszącą moc efektywna N e [Mllken Johnson 00]. Ta analza pozwala usunąć znane źródło zmennośc (N e ) tak, aby uwdocznć wpływ czynnka RME na zmenną zaleŝną NO x. Wstępna analza statystyczna wykazała, Ŝe w analze kowarancj dla prędkośc 1600 mn -1 (czyl gdy k = 1) naleŝy uwzględnć zmenną towarzyszącą N e kj wraz z jej kwadratem N e kj sześcanem N e kj. Przyjmujemy, Ŝe = 1 dla 0% zawartośc RME, = dla 0% zawartośc RME,..., = 6 dla 100% zawartośc RME. Dla k = 1, oraz w kaŝdej -tej grupe ( = 1,,..,6) dokonano 10 pomarów dla róŝnych pozomów mocy efektywnej N e kj, co oznacza, Ŝe mamy j = 1,,...,10. Dla lepszej orentacj podajemy sposób ndeksowana zastosowany w ponŝszych modelach: NO s,k x, j = NO nrmodelu,nr Pr ędkośc x,nr% RME,nr Obserwacj Stąd, gdy k = 1, czyl dla prędkośc 1600 obr/mn, w modelu analzy kowarancj w klasyfkacj pojedynczej rozwaŝanym w perwszym kroku (s = 1): NO = + N + N + N + e xj α (1) 1 e1j e1j e1j j
4 UDZIAŁ ESTRU OLEJU RZEPAKOWEGO W MIESZANCE PALIWOWEJ... 4 dla -tej grupy ( = 1,,..,6), gdze oprócz ndywdualnego α -efektu obektowego występuje teŝ ndywdualna regresja postac: N + N + N. () 1 e1 j e1j e1j Stawamy hpotezę zerową, Ŝe współczynnk regresyjne dla wszystkch 6 grup (wartośc RME), tj.: H 0 1 : =K, 61 =K 1 6 1,, są wspólne =K () 1 6 Hpotezę H 1 0 o braku nterakcj N e. RME, oznaczającą równoległość sześcu ln regresj (1) przecnających oś rzędnych w punktach α odrzucono na podstawe da-, nych z tabel. Tabela Wynk testowana równoległośc 6 ln regresj przy prędkośc obrotowej 1600 mn -1 Table. Results of tests on parallelsm of the 6 regresson lnes at the rotatonal speed 1600 rpm Sumy kwadratów Stopne swobody Średne kwadraty Interakcje N e. RME 786, ,455,0467 0,001 Błąd 58164, ,678 p Dalej stawamy hpotezę zerową, Ŝe współczynnk regresyjne wspólne tylko dla 5 grup, z wyjątkem = 1 (wartośc RME 0%), tj.: 1,, są H 0 : =K, 1 61 =K 6 =K (4) 6 Zgodne z danym z tabel hpoteza H 0 ne została odrzucona, co pozwala uznać równoległość pęcu ln regresj (1) przecnających oś rzędnych w punktach α. Tabela Wynk testowana równoległośc 5 ln regresj przy prędkośc obrotowej 1600 mn -1 Table. Results of tests on parallelsm of the 5 regresson lnes at the rotatonal speed 1600 rpm Sumy kwadratów Stopne swobody Średne kwadraty Interakcje N e. RME 157, ,45 0,80 0,677 Błąd 58164, ,678 p Zatem dla prędkośc 1600 mn -1 (czyl gdy k = 1) w drugm kroku (s = ) rozwaŝamy model: NO = α + N + N + N + e 1 xj 1 xj u1 1 u1 e1j e1j 1 u 1 u e1j e1j 1 u 1 u e1j e1j NO = + N + N + N + e α (5) 1 j 1 j
5 44 Jacek Wawrzosek, Wesław Pekarsk gdze: u = 1 dla = 1 oraz u = dla =,,...,6. 1 W modelu (5) dla = 1,,..,6, oprócz ndywdualnego α -efektu obektowego -tej grupy, występuje teŝ dla = 1 (u = 1) oraz odrębne dla pęcu grup =,,...,6 (u = ) regresja postac: N + N + N (6) u1 e1j u e1j u e1j W tabelach 4 5 zestawamy odpowedne oceny parametrów modelu (5). Tabela 4. Porównane oszacowanych parametrów regresj w modelu (5) (dla u = 1 tj. dla = 1 oraz dla u = tj., gdy =,,...,6) Table 4. The estmated parameters of the model (5) for u = 1 and u= ˆu1 ˆu ˆu u = 1-55, ,7845-0,80 u = -61,645 16,8997-0,445 1 Tabela 5. Estymatory efektów grupowych α w modelu (5) dla s = k = 1 1 Table 5. The estmated parameters of α from the model (5) for s = and k = RME obroty ,801 67,706 50,951,601 1,157 95,89 1 Uzyskane wartośc estymatorów ˆα -efektów obektowych oraz weryfkacja klku hpotez porównujących param powyŝsze efekty pozwalają postawć hpotezę o równośc tych parametrów w dwóch grupach po trzy dwa elementy: H 0 : α = 1 1 α α 4 = α = (7) α 6
6 UDZIAŁ ESTRU OLEJU RZEPAKOWEGO W MIESZANCE PALIWOWEJ Tabela 6. Wynk testowana hpotezy H 0 przy prędkośc obrotowej 1600 mn -1 Table 6. Results of tests on the hypothess H 0 at the rotatonal speed 1600 rpm Sumy kwadratów Stopne swobody Średne kwadraty grupy 740,58 446,779 1,594 0,664 Błąd 8696, ,94 p Jak pokazuje tabela 6 hpoteza H 0 ne została odrzucona, co pozwala skonstruować kolejny model trzec (s = ) o trzech elementach: gdze: NO = + N + N + N + e 1 xj 1 r 1 u1 dla = 1 mamy r = 1, u = 1, dla =,,4 mamy r =, u = oraz dla = 6 mamy r =, u =. α, (8) e1j 1 u e1j 1 u e1j 1 j Hpoteza H 0 4 : 1 1 α =α (9) o równośc parametrów grupy r = r = odrzucono, co pokazuje tabela 7. Hpoteza H 0 4 Tabela 7. Wynk testowana hpotezy H 0 4 przy prędkośc obrotowej 1600 mn -1 Table 7. Results of tests on the hypothess H 0 4 at the rotatonal speed 1600 rpm Sumy kwadratów Stopne swobody Średne kwadraty 5898, ,9 14,0907 0,0004 Błąd 977, ,98 W tabelach 8 9 zestawamy odpowedne oceny parametrów modelu (8). Tabela 8. Porównane oszacowanych parametrów modelu (8) dla k = 1 s = Table 8. The estmated parameters of the model (8) for k = 1 and s = p 1 ˆα r 1 ˆu1 1 ˆu 1 ˆu = 1 r = 1 09,801 u = 1-55, ,7845-0,80 =,,4 r = 50, = 5,6 r = 0,8669 u = -61,65 16,8899-0,44
