Analiza intensywności uŝytkowania pojazdów (Część II)
|
|
- Agata Nowakowska
- 8 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 DROŹDZIEL Paweł 1 KOMSTA Henry 2 KRZYWONOS Lesze 3 Analiza intensywności uŝytowania pojazdów (Część II) Słowa luczowe: transport samochodowy, intensywność uŝytowania, analizy statystyczne Streszczenie Jednym z najwaŝniejszych parametrów procesu esploatacji samochodów jest intensywność ich uŝytowania. Miarę intensywności uŝytowania stanowi liczba ilometrów przejechanych przez pojazd w pewnym oresie czasu (dzień, miesiąc, ro). Intensywność uŝytowania wpływa na zys uzysiwany z usług transportowych, wartość ponoszonych osztów i inne parametry esploatacji samochodu. Analiza danych dotyczących intensywności uŝytowania samochodu jest stosowana do oceny efetywności i innowacyjności danego systemu transportu. W artyule przedstawiono i omówiono wynii analiz statystycznych dotyczących intensywności uŝytowania pojazdów dostawczych Centrum Logistycznego Poczty Poiej w Oddziale Regionalnym w Lublinie. AN ANALYSIS OF THE INTENSITY OF VEHICLE USE (PART II) Abstract One of the most important parameters of vehicle maintenance is intensity of its use. The number of ilometers traveled by a car within a specified period of time (day, month, or year) is expressed by this parameter. The intensity of use affects the costs and the profits from transportation services, and other parameters of car maintenance. The analysis of data associated with the intensity of vehicle use is applied in the evaluation of a given transport system. The paper presents and discusses the results of statistical analyses of data related to the intensity of use of the delivery trucs in the Poczta Poa (Polish Mail) company in Lublin. 1. WSTĘP Przy porównywaniu firm transportowych wyonujących przewozy samochodowe oraz przy ocenie ich innowacyjności stosuje się wiele róŝnorodnych wsaźniów, np. zys z usługi przewozowej, masę przewiezionego ładunu, wysoość osztów osobowych, zuŝycie paliwa oraz oleju smarującego, oszty napraw i obsług itp. Jednym z najwaŝniejszym parametrów wpływających na te wsaźnii jest intensywność uŝytowania pojazdu [1, 3, 6, 8]. Intensywności uŝytowania pojazdu mierzy się liczbą ilometrów przejechanych przez pojazd w ustalonym przedziale czasu (dzień, miesiąc, ro). Od wartości tego parametru zaleŝą równieŝ ogólne wsaźnii charateryzujące system transportu, do tórych naleŝy czas opłacalnego uŝytowania danego samochodu [7, 9]. Niniejsze opracowanie stanowi ontynuację artyułu zaprezentowanego na onferencji LogiTrans 2012 [4]. Przedstawia wynii analizy wariancji i analizy orelacji intensywności uŝytowania w latach floty pojazdów Centrum Logistycznego Poczty Poiej, na podstawie danych udostępnionych przez Oddział Regionalny w Lublinie. 2. ANALIZA WARIANCJI W części I niniejszego artyułu autorzy analizowali populację sładającą się ze 116 samochodów esploatowanych w lubeim oddziale regionalnym Centrum Logistycznego Poczty Poiej. Pojazdy te wyonywały róŝnorodne zadania przewozowe wyniające z roli Poczty Poiej jao operatora narodowego. Na podstawie wcześniejszych analiz własnych [5] samochody te podzielono na trzy grupy, stosując ryterium pojemności przestrzeni ładunowej. Grupę nr I stanowiły 32 pojazdy osobowe o małej pojemności przestrzeni ładunowej (lasy Citroen Berlingo), ursujące na terenie miasta Lublin i jego najbliŝszych oolic pomiędzy srzynami listowymi oraz odbiorcami przesyłe pocztowych. Grupę nr II stanowiło 60 samochodów dostawczych o średniej pojemności przestrzeni ładunowej (lasy Ford Transit), przewoŝące przesyłi pomiędzy puntami pocztowymi funcjonującymi na terenie miasta Lublin oraz dawnego województwa lubeiego. Do grupy nr III zaliczono 24 pojazdy o duŝej pojemności przestrzeni ładunowej (lasy Iveco Stralis), tóre transportowały przesyłi pocztowe pomiędzy węzłem lubeim a pozostałymi węzłami dystrybucyjnorozdzielczymi Poczty Poiej zloalizowanymi na terenie całego raju. 1 Politechnia Lubea, Wydział Mechaniczny; Lublin; ul. Nadbystrzyca 36, Tel./Fax: , p.drozdziel@pollub.pl 2 Politechnia Lubea, Wydział Mechaniczny; Lublin; ul. Nadbystrzyca 36, h.omsta@pollub.pl 3 Politechnia Lubea, Wydział Mechaniczny; Lublin; ul. Nadbystrzyca 36, l.rzywonos@pollub.pl 493