7 46 Jacek Wawrzosek, Wesław Pekarsk 1 Zwróćmy uwagę, Ŝe oszacowana ˆ uh dla u = 1 pozostały jak w modelu (5), dla p = uległy zaledwe neznacznej korekce (por. tab. 4). Istotność krzywych regresj (z rysunku ) w modelu (5) zweryfkowano testem (por. tab. 9). Krzywe regresj dla NO x NO x [ppm] 0% (0,40,60%) (80,100% Rys. Krzywe regresj dla NO x przy prędkośc obrotowej 1600 mn -1. g.. Curves of the regresson for NO x at the rotatonal speed 1600 rpm 50 N e Składnk Tabela 9. Test dla modelu (5) przy prędkośc obrotowej 1600 mn -1 Table 9. Test for the model (5) at the rotatonal speed 1600 rpm Stopne swobody Sumy kwadratów Średne kwadraty Regresja , ,017 7,85 0,0000 Resztkowy ,16 187,984 Razem ,1 p OCENA ZMIAN W POZIOMIE EMISJI TLENKÓW AZOTU WYWOŁANYCH ZAWARTOŚCIĄ RME Wraz z dodanem RME do palwa następuje zmana w pozome emsj NO x 1 1 w spalnach wydzelanych przez slnk S-400. RóŜncę αˆ α ˆ = 46,4651 nterpretujemy następująco: zastąpene 0, 40 bądź 60% RME przez co najmnej 80% RME przy 1600 mn -1 daje spadek o około 46,5 jednostek ppm (tj. rzędu około 0%) emsj tlenków azotu. Istotność tej róŝncy wykazano w tabel 7. Dalsze wnoskowane na temat pozostałych róŝnc wymaga ostroŝnośc, gdyŝ kontrasty są mędzy sobą slne skorelowane.
8 UDZIAŁ ESTRU OLEJU RZEPAKOWEGO W MIESZANCE PALIWOWEJ Pozostaje pytane, czy róŝnce emsj tlenków azotu mędzy grupam pozomów odpowadającym róŝnym wartoścom u są stotne statystyczne. Innym słowy, naleŝy zbadać, zaleŝny od mocy efektywnej N e, wzrost w emsj tlenków azotu występujący przy prędkośc 1600 mn -1 (k = 1) przy przejścu pomędzy palwem z 0% RME ( = 1) a grupą z 0, 40 lub 60% RME ( =,,4) oraz przy przejścu pomędzy palwem z 0% RME ( = 1) a grupą 80% lub 100% RME ( = 5,6). Oszacowane na podstawe modelu (8) róŝnce NO 1 xr NO 1 x1 = α α + ( )N + ( )N 1 r e e + ( ) N (10) wyznaczają wzrost emsj tlenków azotu wywołany dodanem RME do palwa (dla =,, 4 mamy r = oraz dla = 5, 6 mamy r = ). Welkość tego wzrostu zaleŝną od N e zaprezentowano na rysunku. Oszacowane wzrostu zawartośc No x przy 1600 mn e (0, 40, 60%) mnus 0% (80, 100%) mnus 0% Rys. ZaleŜny od N e wzrost emsj tlenków azotu występujący przy prędkośc 1600 mn -1 przy przejścu pomędzy palwem z 0% RME na 0, 40 lub 60% RME oraz przy przejścu pomędzy palwem z 0% RME na palwo z 80% lub 100% RME g.. Charts of the NO x (N e ) dfference functons for the change from the fuel wth 0% RME to 0%, 40% or 60% RME and from the fuel wth 0% RME to 80% or 100% RME at the rotatonal speed 1600 rpm By zbadać stotność róŝncy (10), naleŝy zweryfkować hpotezy zerowe: H 5r 0 :[-1,a,b,-N e,-n e,-n e,n e,,n e,n e ] [ α, α, α,,,,, ] = 0. () , Dla =,,4 mamy r =, a = 1, b = 0 oraz dla = 5,6 mamy r =, a = 0, b = 1. Hpotezy () kaŝdorazowo prowadzą do funkcj testowej (N e ). Jeden z takch wykresów wartośc (N e ) wraz z odpowadającym mu p wartoścam dla r = prezentuje rysunek 4. Charakterystyczną rzeczą jest, Ŝe na rysunku 4 lna p osąga maksmum w punkce przecęca os odcętych przez grubszą lne {(80, 100%)
9 48 Jacek Wawrzosek, Wesław Pekarsk mnus 0%} na rysunku. Podobne na rysunku 4 lna osąga maksmum dla N e w punkce maksmum na rysunku. Dla r = wartość (4,61) (0,5;1;51) = 4,004 oznacza, Ŝe gdy N e 4,61, badana róŝnca (10) w emsj tlenków azotu jest stotną na pozome stotnośc 0,05. (RozwaŜa sę przy tym N e jedyne w zakrese 5 kw). Analogczne (6,07) (0,1;1;51) = 7,1597 daje dla 6,07 kw N e 5 kw stotną róŝncę (10) w emsj tlenków azotu na pozome stotnośc 0,01. Podobne dla r = wartość (8,6) (0,5;1;51) = 4,004 oznacza, Ŝe gdy 8,6 kw N e 5 kw, badana róŝnca (10) w pozome emsj NO x jest stotną na pozome stotnośc 0,05. Analogczne (9,0) (0,1;1;51) = 7,1597 powoduje dla 9,0 kw N e 5 kw stotną róŝncę (10) w emsj NO x na pozome stotnośc 0,01. p 1 = 0,9 p= 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0, 0, 0, N e Rys. 4. Rysunek funkcj testowej (N e ) odpowadających mu p wartośc przy testowanu róŝncy w emsj tlenków azotu występującej przy przejścu z palwa z 0% RME na palwo z 80 lub 100% RME (r = ) przy prędkośc 1600 mn -1 g. 4. Charts of the (N e ) functon and p-values at testng the dfference n the emsson of ntrc oxdes at the change from the fuel wth 0% RME to the fuel wth 80% or 100% RME (r = ) at the rotatonal speed 1600 rpm PODSUMOWANIE I WNIOSKI Wyprowadzony model (8) z parametram oszacowanym w tabel 8 pozwala stwerdzć, Ŝe przy prędkoścach momentu maksymalnego Mo max = 1600 mn -1 zmenność pozomu tlenków azotu NO x w spalnach moŝe być w prawe 99,8% wyjaśnona zmennoścą mocy N e (kw) rozwjanej przez slnk oraz rodzajem meszank RME. Na podstawe analzy wynków badań moŝna sformułować następujące wnosk: 1. Wraz z dodanem RME do palwa następuje wzrost pozomu emsj NO x w spalnach wydzelanych przez slnk S-400. Wzrost ten uzaleŝnony jest od pozomu N e opsuje go rysunek.. Zastąpene 0, 40 bądź 60% RME przez co najmnej 80% RME przy 1600 mn -1 daje spadek o około 46,5 jednostek ppm (tj. rzędu około 0%) emsj tlenków azotu.