2 Opisana w niniejszym artyule analiza wariancji dotyczy sprawdzenia czy obserwowane róŝnice w wartościach średnich rocznej intensywności uŝytowania pojazdów dla poszczególnych grup i lat esploatacji są statystycznie istotne. Uprzednio [4] sprawdzono przy uŝyciu testu Shapiro-Wila [2], Ŝe na poziomie istotności testu równym 0,05 nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy o zgodności rozładów empirycznych rocznych intensywności uŝytowania z rozładem normalnym. Teraz sprawdzono taŝe hipotezę o jednorodność wariancji w poszczególnych grupach pojazdów. W tym celu zastosowano test Levene a L [2]. Wynii obliczeń poazuje tabela 1. Tab. 1. Wynii testu Levene a L jednorodności wariancji intensywności uŝytowania pojazdów (czynni grupujący ro esploatacji) Grupa Wartość testu L Wartość p I 6,800 0,125 II 0,684 0,505 III 2,226 0,084 Wynii testów Levene a wyazały, Ŝe na poziomie istotności testu równym 0,05 nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy o równości wariancji intensywności uŝytowania w poszczególnych latach obserwacji dla wyróŝnionych grup pojazdów (p > 0,05 we wszystich przypadach). Spełnienie załoŝeń o zgodności z rozładem normalnym oraz jednorodności wariancji daje moŝliwość stosowanie lasycznej analizy wariancji przy uŝyciu testu Fishera F [2]. Wynii obliczeń poazuje tabela 2. Tab. 2. Wynii testu Fishera F równości średnich intensywności uŝytowania pojazdów (czynni grupujący ro esploatacji) Grupa Wartość testu F Wartość p I 10,816 0,000 II 1,782 0,171 III 2,833 0,065 Wynii obliczeń zaprezentowane w tabeli 2 wsazują, Ŝe na poziomie istotności testu równym 0,05 nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy o równości wartości średnich intensywności uŝytowania w poszczególnych latach esploatacji tylo w przypadu pojazdów grup II i III. W przypadu grupy I moŝna przypuszczać, Ŝe róŝnice pomiędzy wartościami średnimi są statystycznie istotne. Oznacza to, Ŝe w obserwowanym systemie esploatacji zachodziły zmiany. Rys. 1. Sategoryzowany wyres ramowy dla czynnia niezaleŝnego (ro esploatacji) oraz zmiennej zaleŝnej (roczna intensywność uŝytowania pojazdów); a) pojazdy grupy I, b) pojazdy grupy II, c) pojazdy grupy III Na rysunu 1. zaprezentowano sategoryzowany wyres ramowy rocznej intensywności uŝytowania w zaleŝności od rou esploatacji dla wyróŝnionych trzech grup pojazdów, tóry potwierdza opisane wcześniej spostrzeŝenia. 494
3 3. ANALIZA KORELACJI Przeprowadzono analizę orelacji pomiędzy przebiegiem początowym l s (oreślonym wg stanu liczniów ilometrów pojazdów w styczniu 2008 rou), rocznymi przebiegami l i (i = 2008, 2009, 2010) samochodów w latach oraz przebiegiem ońcowym l (oreślonym wg stanu liczniów ilometrów pojazdów w grudniu 2010 rou). Wartości odpowiednich współczynniów orelacji liniowej przedstawiono w tabeli 2. Tab. 2. Macierze współczynniów orelacji liniowej; a) cała badana populacja, b) pojazdy grupy I, c) pojazdy grupy II, d) pojazdy grupy III a) b) l l 0,172 0,028 0,022 0,857 0,204 0,227 0,257 0,981 0,172 0,847 0,921 0,632 l 0,204 0,740 0,736 0, ,028 0,847 0,927 0,517 0,227 0,740 0,734 0,400 0,022 0,921 0,927 0,526 0,257 0,736 0,734 0,402 l 0,857 0,632 0,517 0,526 l 0,981 0,377 0,400 0,402 c) d) l 0,014 0,063,174 0,974 l 0,014 0,775 0,668 0,213 l 0,063 0,775 0,696 0,267 l 0,174 0,668 0,696 0,022 l l 0,974 0,213 0,267 0,022 l s ,148 0,561 0,573 0,967 0,148 0,073 0,481 0,326 0,561 0,073 0,590 0,408 0,573 0,481 0,590 0,370 l 0,967 0,326 0,408 0,370 Otrzymane wynii wsazują na występowanie silnych zaleŝności pomiędzy przebiegiem początowym l s oraz przebiegiem ońcowym l. Świadczą o tym wartości współczynniów orelacji więsze od 0,8 uzysane na poziomie istotności 0,001. Podobne wartości przyjmują współczynnii orelacji pomiędzy przebiegami l i w olejnych latach esploatacji pojazdów grup I i II. Wynia to z fatu, Ŝe w omawianym oresie samochody wyonywały przejazdy na tych samych trasach i były w tai sam sposób wyorzystywane. Bra taich prawidłowości w grupie III świadczy o wprowadzeniu zmian strategii esploatacji dotyczących przewozów na długich trasach. Rys. 2. Wyres rozrzutu przebiegu początowego l s i przebiegu ońcowego l pojazdów; 1 prosta regresji, 2 przedział ufności dla prognozowanej średniej obserwacji, 3 przedział ufności dla prognozowanej obserwacji; a) badana populacja pojazdów, b) pojazdy grupy nr I, c) pojazdy grupy nr II, d) pojazdy grupy nr III 495