10 UDZIAŁ ESTRU OLEJU RZEPAKOWEGO W MIESZANCE PALIWOWEJ Najwększa emsje NO x zaobserwowano dla N e równego około 4 ppm. 4. Przy prędkośc obrotowej 000 mn -1 (czyl k = ) wzrost pozomu emsj tlenków azotu NO x w spalnach slnków S-400 zaslanych meszankam palwowym mneralnego oleju napędowego ON z dodatkem estru oleju rzepakowego RME bada oddzelna praca. PIŚMIENNICTWO Mllken G. A., Johnson D. E. 00: Analyss of messy data. Vol. III: Analyss of covarance. Chapman &Hall/CRC, New York. Mysłowsk J. 1997: Uwag na temat zaslana palwem pochodzena rzepakowego slnka doładowanego Pojazd a środowsko. Poltechnka Radomska. Radom. Pekarsk W. 1997: Analza oddzaływana agregatów cągnkowych na środowsko przyrodncze. Rozprawy naukowe. Wydawnctwo Akadem Rolnczej w Lublne. Pekarsk W., Wawrzosek J. 004: An nfluence of rape ol ester content n fuel blend on carbon doxde emsson level. Teka Com. Mot. and Power Ind. n Agrcult, IV, Tarasńska J. 00: Zastosowane analzy kowarancj do zbadana wpływu bopalwa rzepakowego na stopeń zadymena spaln Coll. Bometr., Wawrzosek J., Pekarsk W. 00: The toxcty level of exhaust gases n tractor engnes fed wth bofuels. Teka Koms. Mot. Energ. Rol. t., Wawrzosek J. 004: Narzędza wspomagające poszukwane obszaru róŝnc stotnych statystyczne. Algorytmy, metody programy naukowe (monografa), PTI, red. Grzegórsk n., Lubln, SHARE RAPE OIL ESTER IN UEL BLEND WITH DIESEL OIL AND NITRIC OXIDES EMISSION LEVELS Summary. The artcle presents an analyss of NO x emsson levels n the fumes of S-400 engnes fed wth fuel blends composed of the mneral engne ol ON and rape ol ester RME n varous proportons. The statstcal analyss of covarance wth the engne s power as covarate was appled to expermental data. Key words: bofuel, rape ol ester, ntrc oxdes, fumes of engnes, analyss of covarance Recenzent: prof. dr hab. Bogdan śółtowsk
WPŁYW ZAWARTOŚCI ESTRU OLEJU RZEPAKOWEGO W MIESZANCE PALIWOWEJ NA POZIOM EMISJI WĘGLOWODORÓW
Wesław PIEKARSKI Jacek WAWRZOSEK WPŁYW ZAWARTOŚCI ESTRU OLEJU RZEPAKOWEGO W MIESZANCE PALIWOWEJ NA POZIOM EMISJI WĘGLOWODORÓW An nfluence of rape ol ester content n fuel blend on hydrocarbon emsson levels
Weryfikacja hipotez dla wielu populacji
Weryfkacja hpotez dla welu populacj Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Intelgencj Metod Matematycznych Wydzał Informatyk Poltechnk Szczecńskej 5. Parametryczne testy stotnośc w
Plan wykładu: Typowe dane. Jednoczynnikowa Analiza wariancji. Zasada: porównać zmienność pomiędzy i wewnątrz grup
Jednoczynnkowa Analza Waranc (ANOVA) Wykład 11 Przypomnene: wykłady zadana kursu były zaczerpnęte z podręcznków: Statystyka dla studentów kerunków techncznych przyrodnczych, J. Koronack, J. Melnczuk, WNT
Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0-1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających Interpretacja
Natalia Nehrebecka. Zajęcia 4
St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 4 1. Interpretacja parametrów przy zmennych zerojedynkowych Zmenne 0 1 Interpretacja przy zmennej 0 1 w modelu lnowym względem zmennych objaśnających
W praktyce często zdarza się, że wyniki obu prób możemy traktować jako. wyniki pomiarów na tym samym elemencie populacji np.
Wykład 7 Uwaga: W praktyce często zdarza sę, że wynk obu prób możemy traktować jako wynk pomarów na tym samym elemence populacj np. wynk x przed wynk y po operacj dla tego samego osobnka. Należy wówczas
KURS STATYSTYKA. Lekcja 6 Regresja i linie regresji ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 6 Regresja lne regresj ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 Funkcja regresj I rodzaju cechy Y zależnej
MODELOWANIE OKRESÓW ZRÓśNICOWANIA ORAZ OKRESÓW STABILIZACJI W PROCESIE SPALANIA W SILNIKU SPALINOWYM
InŜynera Rolncza 6/26 Jacek Wawrzosek Katedra Zastosowań Matematyk Akadema Rolncza w Lublne MODELOWANIE OKRESÓW ZRÓśNICOWANIA ORAZ OKRESÓW STABILIZACJI W PROCESIE SPALANIA W SILNIKU SPALINOWYM Streszczene
BIOGAS ENGINE) Karol Cupiał, Adam Dużyński, Janusz Grzelka
WPŁYW KATALIZATORA OKSYDACYJNEGO NA TOKSYCZNOŚĆ SPALIN SILNIKA GAZOWEGO 8A2G (INFLUENCE OF AN OXIDABLE CATALYZER ON TOXICITY OF EXHAUST GASES FROM THE 8A2G BIOGAS ENGINE) Karol Cupał, Adam Dużyńsk, Janusz
Badanie współzaleŝności dwóch cech ilościowych X i Y. Analiza korelacji prostej. Badanie zaleŝności dwóch cech ilościowych. Analiza regresji prostej
Badane współzaleŝnośc dwóch cech loścowych X Y. Analza korelacj prostej Badane zaleŝnośc dwóch cech loścowych. Analza regresj prostej Kody znaków: Ŝółte wyróŝnene nowe pojęce czerwony uwaga kursywa komentarz
65120/ / / /200
. W celu zbadana zależnośc pomędzy płcą klentów ch preferencjam, wylosowano kobet mężczyzn zadano m pytane: uważasz za lepszy produkt frmy A czy B? Wynk były następujące: Odpowedź Kobety Mężczyźn Wolę
Problemy jednoczesnego testowania wielu hipotez statystycznych i ich zastosowania w analizie mikromacierzy DNA
Problemy jednoczesnego testowana welu hpotez statystycznych ch zastosowana w analze mkromacerzy DNA Konrad Furmańczyk Katedra Zastosowań Matematyk SGGW Plan referatu Testowane w analze mkromacerzy DNA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH 1 Test zgodnośc χ 2 Hpoteza zerowa H 0 ( Cecha X populacj ma rozkład o dystrybuance F). Hpoteza alternatywna H1( Cecha X populacj
Egzamin ze statystyki/ Studia Licencjackie Stacjonarne/ Termin I /czerwiec 2010
Egzamn ze statystyk/ Studa Lcencjacke Stacjonarne/ Termn /czerwec 2010 Uwaga: Przy rozwązywanu zadań, jeśl to koneczne, naleŝy przyjąć pozom stotnośc 0,01 współczynnk ufnośc 0,99 Zadane 1 PonŜsze zestawene
Dobór zmiennych objaśniających
Dobór zmennych objaśnających Metoda grafowa: Należy tak rozpąć graf na werzchołkach opsujących poszczególne zmenne, aby występowały w nm wyłączne łuk symbolzujące stotne korelacje pomędzy zmennym opsującym.
Badanie współzależności dwóch cech ilościowych X i Y. Analiza korelacji prostej
Badane współzależnośc dwóch cech loścowych X Y. Analza korelacj prostej Kody znaków: żółte wyróżnene nowe pojęce czerwony uwaga kursywa komentarz 1 Zagadnena 1. Zwązek determnstyczny (funkcyjny) a korelacyjny.
BADANIE DRGAŃ WŁASNYCH NAPĘDU ROBOTA KUCHENNEGO Z SILNIKIEM SRM
Zeszyty Problemowe Maszyny Elektryczne Nr 88/2010 13 Potr Bogusz Marusz Korkosz Jan Prokop POLITECHNIKA RZESZOWSKA Wydzał Elektrotechnk Informatyk BADANIE DRGAŃ WŁASNYCH NAPĘDU ROBOTA KUCHENNEGO Z SILNIKIEM
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Interpretacja parametrów przy zmennych objaśnających cągłych Semelastyczność 2. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy 3. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne
PORÓWNANIE PRODUKCJI ENERGII ELEKTRYCZNEJ W LATACH W WYBRANYCH WOJEWÓDZTWACH
Małgorzata Szczepank, Mrosława Wesołowska-Janczarek Katedra Zastosowań Matematyk Akadema Rolncza w Lublne Wstęp PORÓWNANIE PRODUKCJI ENERGII ELEKTRYCZNEJ W LATAC 995- W WYBRANYC WOJEWÓDZTWAC Streszczene
Zadane 1: Wyznacz średne ruchome 3-okresowe z następujących danych obrazujących zużyce energ elektrycznej [kwh] w pewnym zakładze w mesącach styczeń - lpec 1998 r.: 400; 410; 430; 40; 400; 380; 370. Zadane
Piotr Ignaciuk *, Leszek Gil **, Stefan Liśćak ***
Piotr Ignaciuk *, Leszek Gil **, Stefan Liśćak *** PORÓWNANIE EMISJI ZWIĄZKÓW TOKSYCZNYCH SILNIKA ZS ZASILANEGO OLEJEM NAPĘDOWYM I BIOPALIWAMI OPARTYMI NA ESTRACH OLEJU LNIANKI I ESTRACH OLEJU RZEPAKOWEGO
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 11
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 11 1 1. Testowane hpotez łącznych 2. Testy dagnostyczne Testowane prawdłowośc formy funkcyjnej: test RESET Testowane normalnośc składnków losowych: test Jarque-Berra
Procedura normalizacji
Metody Badań w Geograf Społeczno Ekonomcznej Procedura normalzacj Budowane macerzy danych geografcznych mgr Marcn Semczuk Zakład Przedsęborczośc Gospodark Przestrzennej Instytut Geograf Unwersytet Pedagogczny
Natalia Nehrebecka Stanisław Cichocki. Wykład 10
Natala Nehrebecka Stansław Cchock Wykład 10 1 1. Testy dagnostyczne 2. Testowane prawdłowośc formy funkcyjnej modelu 3. Testowane normalnośc składnków losowych 4. Testowane stablnośc parametrów 5. Testowane
OCENA PORÓWNAWCZA ZUśYCIA PALIWA SILNIKA CIĄGNIKOWEGO ZASILANEGO BIOPALIWEM RZEPAKOWYM I OLEJEM NAPĘDOWYM
InŜynieria Rolnicza 6/26 Jacek Wasilewski Katedra Energetyki i Pojazdów Akademia Rolnicza w Lublinie OCENA PORÓWNAWCZA ZUśYCIA PALIWA SILNIKA CIĄGNIKOWEGO ZASILANEGO BIOPALIWEM RZEPAKOWYM I OLEJEM NAPĘDOWYM
α i = n i /n β i = V i /V α i = β i γ i = m i /m
Ćwczene nr 2 Stechometra reakcj zgazowana A. Część perwsza: powtórzene koncentracje stężena 1. Stężene Stężene jest stosunkem lośc substancj rozpuszczonej do całkowtej lośc rozpuszczalnka. Sposoby wyrażena
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zastosowane
ANALIZA KORELACJI WYDATKÓW NA KULTURĘ Z BUDŻETU GMIN ORAZ WYKSZTAŁCENIA RADNYCH
Potr Mchalsk Węzeł Centralny OŻK-SB 25.12.2013 rok ANALIZA KORELACJI WYDATKÓW NA KULTURĘ Z BUDŻETU GMIN ORAZ WYKSZTAŁCENIA RADNYCH Celem ponższej analzy jest odpowedź na pytane: czy wykształcene radnych
ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 2(88)/2012
ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW (88)/01 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANIE ASOWEGO OENTU BEZWŁADNOŚCI WZGLĘDE OSI PIONOWEJ DLA SAOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWIE WZORU EPIRYCZNEGO 1. Wstęp asowy moment
Natalia Nehrebecka. Zajęcia 3
St ł Cchock Stansław C h k Natala Nehrebecka Zajęca 3 1. Dobroć dopasowana równana regresj. Współczynnk determnacj R Dk Dekompozycja warancj zmennej zależnej ż Współczynnk determnacj R. Zmenne cągłe a
I. Elementy analizy matematycznej
WSTAWKA MATEMATYCZNA I. Elementy analzy matematycznej Pochodna funkcj f(x) Pochodna funkcj podaje nam prędkość zman funkcj: df f (x + x) f (x) f '(x) = = lm x 0 (1) dx x Pochodna funkcj podaje nam zarazem
PROJEKTOWANIE I BUDOWA
ObcąŜena kadłuba PROJEKTOWANIE I BUDOWA OBIEKTÓW LATAJĄCYCH I ObcąŜena kadłuba W. BłaŜewcz Budowa samolotów, obcąŝena W. Stafej Oblczena stosowane przy projektowanu szybowców St. Danleck Konstruowane samolotów,
) będą niezależnymi zmiennymi losowymi o tym samym rozkładzie normalnym z następującymi parametrami: nieznaną wartością 1 4
Zadane. Nech ( X, Y ),( X, Y ), K,( X, Y n n ) będą nezależnym zmennym losowym o tym samym rozkładze normalnym z następującym parametram: neznaną wartoścą oczekwaną EX = EY = m, warancją VarX = VarY =
Wpływ parametrów paliwa na niepowtarzalność procesu spalania w silniku o zapłonie samoczynnym
Wncenty Lotko, Krzysztof Górsk, Zygmunt Trela, Robert Gelnewsk, Jerzy Maksym Wpływ parametrów palwa na nepowtarzalność procesu spalana w slnku o zapłone samoczynnym JEL: L62 DO: 10.24136/atest.2018.442
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 6
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 6 1 1. Zastosowane modelu potęgowego Model potęgowy Przekształcene Boxa-Coxa 2. Zmenne cągłe za zmenne dyskretne 3. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych
Metody predykcji analiza regresji
Metody predykcj analza regresj TPD 008/009 JERZY STEFANOWSKI Instytut Informatyk Poltechnka Poznańska Przebeg wykładu. Predykcja z wykorzystanem analzy regresj.. Przypomnene wadomośc z poprzednch przedmotów..