4 a) b) Rys. 3. Wyres rozrzutu rocznych przebiegów pojazdów grupy II w latach 2008, 2009 i 2010; 1 prosta regresji, 2 przedział ufności dla prognozowanej średniej obserwacji, 3 przedział ufności dla prognozowanej obserwacji; a) ro 2009 a ro 2008, b) ro 2010 a ro 2008 a) b) Rys. 4. Wyres rozrzutu rocznych przebiegów pojazdów grupy II w latach 2008, 2009 i 2010; 1 prosta regresji, 2 przedział ufności dla prognozowanej średniej obserwacji, 3 przedział ufności dla prognozowanej obserwacji; a) ro 2009 a ro 2008, b) ro 2010 a ro 2008 Rys. 2. prezentuje wyresy rozrzutu przebiegu początowego l s i przebiegu ońcowego l oraz prostą regresji (i jej równanie) wraz z 95% przedziałami ufności dla prognozowanej wartości średniej i prognozowanej pojedynczej obserwacji. Rysuni 3 i 4 poazują wyresy rozrzutu rocznych przebiegów l i pojazdów grup I i II, proste regresji oraz 95% przedziały ufności dla prognozowanej wartości średniej i prognozowanej pojedynczej obserwacji. Wyresy te potwierdzają wcześniejsze spostrzeŝenie powtarzalności tras przejazdów analizowanych samochodów. 4. WNIOSKI Z przedstawionych w artyule analiz statystycznych intensywności uŝytowania pojazdów w lubeim oddziale Centrum Logistycznego Poczty Poiej w oresie wyniają następujące stwierdzenia. 1. Systematyczny spade rocznej intensywności uŝytowania pojazdów wyonujących przewozy w rejonie aglomeracji lubeiej świadczy o zmianach doonujących się na rajowym rynu usług pocztowych (wzroście onurencji), choć częściowo moŝe wyniać równieŝ ze zmian strategii esploatacji samochodów w samym przedsiębiorstwie. 2. Pojazdy Poczty Poiej wyonują przewozy według ściśle opracowanego powtarzalnego w czasie planu przejazdów. Zaobserwowane zmiany w wartościach rocznych intensywności uŝytowania pojazdów świadczą o dostosowywaniu procesu podejmowania decyzji związanych z wytyczaniem tras transportu do zmieniających się warunów zewnętrznych. 496
5 5. BIBLIOGRAFIA [1] Buová B., Brumerčíová E.: The role of innovation in transport company, LOGI 2010 (Materiały XI onferencji LOGI 2010, Pardubice ), Brno (Czechy), Tribun EU 2010, s (ISBN ). [2] Dobosz M.: Wspomagana omputerowo statystyczna analiza wyniów badań, Warszawa, Wydawnictwo EXIT [3] Droździel P., Krzywonos L.: A model of the economic effectiveness of the truc transportation services, Transport Problems, vol. 5 issue 4, Gliwice, Wydawnictwo Politechnii Śląsiej 2010, s [4] Droździel P., Komsta H., Krzywonos L.: Analiza intensywności uŝytowania pojazdów cz. I, Logistya, Poznań, Instytut Logistyi i Magazynowania 2012 (Materiały poonferencyjne LogiTrans 2012). [5] Droździel P., Komsta H., Krzywonos L.: Analiza intensywności uŝytowania pojazdów w firmie transportowej, Logistya, nr 3, Poznań, Instytut Logistyi i Magazynowania [6] Hlavňa V., Kuuča P., Istení R., Labuda R., Liščá Š.: Dopravný prostriedo jeho motor, Žilina (Słowacja), EDIS- Žilina University publisher, [7] Mendy E.: Eonomia transportu, Poznań, Wyd. WSL [8] Rydzyowsi W., Wojewódza-Król K.: Transport, Warszawa, PWN [9] Smalo Z.: Podstawy esploatacji technicznej pojazdów, Warszawa, Wyd. Politechnii Warszawsiej
Analiza intensywności uŝytkowania pojazdów (Część I)
DROŹDZIEL Paweł 1 KOMSTA Henryk 2 KRZYWONOS Leszek 3 Analiza intensywności uŝytkowania pojazdów (Część I) Słowa kluczowe: transport samochodowy, intensywność uŝytkowania, analizy statystyczne Streszczenie
KOSZTY NAPRAW A INTENSYWNOŚĆ UŻYTKOWANIA POJAZDÓW
TRANSPORT PROBLEMS 2013 PROBLEMY TRANSPORTU Volume 8 Issue 3 Paweł DROŹDZIEL*, Henryk KOMSTA, Leszek KRZYWONOS Lublin University of Technology Nadbystrzycka 36, 20-618 Lublin, Poland *Corresponding author.
Analiza kosztów napraw samochodów w firmie transportowej
KRZYWONOS Leszek 1 NIEOCZYM Aleksander 2 SIŁUCH Dariusz 3 KRZYSIAK Zbigniew 4 Analiza kosztów napraw samochodów w firmie transportowej WSTĘP Ekonomiczną efektywność eksploatacji samochodów wykorzystywanych
MODYFIKACJA KOSZTOWA ALGORYTMU JOHNSONA DO SZEREGOWANIA ZADAŃ BUDOWLANYCH
MODYFICJ OSZTOW LGORYTMU JOHNSON DO SZEREGOWNI ZDŃ UDOWLNYCH Michał RZEMIŃSI, Paweł NOW a a Wydział Inżynierii Lądowej, Załad Inżynierii Producji i Zarządzania w udownictwie, ul. rmii Ludowej 6, -67 Warszawa
Wyznaczenie prędkości pojazdu na podstawie długości śladów hamowania pozostawionych na drodze
Podstawy analizy wypadów drogowych Instrucja do ćwiczenia 1 Wyznaczenie prędości pojazdu na podstawie długości śladów hamowania pozostawionych na drodze Spis treści 1. CEL ĆWICZENIA... 3. WPROWADZENIE...