NAUKA I TECHNIKA. Wiesław PIEKARSKI Grzegorz ZAJĄC. 1. Wprowadzenie
Wiesław PIEKARSKI Grzegorz ZAJĄC ANALIZA DOBORU MIESZANEK PALIWOWYCH BIOPALIWA I OLEJU NAPĘDOWEGO W ASPEKCIE EMISJI SPALIN AN ANALYSIS OF THE SELECTION OF BIOFUEL AND ENGINE OIL MIXTURES IN VIEW OF EXHAUST
Analiza rodzajów skutków i krytyczności uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 1629A
Analza rodzajów skutków krytycznośc uszkodzeń FMECA/FMEA według MIL STD - 629A Celem analzy krytycznośc jest szeregowane potencjalnych rodzajów uszkodzeń zdentyfkowanych zgodne z zasadam FMEA na podstawe
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 7 . Zmenne dyskretne Kontrasty: efekty progowe, kontrasty w odchylenach Interakcje. Przyblżane model nelnowych Stosowane do zmennych dyskretnych o uporządkowanych
Kształtowanie się firm informatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu
PRACE KOMISJI GEOGRAFII PRZEMY SŁU Nr 7 WARSZAWA KRAKÓW 2004 Akadema Pedagogczna, Kraków Kształtowane sę frm nformatycznych jako nowych elementów struktury przestrzennej przemysłu Postępujący proces rozwoju
Evaluation of estimation accuracy of correlation functions with use of virtual correlator model
Jadwga LAL-JADZIAK Unwersytet Zelonogórsk Instytut etrolog Elektrycznej Elżbeta KAWECKA Unwersytet Zelonogórsk Instytut Informatyk Elektronk Ocena dokładnośc estymacj funkcj korelacyjnych z użycem modelu
Natalia Nehrebecka. Wykład 2
Natala Nehrebecka Wykład . Model lnowy Postad modelu lnowego Zaps macerzowy modelu lnowego. Estymacja modelu Wartośd teoretyczna (dopasowana) Reszty 3. MNK przypadek jednej zmennej . Model lnowy Postad
Pomiary parametrów akustycznych wnętrz.
Pomary parametrów akustycznych wnętrz. Ocena obektywna wnętrz pod względem akustycznym dokonywana jest na podstawe wartośc następujących parametrów: czasu pogłosu, wczesnego czasu pogłosu ED, wskaźnków
Wpływ modernizacji gospodarki w sferze działalności proekologicznej na jakość środowiska naturalnego w Polsce w układzie regionalnym
194 Dr Marcn Salamaga Katedra Statystyk Unwersytet Ekonomczny w Krakowe Wpływ modernzacj gospodark w sferze dzałalnośc proekologcznej na jakość środowska naturalnego w Polsce w układze regonalnym WPROWADZENIE
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 7
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Wykład 7 1 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy zmennych dyskretnych 1. Zmenne cągłe a zmenne dyskretne 2. Interpretacja parametrów przy
METODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównanie obiektów przy ocenie wielokryterialnej. Ranking obiektów.
Opracowane: Dorota Mszczyńska METODA UNITARYZACJI ZEROWANEJ Porównane obektów przy ocene welokryteralnej. Rankng obektów. Porównane wybranych obektów (warantów decyzyjnych) ze względu na różne cechy (krytera)
WYZNACZANIE WSPÓŁCZYNNIKA LEPKOŚCI CIECZY METODĄ STOKESA
WYZNACZANIE WSPÓŁCZYNNIKA LEPKOŚCI CIECZY METODĄ STOKESA. Ops teoretyczny do ćwczena zameszczony jest na strone www.wtc.wat.edu.pl w dzale DYDAKTYKA FIZYKA ĆWICZENIA LABORATORYJNE.. Ops układu pomarowego
ANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ
METODY ILOŚCIOWE W BADANIACH EKONOMICZNYCH Tom XVI/3, 2015, str. 248 257 ANALIZA PORÓWNAWCZA WYNIKÓW UZYSKANYCH ZA POMOCĄ MIAR SYNTETYCZNYCH: M ORAZ PRZY ZASTOSOWANIU METODY UNITARYZACJI ZEROWANEJ Sławomr
Analiza danych OGÓLNY SCHEMAT. http://zajecia.jakubw.pl/ Dane treningowe (znana decyzja) Klasyfikator. Dane testowe (znana decyzja)
Analza danych Dane trenngowe testowe. Algorytm k najblższych sąsadów. Jakub Wróblewsk jakubw@pjwstk.edu.pl http://zajeca.jakubw.pl/ OGÓLNY SCHEMAT Mamy dany zbór danych podzelony na klasy decyzyjne, oraz
Portfele zawierające walor pozbawiony ryzyka. Elementy teorii rynku kapitałowego
Portel nwestycyjny ćwczena Na podst. Wtold Jurek: Konstrukcja analza rozdzał 5 dr chał Konopczyńsk Portele zawerające walor pozbawony ryzyka. lementy teor rynku kaptałowego 1. Pożyczane penędzy amy dwa
Określanie mocy cylindra C w zaleŝności od ostrości wzroku V 0 Ostrość wzroku V 0 7/5 6/5 5/5 4/5 3/5 2/5 Moc cylindra C 0,5 0,75 1,0 1,25 1,5 > 2
T A R C Z A Z E G A R O W A ASTYGMATYZM 1.Pojęca ogólne a) astygmatyzm prosty (najbardzej zgodny z pozomem) - najbardzej płask połudnk tzn. o najmnejszej mocy jest pozomy b) astygmatyzm odwrotny (najbardzej
KURS STATYSTYKA. Lekcja 1 Statystyka opisowa ZADANIE DOMOWE. www.etrapez.pl Strona 1
KURS STATYSTYKA Lekcja 1 Statystyka opsowa ZADANIE DOMOWE www.etrapez.pl Strona 1 Część 1: TEST Zaznacz poprawną odpowedź (tylko jedna jest prawdzwa). Pytane 1 W statystyce opsowej mamy pełne nformacje
WPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI NA NIEPEWNOŚĆ WYNIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO
Walenty OWIECZKO WPŁYW PARAMETRÓW DYSKRETYZACJI A IEPEWOŚĆ WYIKÓW POMIARU OBIEKTÓW OBRAZU CYFROWEGO STRESZCZEIE W artykule przedstaono ynk analzy nepenośc pomaru ybranych cech obektu obrazu cyfroego. Wyznaczono
Prawdopodobieństwo i statystyka r.