A. Cel ćwiczenia. B. Część teoretyczna
A. Cel ćwiczenia Celem ćwiczenia jest zapoznanie się z wsaźniami esploatacyjnymi eletronicznych systemów bezpieczeństwa oraz wyorzystaniem ich do alizacji procesu esplatacji z uwzględnieniem przeglądów
Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Wykład 10
Stanisław Cichoci Natalia Nehrebeca Wyład 10 1 1. Testowanie hipotez prostych Rozład estymatora b Testowanie hipotez prostych przy użyciu statystyi t Przedziały ufności Badamy czy hipotezy teoretyczne
Analiza kosztów eksploatacji pojazdów komunikacji miejskiej na przykładzie Miejskiego Przedsiębiorstwa Komunikacyjnego w Lublinie
RYBICKA Iwona 1 DROŹDZIEL Paweł 2 Analiza kosztów eksploatacji pojazdów komunikacji miejskiej na przykładzie Miejskiego Przedsiębiorstwa Komunikacyjnego w Lublinie WSTĘP W dziedzinie komunikacji miejskiej
WYKORZYSTANIE SZTUCZNYCH SIECI NEURONOWYCH DO ANALIZY WARUNKÓW UśYTKOWANIA POJAZDU ORAZ ROZRUCHU SILNIKA SPALINOWEGO
LOGITRANS - VII KONFERENCJA NAUKOWO-TECHNICZNA LOGISTYKA, SYSTEMY TRANSPORTOWE, BEZPIECZEŃSTWO W TRANSPORCIE Paweł DROŹDZIEL 1 Leszek KRZYWONOS 1 Grzegorz WINIARSKI 1 Badania przebiegowe, Warunki uŝytkowania,
ZARYS METODY OPISU KSZTAŁTOWANIA SKUTECZNOŚCI W SYSTEMIE EKSPLOATACJI WOJSKOWYCH STATKÓW POWIETRZNYCH
Henry TOMASZEK Ryszard KALETA Mariusz ZIEJA Instytut Techniczny Wojs Lotniczych PRACE AUKOWE ITWL Zeszyt 33, s. 33 43, 2013 r. DOI 10.2478/afit-2013-0003 ZARYS METODY OPISU KSZTAŁTOWAIA SKUTECZOŚCI W SYSTEMIE
OCENA JAKOŚCI PROCESU LOGISTYCZNEGO PRZEDSIĘBIORSTWA PRZEMYSŁOWEGO METODĄ UOGÓLNIONEGO PARAMETRU CZĘŚĆ II
B A D A N I A O P E R A C Y J N E I D E C Y Z J E Nr 2 2004 Anna DOBROWOLSKA* Jan MIKUŚ* OCENA JAKOŚCI PROCESU LOGISTYCZNEGO PRZEDSIĘBIORSTWA PRZEMYSŁOWEGO METODĄ UOGÓLNIONEGO PARAMETRU CZĘŚĆ II Przedstawiono
2008-03-18 wolne wolne 2008-03-25 wolne wolne
PLAN SPOTKAŃ ĆWICZEŃ: Data Grupa 2a Grupa 4a Grupa 2b Grupa 4b 2008-02-19 Zajęcia 1 Zajęcia 1 2008-02-26 Zajęcia 1 Zajęcia 1 2008-03-04 Zajęcia 2 Zajęcia 2 2008-03-11 Zajęcia 2 Zajęcia 2 2008-03-18 wolne
Wykorzystanie testu Levene a i testu Browna-Forsythe a w badaniach jednorodności wariancji
Wydawnictwo UR 2016 ISSN 2080-9069 ISSN 2450-9221 online Edukacja Technika Informatyka nr 4/18/2016 www.eti.rzeszow.pl DOI: 10.15584/eti.2016.4.48 WIESŁAWA MALSKA Wykorzystanie testu Levene a i testu Browna-Forsythe
Przykład 1 ceny mieszkań
Przykład ceny mieszkań Przykład ceny mieszkań Model ekonometryczny zaleŝności ceny mieszkań od metraŝu - naleŝy do klasy modeli nieliniowych. - weryfikację empiryczną modelu przeprowadzono na przykładzie
ANALIZA METROLOGICZNA WYNIKÓW BADAŃ NA PRZYKŁADZIE ŁOŻYSK ŚLIZGOWYCH
PROBLEMY NIEKONWENCJONALNYCH UKŁADÓW ŁOŻYSKOWYCH Łódź 09-10 maja 1995 roku Jadwiga Janowska(Politechnika Warszawska) ANALIZA METROLOGICZNA WYNIKÓW BADAŃ NA PRZYKŁADZIE ŁOŻYSK ŚLIZGOWYCH SŁOWA KLUCZOWE
Analizy wariancji ANOVA (analysis of variance)
ANOVA Analizy wariancji ANOVA (analysis of variance) jest to metoda równoczesnego badania istotności różnic między wieloma średnimi z prób pochodzących z wielu populacji (grup). Model jednoczynnikowy analiza
KOMUNIKACYJNEGO W LUBLINIE
PRACE NAUKOWE POLITECHNIKI WARSZAWSKIEJ z. 112 Transport 2016, Iwona Rybicka Instytut Transportu, Silników Spalinowych i Ekologii KOMUNIKACYJNEGO W LUBLINIE : maj 2016 Streszczenie: okresu za 2015 rok.
Testowanie hipotez dla dwóch zmiennych zależnych. Moc testu. Minimalna liczność próby; Regresja prosta; Korelacja Pearsona;
LABORATORIUM 4 Testowanie hipotez dla dwóch zmiennych zależnych. Moc testu. Minimalna liczność próby; Regresja prosta; Korelacja Pearsona; dwie zmienne zależne mierzalne małe próby duże próby rozkład normalny
ANALIZA INTENSYWNOŚCI UśYTKOWANIA POJAZDÓW W FIRMIE TRANSPORTOWEJ
Paweł DROŹDZIEL 1 Henryk KOMSTA Leszek KRZYWONOS Intensywność uŝytkowania pojazdów, Analizy statystyczne, ANALIZA INTENSYWNOŚCI UśYTKOWANIA POJAZDÓW W FIRMIE TRANSPORTOWEJ Streszczenie Intensywność uŝytkowania
Statystyka od podstaw Janina Jóźwiak, Jarosław Podgórski
Statystyka od podstaw Janina Jóźwiak, Jarosław Podgórski Książka jest nowoczesnym podręcznikiem przeznaczonym dla studentów uczelni i wydziałów ekonomicznych. Wykład podzielono na cztery części. W pierwszej
Logistyka - nauka. Polski sektor TSL w latach Diagnoza stanu
Adiunkt/dr Joanna Brózda Akademia Morska w Szczecinie, Wydział Inżynieryjno-Ekonomiczny Transportu, Instytut Zarządzania Transportem, Zakład Organizacji i Zarządzania Polski sektor TSL w latach 2007-2012.
Analiza awaryjności jako składowej kosztów utrzymania pojazdu
GIL Leszek 1 IGNACIUK Piotr 2 DMOWSKI Artur 3 Analiza awaryjności jako składowej kosztów utrzymania pojazdu WSTĘP Eksploatacja samochodów użytkowych (ciężarowych i dostawczych) skierowana jest na zysk
STATYSTYKA MATEMATYCZNA
STATYSTYKA MATEMATYCZA 1. Wyład wstępny. Teoria prawdopodobieństwa i elementy ombinatoryi. Zmienne losowe i ich rozłady 3. Populacje i próby danych, estymacja parametrów 4. Testowanie hipotez statystycznych
PDF created with FinePrint pdffactory Pro trial version http://www.fineprint.com
Analiza korelacji i regresji KORELACJA zależność liniowa Obserwujemy parę cech ilościowych (X,Y). Doświadczenie jest tak pomyślane, aby obserwowane pary cech X i Y (tzn i ta para x i i y i dla różnych
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.
ZASADY WYZNACZANIA BEZPIECZNYCH ODSTĘPÓW IZOLACYJNYCH WEDŁUG NORMY PN-EN 62305
ZASADY WYZNACZANIA BEZPIECZNYCH ODSTĘPÓW IZOLACYJNYCH WEDŁUG NORMY PN-EN 62305 Henry Boryń Politechnia Gdańsa ODSTĘPY IZOLACYJNE BEZPIECZNE Zadania bezpiecznego odstępu izolacyjnego to: ochrona przed bezpośrednim
Egzamin ze statystyki, Studia Licencjackie Stacjonarne. TEMAT C grupa 1 Czerwiec 2007
Egzamin ze statystyki, Studia Licencjackie Stacjonarne TEMAT C grupa 1 Czerwiec 2007 (imię, nazwisko, nr albumu).. Przy rozwiązywaniu zadań, jeśli to konieczne, naleŝy przyjąć poziom istotności 0,01 i
Jakość płynu hamulcowego a bezpieczeństwo w ruchu drogowym
CABAN Jacek 1 DROŹDZIEL Paweł 2 Jakość płynu hamulcowego a bezpieczeństwo w ruchu drogowym WSTĘP Zaobserwowany wzrost liczby samochodów, jaki dokonał się w krajach tzw. nowej Unii do których zaliczyć możemy
WYZNACZANIE KOSZTÓW TRANSPORTU Z WYKORZYSTANIEM OCTAVE 3.4.3
PRACE NAUKOWE POLITECHNIKI WARSZAWSKIEJ z. 111 Transport 2016 Joanna Szkutnik-, Wojskowa Akademia Techniczna, W WYZNACZANIE KOSZTÓW TRANSPORTU Z WYKORZYSTANIEM OCTAVE 3.4.3 : maj 2016 Streszczenie: samochodowej.
X Y 4,0 3,3 8,0 6,8 12,0 11,0 16,0 15,2 20,0 18,9
Zadanie W celu sprawdzenia, czy pipeta jest obarczona błędem systematycznym stałym lub zmiennym wykonano szereg pomiarów przy różnych ustawieniach pipety. Wyznacz równanie regresji liniowej, które pozwoli
WSTĘP DO REGRESJI LOGISTYCZNEJ. Dr Wioleta Drobik-Czwarno
WSTĘP DO REGRESJI LOGISTYCZNEJ Dr Wioleta Drobik-Czwarno REGRESJA LOGISTYCZNA Zmienna zależna jest zmienną dychotomiczną (dwustanową) przyjmuje dwie wartości, najczęściej 0 i 1 Zmienną zależną może być:
Powiatowy Urząd Pracy w Radomiu ul. Księdza Łukasika 3. Zawody deficytowe i nadwyżkowe. Informacja sygnalna za I PÓŁROCZE 2015 ROKU.