Prawdopodobeństwo statystya.05.00 r. Zadane Zmenna losowa X ma rozład wyładnczy o wartośc oczewanej, a zmenna losowa Y rozład wyładnczy o wartośc oczewanej. Obe zmenne są nezależne. Oblcz E( Y X + Y =
EKONOMETRIA I Spotkanie 1, dn. 05.10.2010
EKONOMETRIA I Spotkane, dn. 5..2 Dr Katarzyna Beń Program ramowy: http://www.sgh.waw.pl/nstytuty/e/oferta_dydaktyczna/ekonometra_stacjonarne_nest acjonarne/ Zadana, dane do zadań, ważne nformacje: http://www.e-sgh.pl/ben/ekonometra
Regresja liniowa i nieliniowa
Metody prognozowana: Regresja lnowa nelnowa Dr nż. Sebastan Skoczypec Zmenna losowa Zmenna losowa X zmenna, która w wynku pewnego dośwadczena przyjmuje z pewnym prawdopodobeństwem wartość z określonego
PROSTO O DOPASOWANIU PROSTYCH, CZYLI ANALIZA REGRESJI LINIOWEJ W PRAKTYCE
PROSTO O DOPASOWANIU PROSTYCH, CZYLI ANALIZA REGRESJI LINIOWEJ W PRAKTYCE Janusz Wątroba, StatSoft Polska Sp. z o.o. W nemal wszystkch dzedznach badań emprycznych mamy do czynena ze złożonoścą zjawsk procesów.
brak podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej.
Paca domowa 9. W pewnym bowaze zanstalowano dwa automaty do napełnana butelek. Ilość pwa nalewana pzez pewszy est zmenną losową o ozkładze N( m,, a lość pwa dozowana pzez dug automat est zmenną losową
( ) ( ) 2. Zadanie 1. są niezależnymi zmiennymi losowymi o. oraz. rozkładach normalnych, przy czym EX. i σ są nieznane. 1 Niech X
Prawdopodobeństwo statystyka.. r. Zadane. Zakładamy, że,,,,, 5 są nezależnym zmennym losowym o rozkładach normalnych, przy czym E = μ Var = σ dla =,,, oraz E = μ Var = 3σ dla =,, 5. Parametry μ, μ σ są
Ocena porównawcza wskaźników użytkowych pojazdów wyposażonych w silniki zasilane olejem napędowym i biopaliwem B10
JAKÓBIEC Janusz 1 CIEŚLIKOWSKI Bogusław MAZANEK Aleksander 3 Ocena porównawcza wskaźnków użytkowych pojazdów wyposażonych w slnk zaslane olejem napędowym bopalwem B1 WSTĘP Obecne podstawowym rodzajem palwa
Analiza i diagnoza sytuacji finansowej wybranych branż notowanych na Warszawskiej Giełdzie Papierów Wartościowych w latach
Jacek Batóg Unwersytet Szczecńsk Analza dagnoza sytuacj fnansowej wybranych branż notowanych na Warszawskej Gełdze Paperów Wartoścowych w latach 997-998 W artykule podjęta została próba analzy dagnozy
Rozwiązywanie zadań optymalizacji w środowisku programu MATLAB
Rozwązywane zadań optymalzacj w środowsku programu MATLAB Zagadnene optymalzacj polega na znajdowanu najlepszego, względem ustalonego kryterum, rozwązana należącego do zboru rozwązań dopuszczalnych. Standardowe
Analiza regresji modele ekonometryczne
Analza regresj modele ekonometryczne Klasyczny model regresj lnowej - przypadek jednej zmennej objaśnającej. Rozpatrzmy klasyczne zagadnene zależnośc pomędzy konsumpcją a dochodam. Uważa sę, że: - zależność
OKREŚLENIE CZASU MIESZANIA WIELOSKŁADNIKOWEGO UKŁADU ZIARNISTEGO PODCZAS MIESZANIA Z RECYRKULACJĄ SKŁADNIKÓW
Inżynera Rolncza 8(96)/2007 OKREŚLENIE CZASU MIESZANIA WIELOSKŁADNIKOWEGO UKŁADU ZIARNISTEGO PODCZAS MIESZANIA Z RECYRKULACJĄ SKŁADNIKÓW Jolanta Królczyk, Marek Tukendorf Katedra Technk Rolnczej Leśnej,
Hipotezy o istotności oszacowao parametrów zmiennych objaśniających ˆ ) ˆ
WERYFIKACJA HIPOTEZY O ISTOTNOŚCI OCEN PARAMETRÓW STRUKTURALNYCH MODELU Hpoezy o sonośc oszacowao paramerów zmennych objaśnających Tesowane sonośc paramerów zmennych objaśnających sprowadza sę do nasępującego
Diagnostyka układów kombinacyjnych
Dagnostyka układów kombnacyjnych 1. Wprowadzene Dagnostyka obejmuje: stwerdzene stanu układu, systemu lub ogólne sec logcznej. Jest to tzw. kontrola stanu wykrywająca czy dzałane sec ne jest zakłócane
Analiza ryzyka jako instrument zarządzania środowiskiem
WARSZTATY 2003 z cyklu Zagrożena naturalne w górnctwe Mat. Symp. str. 461 466 Elżbeta PILECKA, Małgorzata SZCZEPAŃSKA Instytut Gospodark Surowcam Mneralnym Energą PAN, Kraków Analza ryzyka jako nstrument
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka Katarzyna Rosiak-Lada. Zajęcia 3
Stansław Cchock Natala Nehrebecka Katarzyna Rosak-Lada Zajęca 3 1. Dobrod dopasowana równana regresj. Współczynnk determnacj R 2 Dekompozycja warancj zmennej zależnej Współczynnk determnacj R 2 2. Zmenne
Praca podkładu kolejowego jako konstrukcji o zmiennym przekroju poprzecznym zagadnienie ekwiwalentnego przekroju