Powiatowy Urząd Pracy w Radomiu ul. Księdza Łuasia 3 e-mail: ancelaria@pupradom.pl 26-612 Radom telefon : 48 363-99-57 do 59 fax: 48 363-48-73 Zawody deficytowe i nadwyżowe Informacja sygnalna za I PÓŁROCZE
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
Prawdopodobieństwo i statystyka
Zadanie Rozważmy następujący model strzelania do tarczy. Współrzędne puntu trafienia (, Y ) są niezależnymi zmiennymi losowymi o jednaowym rozładzie normalnym N ( 0, σ ). Punt (0,0) uznajemy za środe tarczy,
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
Wielkość dziennego obrotu w tys. zł. (y) Liczba ekspedientek (x) 6 2 4 5,5 6,6
Zad. 1. Zbadano wydajność odmiany pomidorów na 100 poletkach doświadczalnych. W wyniku przeliczeń otrzymano przeciętną wydajność na w tonach na hektar x=30 i s 2 x =7. Przyjmując, że rozkład plonów pomidora
Testowanie hipotez statystycznych
Testowanie hipotez statystycznych Hipotezą statystyczną jest dowolne przypuszczenie co do rozkładu populacji generalnej (jego postaci funkcyjnej lub wartości parametrów). Prawdziwość tego przypuszczenia
Grupowanie sekwencji czasowych
BIULETYN INSTYTUTU AUTOMATYKI I ROBOTYKI NR 3, 006 Grupowanie sewencji czasowych Tomasz PAŁYS Załad Automatyi, Instytut Teleinformatyi i Automatyi WAT, ul. Kalisiego, 00-908 Warszawa STRESZCZENIE: W artyule
OPTYMALIZACJA PRZEPUSTOWOŚCI SIECI KOMPUTEROWYCH ZA POMOCĄ ALGORYTMÓW GENETYCZNYCH
OPTYMALIZACJA PRZEPUSTOWOŚCI SIECI KOMPUTEROWYCH ZA POMOCĄ ALGORYTMÓW GENETYCZNYCH Andrzej SZYMONIK, Krzysztof PYTEL Streszczenie: W złożonych sieciach omputerowych istnieje problem doboru przepustowości
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
Typowe błędy w analizie rynku nieruchomości przy uŝyciu metod statystycznych
Typowe błędy w analizie rynku nieruchomości przy uŝyciu metod statystycznych Sebastian Kokot XXI Krajowa Konferencja Rzeczoznawców Majątkowych, Międzyzdroje 2012 Rzetelnie wykonana analiza rynku nieruchomości
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 760 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 59 2013
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 760 FINANSE, RYNKI FINANSOWE, UBEZPIECZENIA NR 59 2013 MAGDALENA WASYLKOWSKA OCENA SYTUACJI FINANSOWEJ PRZEDSIĘBIORSTWA PRZY ZASTOSOWANIU METOD ANALIZY FUNDAMENTALNEJ
weryfikacja hipotez dotyczących parametrów populacji (średnia, wariancja)
PODSTAWY STATYSTYKI. Teoria prawdopodobieństwa i elementy kombinatoryki. Zmienne losowe i ich rozkłady 3. Populacje i próby danych, estymacja parametrów 4. Testowanie hipotez 5. Testy parametryczne (na
Współczynnik korelacji. Współczynnik korelacji jest miernikiem zależności między dwiema cechami Oznaczenie: ϱ
Współczynnik korelacji Współczynnik korelacji jest miernikiem zależności między dwiema cechami Oznaczenie: ϱ Własności współczynnika korelacji 1. Współczynnik korelacji jest liczbą niemianowaną 2. ϱ 1,
Przykład 1. (A. Łomnicki)
Plan wykładu: 1. Wariancje wewnątrz grup i między grupami do czego prowadzi ich ocena 2. Rozkład F 3. Analiza wariancji jako metoda badań założenia, etapy postępowania 4. Dwie klasyfikacje a dwa modele
[Analysis of safety systems damage in public transport vehicles on the example of trolleybuses the Municipal Transport Company in Lublin] Streszczenie
Pawel Droździel*, Henryk Komsta**, Iwona Rybicka*** *Politechnika Lubelska, Wydział Mechaniczny; 20-618 Lublin; ul. Nadbystrzycka 36. Tel: + 48 81 538-42-58, Fax: + 48 538-42-58, E-mail: p.drozdziel@pollub.pl
Szczegółowy program kursu Statystyka z programem Excel (30 godzin lekcyjnych zajęć)
Szczegółowy program kursu Statystyka z programem Excel (30 godzin lekcyjnych zajęć) 1. Populacja generalna a losowa próba, parametr rozkładu cechy a jego ocena z losowej próby, miary opisu statystycznego
Szczegółowy program kursu Statystyka z programem Excel (30 godzin lekcyjnych zajęć)
Szczegółowy program kursu Statystyka z programem Excel (30 godzin lekcyjnych zajęć) 1. Populacja generalna a losowa próba, parametr rozkładu cechy a jego ocena z losowej próby, miary opisu statystycznego
Analiza rynku transportu kolejowego oraz drogowego w Polsce
GUSZCZAK Bartosz 1 Analiza rynku transportu kolejowego oraz drogowego w Polsce WSTĘP W Polsce, nieustannie od lat przeważającą gałęzią transportu jest transport drogowy. W roku 2013 udział transportu drogowego
DROGOWEGO W POLSCE W LATACH
PRACE NAUKOWE POLITECHNIKI WARSZAWSKIEJ z. 111 Transport 2016 Leszek Mindur DROGOWEGO W POLSCE W LATACH 2003 2014 Streszczenie: W artykule dokonano analizy rozwoju transportu samochodowego w Polsce po
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
Własności statystyczne regresji liniowej. Wykład 4
Własności statystyczne regresji liniowej Wykład 4 Plan Własności zmiennych losowych Normalna regresja liniowa Własności regresji liniowej Literatura B. Hansen (2017+) Econometrics, Rozdział 5 Własności
Ćwiczenie 4 Badanie wpływu asymetrii obciążenia na pracę sieci
Ćwiczenie 4 - Badanie wpływu asymetrii obciążenia na pracę sieci Strona 1/13 Ćwiczenie 4 Badanie wpływu asymetrii obciążenia na pracę sieci Spis treści 1.Cel ćwiczenia...2 2.Wstęp...2 2.1.Wprowadzenie
OCENA GOTOWOŚCI TECHNICZNEJ AUTOBUSÓW KOMUNIKACJI MIEJSKIEJ NA PRZYKŁADZIE MIEJSKIEGO PRZEDSIĘBIORSTWA KOMUNIKACYJNEGO W LUBLINIE
JOANNA RYMARZ, ANDRZEJ NIEWCZAS * OCENA GOTOWOŚCI TECHNICZNEJ AUTOBUSÓW KOMUNIKACJI MIEJSKIEJ NA PRZYKŁADZIE MIEJSKIEGO PRZEDSIĘBIORSTWA KOMUNIKACYJNEGO W LUBLINIE TECHNICAL AVAILABILITY ANALYSIS OF THE
STATYSTYKA MATEMATYCZNA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA 1. Wykład wstępny 2. Zmienne losowe i teoria prawdopodobieństwa 3. Populacje i próby danych 4. Testowanie hipotez i estymacja parametrów 5. Najczęściej wykorzystywane testy statystyczne
STATYSTYKA MATEMATYCZNA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA 1. Wykład wstępny. Zmienne losowe i teoria prawdopodobieństwa 3. Populacje i próby danych 4. Testowanie hipotez i estymacja parametrów 5. Najczęściej wykorzystywane testy statystyczne
12. Przynależność do grupy przedmiotów: Blok przedmiotów matematycznych
(pieczęć wydziału) KARTA PRZEDMIOTU Z1-PU7 WYDANIE N1 Strona 1 z 5 1. Nazwa przedmiotu: Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka matematyczna 2. Kod przedmiotu: RPiS 3. Karta przedmiotu ważna od roku akademickiego:
MECHANIZACJA PRAC ŁADUNKOWYCH A NAKŁADY W TRANSPORCIE ROLNICZYM CZ. II - ANALIZA STATYSTYCZNA
InŜynieria Rolnicza 6/2005 Stanisław Kokoszka, Maciej Kuboń Katedra InŜynierii Rolniczej i Informatyki Akademia Rolnicza w Krakowie MECHANIZACJA PRAC ŁADUNKOWYCH A NAKŁADY W TRANSPORCIE ROLNICZYM CZ. II
STAN INFRASTRUKTURY WODOCIĄGOWEJ W WYBRANYCH MIASTACH DOLINY SANU WATER INFRASTRUCTURE IN THE CHOSEN CITIES IN THE SAN VALLEY
Katarzyna Pietrucha-Urbanik Politechnika Rzeszowska im. I. Łukasiewicza STAN INFRASTRUKTURY WODOCIĄGOWEJ W WYBRANYCH MIASTACH DOLINY SANU Abstrakt W pracy dokonano charakterystyki wyposaŝenia wybranych
Narzędzia statystyczne i ekonometryczne. Wykład 1. dr Paweł Baranowski
Narzędzia statystyczne i ekonometryczne Wykład 1 dr Paweł Baranowski Informacje organizacyjne Wydział Ek-Soc, pok. B-109 pawel@baranowski.edu.pl Strona: baranowski.edu.pl (w tym materiały) Konsultacje:
( x) Równanie regresji liniowej ma postać. By obliczyć współczynniki a i b należy posłużyć się następującymi wzorami 1 : Gdzie:
ma postać y = ax + b Równanie regresji liniowej By obliczyć współczynniki a i b należy posłużyć się następującymi wzorami 1 : xy b = a = b lub x Gdzie: xy = też a = x = ( b ) i to dane empiryczne, a ilość
Analiza metod prognozowania kursów akcji
Analiza metod prognozowania kursów akcji Izabela Łabuś Wydział InŜynierii Mechanicznej i Informatyki Kierunek informatyka, Rok V Specjalność informatyka ekonomiczna Politechnika Częstochowska izulka184@o2.pl
ALGORYTMICZNA I STATYSTYCZNA ANALIZA DANYCH
1 ALGORYTMICZNA I STATYSTYCZNA ANALIZA DANYCH WFAiS UJ, Informatyka Stosowana II stopień studiów 2 Regresja liniowa Korelacja Modelowanie Analiza modelu Wnioskowanie Korelacja 3 Korelacja R: charakteryzuje
S YLABUS MODUŁU (PRZEDMIOTU) I nformacje ogólne. Nie dotyczy
S YLABUS MODUŁU (PRZEDMIOTU) I nformacje ogólne Nazwa modułu: Moduł B - Statystyka z elementami matematyki Rodzaj modułu/przedmiotu Wydział PUM Kierunek studiów Specjalność Poziom studiów Forma studiów
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
Adam Kirpsza Zastosowanie regresji logistycznej w studiach nad Unią Europejska. Anna Stankiewicz Izabela Słomska
Adam Kirpsza Zastosowanie regresji logistycznej w studiach nad Unią Europejska Anna Stankiewicz Izabela Słomska Wstęp- statystyka w politologii Rzadkie stosowanie narzędzi statystycznych Pisma Karla Poppera
Analiza wariancji - ANOVA
Analiza wariancji - ANOVA Analiza wariancji jest metodą pozwalającą na podział zmienności zaobserwowanej wśród wyników eksperymentalnych na oddzielne części. Każdą z tych części możemy przypisać oddzielnemu
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.