Praca podkładu kolejowego jako konstrukcj o zmennym przekroju poprzecznym zagadnene ekwwalentnego przekroju Work of a ralway sleeper as a structure wth varable cross-secton - the ssue of an equvalent cross-secton
WSKAŹNIK OCENY HIC SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO
WSKAŹNIK OCENY SAMOCHODU OSOBOWEGO W ASPEKCIE BEZPIECZEŃSTWA RUCHU DROGOWEGO Dagmara KARBOWNICZEK 1, Kazmerz LEJDA, Ruch cała człoweka w samochodze podczas wypadku drogowego zależy od sztywnośc nadwoza
Za: Stanisław Latoś, Niwelacja trygonometryczna, [w:] Ćwiczenia z geodezji II [red.] J. Beluch
Za: Stansław Latoś, Nwelacja trygonometryczna, [w:] Ćwczena z geodezj II [red.] J. eluch 6.1. Ogólne zasady nwelacj trygonometrycznej. Wprowadzene Nwelacja trygonometryczna, zwana równeż trygonometrycznym
TRANZYSTOR BIPOLARNY CHARAKTERYSTYKI STATYCZNE
POLITHNIKA RZSZOWSKA Katedra Podstaw lektronk Instrkcja Nr4 F 00/003 sem. letn TRANZYSTOR IPOLARNY HARAKTRYSTYKI STATYZN elem ćwczena jest pomar charakterystyk statycznych tranzystora bpolarnego npn lb
SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW
SZACOWANIE NIEPEWNOŚCI POMIARU METODĄ PROPAGACJI ROZKŁADÓW Stefan WÓJTOWICZ, Katarzyna BIERNAT ZAKŁAD METROLOGII I BADAŃ NIENISZCZĄCYCH INSTYTUT ELEKTROTECHNIKI ul. Pożaryskego 8, 04-703 Warszawa tel.
OGÓLNE PODSTAWY SPEKTROSKOPII
WYKŁAD 8 OGÓLNE PODSTAWY SPEKTROSKOPII E E0 sn( ωt kx) ; k π ; ω πν ; λ T ν E (m c 4 p c ) / E +, dla fotonu m 0 p c p hk Rozkład energ w stane równowag: ROZKŁAD BOLTZMANA!!!!! P(E) e E / kt N E N E/
Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka W 11: Analizy zależnościpomiędzy zmiennymi losowymi Model regresji wielokrotnej
Rachunek prawdopodobeństwa statstka W 11: Analz zależnoścpomędz zmennm losowm Model regresj welokrotnej Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok 407 adan@agh.edu.pl Model regresj lnowej Model regresj lnowej prostej
ZAŁĄCZNIKI ROZPORZĄDZENIA DELEGOWANEGO KOMISJI
KOMISJA EUROPEJSKA Bruksela, dna 27.4.2018 C(2018) 2460 fnal ANNEXES 1 to 2 ZAŁĄCZNIKI do ROZPORZĄDZENIA DELEGOWANEGO KOMISJI w sprawe zany sprostowana rozporządzena delegowanego (UE) 2017/655 uzupełnającego
Proces narodzin i śmierci
Proces narodzn śmerc Jeżel w ewnej oulacj nowe osobnk ojawają sę w sosób losowy, rzy czym gęstość zdarzeń na jednostkę czasu jest stała w czase wynos λ, oraz lczba osobnków n, które ojawły sę od chwl do
ZESZYTY NAUKOWE INSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013
ZESZYTY NAUKOWE NSTYTUTU POJAZDÓW 5(96)/2013 Hubert Sar, Potr Fundowcz 1 WYZNACZANE MASOWEGO MOMENTU BEZWŁADNOŚC WZGLĘDEM OS PODŁUŻNEJ DLA SAMOCHODU TYPU VAN NA PODSTAWE WZORÓW DOŚWADCZALNYCH 1. Wstęp
BADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG20
Darusz Letkowsk Unwersytet Łódzk BADANIE STABILNOŚCI WSPÓŁCZYNNIKA BETA AKCJI INDEKSU WIG0 Wprowadzene Teora wyboru efektywnego portfela nwestycyjnego zaproponowana przez H. Markowtza oraz jej rozwnęca
Kierownik Katedry i Kliniki: prof. dr hab. Bernard Panaszek, prof. zw. UMW. Recenzja
KATEDRA KLINIKA CHORÓB WEWNĘTRZNYCHYCH GERIATRII ALERGOLOGU Unwersytet Medyczny m. Pastów Śląskch we Wrocławu 50-367 Wrocław, ul. Cure-Skłodowskej 66 Tel. 71/7842521 Fax 71/7842529 E-mal: bernard.panaszek@umed.wroc.pl
PORÓWNANIE METOD OKREŚLANIA FUNKCJI CELU PRZY DOBORZE ROZSIEWACZY NAWOZÓW MINERALNYCH
Inżynera Rolncza (90)/007 PORÓWNANIE METOD OKREŚLANIA FUNKCJI CELU PRZY DOBORZE ROZSIEWACZY NAWOZÓW MINERALNYCH Zofa Hanusz Katedra Zastosowań Matematyk, Akadema Rolncza w Lublne Magdalena Ćwklńska Katedra
Statystyka matematyczna. Wykład V. Parametryczne testy istotności
Statystyka matematyczna. Wykład V. e-mail:e.kozlovski@pollub.pl Spis treści 1 Weryfikacja hipotezy o równości wartości średnich w dwóch populacjach 2 3 Weryfikacja hipotezy o równości wartości średnich
Krzysztof Borowski Zastosowanie metody wideł cenowych w analizie technicznej
Krzysztof Borowsk Zastosowane metody wdeł cenowych w analze technczne Wprowadzene Metoda wdeł cenowych została perwszy raz ogłoszona przez Alana Andrewsa 1 w roku 1960. Trzy lne wchodzące w skład metody
WERYFIKACJA EKONOMETRYCZNA MODELU CAPM II RODZAJU DLA RÓŻNYCH HORYZONTÓW STÓP ZWROTU I PORTFELI RYNKOWYCH
SCRIPTA COMENIANA LESNENSIA PWSZ m. J. A. Komeńskego w Leszne R o k 0 0 8, n r 6 TOMASZ ŚWIST* WERYFIKACJA EKONOMETRYCZNA MODELU CAPM II RODZAJU DLA RÓŻNYCH HORYZONTÓW STÓP ZWROTU I PORTFELI RYNKOWYCH
Planowanie eksperymentu pomiarowego I
POLITECHNIKA ŚLĄSKA W GLIWICACH WYDZIAŁ INŻYNIERII ŚRODOWISKA ENERGETYKI INSTYTUT MASZYN URZĄDZEŃ ENERGETYCZNYCH Plaowae eksperymetu pomarowego I Laboratorum merctwa (M 0) Opracował: dr ż. Grzegorz Wcak
dy dx stąd w przybliżeniu: y
Przykłady do funkcj nelnowych funkcj Törnqusta Proszę sprawdzć uzasadnć, które z podanych zdań są prawdzwe, a które fałszywe: Przykład 1. Mesęczne wydatk na warzywa (y, w jednostkach penężnych, jp) w zależnośc
Sprawozdanie powinno zawierać:
Sprawozdane pownno zawerać: 1. wypełnoną stronę tytułową (gotowa do ćw. nr 0 na strone drugej, do pozostałych ćwczeń zameszczona na strone 3), 2. krótk ops celu dośwadczena, 3. krótk ops metody pomaru,
1. Wstęp. Grupa: Elektrotechnika, wersja z dn Studia stacjonarne, II stopień, sem.1 Laboratorium Techniki Świetlnej
ul.potrowo 3a http://lumen.ee.put.poznan.pl Grupa: Elektrotechnka, wersja z dn..03.013 Studa stacjonarne, stopeń, sem.1 Laboratorum Technk Śwetlnej Ćwczene nr 6 Temat: Porównane parametrów fotometrycznych
A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XXXIX NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZTYT 389 TORUŃ 2009.
A C T A U N I V E R S I T A T I S N I C O L A I C O P E R N I C I EKONOMIA XXXIX NAUKI HUMANISTYCZNO-SPOŁECZNE ZESZTYT 389 TORUŃ 2009 Unwersytet Mkołaja Kopernka w Torunu Katedra Ekonometr Statystyk Elżbeta
STATYSTYKA MATEMATYCZNA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA. Wkład wstępn. Teora prawdopodobeństwa element kombnatork. Zmenne losowe ch rozkład 3. Populacje prób danch, estmacja parametrów 4. Testowane hpotez statstcznch 5. Test parametrczne
Analiza zmienności czasu przejazdu linii metra
BAUER Marek 1 Analza zmennośc czasu przejazdu ln metra WSTĘP W powszechnej opn metro jest najlepszym systemem transportu mejskego. UmoŜlwa szybke przemeszczena pasaŝerów, a jego uŝyteczność rośne w marę
Markowa. ZałoŜenia schematu Gaussa-
ZałoŜena scheatu Gaussa- Markowa I. Model jest nezennczy ze względu na obserwacje: f f f3... fl f, czyl y f (x, ε) II. Model jest lnowy względe paraetrów. y βo + β x +ε Funkcja a być lnowa względe paraetrów
Projekt 6 6. ROZWIĄZYWANIE RÓWNAŃ NIELINIOWYCH CAŁKOWANIE NUMERYCZNE
Inormatyka Podstawy Programowana 06/07 Projekt 6 6. ROZWIĄZYWANIE RÓWNAŃ NIELINIOWYCH CAŁKOWANIE NUMERYCZNE 6. Równana algebraczne. Poszukujemy rozwązana, czyl chcemy określć perwastk rzeczywste równana:
OPTYMALIZACJA WARTOŚCI POLA MAGNETYCZNEGO W POBLIŻU LINII NAPOWIETRZNEJ Z WYKORZYSTANIEM ALGORYTMU GENETYCZNEGO
POZNAN UNIVE RSITY OF TE CHNOLOGY ACADE MIC JOURNALS No 81 Electrcal Engneerng 015 Mkołaj KSIĄŻKIEWICZ* OPTYMALIZACJA WARTOŚCI POLA MAGNETYCZNEGO W POLIŻU LINII NAPOWIETRZNEJ Z WYKORZYSTANIEM ALGORYTMU
1. Wstęp. Grupa: Elektrotechnika, wersja z dn Studia stacjonarne, II stopień, sem.1 Laboratorium Techniki Świetlnej
Grupa: Elektrotechnka, wersja z dn. 0.03.011 Studa stacjonarne, stopeń, sem.1 Laboratorum Technk Śwetlnej Ćwczene nr 6 Temat: Porównane parametrów fotometrycznych Ŝarówek dod śwecących o ukerunkowanym
Analiza korelacji i regresji
Analza korelacj regresj Zad. Pewen zakład produkcyjny zatrudna pracownków fzycznych. Ich wydajność pracy (Y w szt./h) oraz mesęczne wynagrodzene (X w tys. zł) przedstawa ponższa tabela: Pracownk y x A
Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe. Modele wieloczynnikowe ogólne. α β β β ε. Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 4.
Modele weloczynnkowe Analza Zarządzane Portfelem cz. 4 Ogólne model weloczynnkowy można zapsać jako: (,...,,..., ) P f F F F = n Dr Katarzyna Kuzak lub (,...,,..., ) f F F F = n Modele weloczynnkowe Można
LABORATORIUM PODSTAW ELEKTROTECHNIKI Badanie obwodów prądu sinusoidalnie zmiennego
Ćwczene 1 Wydzał Geonżyner, Górnctwa Geolog ABORATORUM PODSTAW EEKTROTECHNK Badane obwodów prądu snusodalne zmennego Opracował: Grzegorz Wśnewsk Zagadnena do przygotowana Ops elementów RC zaslanych prądem
Analiza zależności zmiennych ilościowych korelacja i regresja
Analza zależnośc zmennych loścowych korelacja regresja JERZY STEFANOWSKI Instytut Informatyk Poltechnka Poznańska Plan wykładu 1. Lnowa zależność mędzy dwoma zmennym: Prosta regresja Metoda najmnejszych
3. ŁUK ELEKTRYCZNY PRĄDU STAŁEGO I PRZEMIENNEGO
3. ŁUK ELEKTRYCZNY PRĄDU STŁEGO I PRZEMIENNEGO 3.1. Cel zakres ćwczena Celem ćwczena jest zapoznane sę z podstawowym właścwoścam łuku elektrycznego palącego sę swobodne, w powetrzu o cśnentmosferycznym.