Pomiary napięć przemiennych
LABORAORIUM Z MEROLOGII Ćwiczenie 7 Pomiary napięć przemiennych . Cel ćwiczenia Celem ćwiczenia jest poznanie sposobów pomiarów wielości charaterystycznych i współczynniów, stosowanych do opisu oresowych
WSPÓŁCZYNNIK GOTOWOŚCI SYSTEMU LOKOMOTYW SPALINOWYCH SERII SM48
TECHNIKA TRANSPORTU SZYNOWEGO Andrzej MACIEJCZYK, Zbigniew ZDZIENNICKI WSPÓŁCZYNNIK GOTOWOŚCI SYSTEMU LOKOMOTYW SPALINOWYCH SERII SM48 Streszczenie W artykule wyznaczono współczynniki gotowości systemu
CECHY TECHNICZNO-UŻYTKOWE A WARTOŚĆ WYBRANYCH TECHNICZNYCH ŚRODKÓW PRODUKCJI W ROLNICTWIE
Inżynieria Rolnicza 9(107)/2008 CECHY TECHNICZNO-UŻYTKOWE A WARTOŚĆ WYBRANYCH TECHNICZNYCH ŚRODKÓW PRODUKCJI W ROLNICTWIE Zbigniew Kowalczyk Katedra Inżynierii Rolniczej i Informatyki, Uniwersytet Rolniczy
STATYSTYKA MATEMATYCZNA, LISTA 3
STATYSTYKA MATEMATYCZNA, LISTA 3 1. Aby zweryfikować hipotezę o symetryczności monety; H: p = 0.5 przeciwko K: p 0.5 wykonano nią n = 100 rzutów. Wyznaczyć obszar krytyczny i zweryfikować hipotezę H gdy
ANALiZA WPŁYWU PARAMETRÓW SAMOLOTU NA POZiOM HAŁASU MiERZONEGO WEDŁUG PRZEPiSÓW FAR 36 APPENDiX G
PRACE instytutu LOTNiCTWA 221, s. 115 120, Warszawa 2011 ANALiZA WPŁYWU PARAMETRÓW SAMOLOTU NA POZiOM HAŁASU MiERZONEGO WEDŁUG PRZEPiSÓW FAR 36 APPENDiX G i ROZDZiAŁU 10 ZAŁOżEń16 KONWENCJi icao PIotr
STATYSTYKA MATEMATYCZNA
Zał. nr 4 do ZW WYDZIAŁ ELEKTRONIKI KARTA PRZEDMIOTU Nazwa w języku polskim STATYSTYKA MATEMATYCZNA Nazwa w języku angielskim Mathematical Statistics Kierunek studiów (jeśli dotyczy): Specjalność (jeśli
LISTA 4. 7.Przy sporządzaniu skali magnetometru dokonano 10 niezależnych pomiarów
LISTA 4 1.Na pewnym obszarze dokonano 40 pomiarów grubości warstwy piasku otrzymując w m.: 54, 58, 64, 69, 61, 56, 41, 48, 56, 61, 70, 55, 46, 57, 70, 55, 47, 62, 55, 60, 54,57,65,60,53,54, 49,58,62,59,55,50,58,
Ekonometryczna analiza popytu na wodę
Jacek Batóg Uniwersytet Szczeciński Ekonometryczna analiza popytu na wodę Jednym z czynników niezbędnych dla funkcjonowania gospodarstw domowych oraz realizacji wielu procesów technologicznych jest woda.
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
KORELACJE I REGRESJA LINIOWA
KORELACJE I REGRESJA LINIOWA Korelacje i regresja liniowa Analiza korelacji: Badanie, czy pomiędzy dwoma zmiennymi istnieje zależność Obie analizy się wzajemnie przeplatają Analiza regresji: Opisanie modelem
Colloquium 3, Grupa A
Colloquium 3, Grupa A 1. Z zasobów obliczeniowych pewnego serwera orzysta dwóch użytowniów. Każdy z nich wysyła do serwera zawsze trzy programy naraz. Użytowni czea, aż serwer wyona obliczenia dotyczące
Statystyka uszkodzeń w elektrowniach zawodowych
Statystya uszodzeń w eletrowniach zawodowych Sławomir Szymaniec Wstęp Analizy awaryjności bloów energetycznych, systemu eletroenergetycznego mają bardzo duże znaczenie dla funcjonowania danego raju. Poważne
Recenzenci: prof. dr hab. Henryk Domański dr hab. Jarosław Górniak
Recenzenci: prof. dr hab. Henryk Domański dr hab. Jarosław Górniak Redakcja i korekta Bogdan Baran Projekt graficzny okładki Katarzyna Juras Copyright by Wydawnictwo Naukowe Scholar, Warszawa 2011 ISBN
STATYSTYKA MATEMATYCZNA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA 1. Wykład wstępny 2. Teoria prawdopodobieństwa i elementy kombinatoryki 3. Zmienne losowe 4. Populacje i próby danych 5. Testowanie hipotez i estymacja parametrów 6. Test t 7. Test
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
Wykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym
Wiesława MALSKA Politechnika Rzeszowska, Polska Anna KOZIOROWSKA Uniwersytet Rzeszowski, Polska Wykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym Wstęp Wnioskowanie statystyczne
OCENA NIEZAWODNOŚCI EKSPLOATACYJNEJ AUTOBUSÓW KOMUNIKACJI MIEJSKIEJ
1-2012 PROBLEMY EKSPLOATACJI 79 Joanna RYMARZ, Andrzej NIEWCZAS Politechnika Lubelska OCENA NIEZAWODNOŚCI EKSPLOATACYJNEJ AUTOBUSÓW KOMUNIKACJI MIEJSKIEJ Słowa kluczowe Niezawodność, autobus miejski. Streszczenie
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
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
ZAROBKOWY TRANSPORT SAMOCHODOWY ŁADUNKÓW W POLSCE
LOGITRANS - VII KONFERENCJA NAUKOWO-TECHNICZNA LOGISTYKA, SYSTEMY TRANSPORTOWE, BEZPIECZEŃSTWO W TRANSPORCIE Marta KADŁUBEK 1 zarobkowy transport samochodowy ładunków, przedsiębiorstwo transportowe ZAROBKOWY
Zadanie 1 Odp. Zadanie 2 Odp. Zadanie 3 Odp. Zadanie 4 Odp. Zadanie 5 Odp.
Zadanie 1 budżet na najbliższe święta. Podać 96% przedział ufności dla średniej przewidywanego budżetu świątecznego jeśli otrzymano średnią z próby równą 600 zł, odchylenie standardowe z próby równe 30
12. Przynależność do grupy przedmiotów: Blok przedmiotów matematycznych
(pieczęć wydziału) KARTA PRZEDMIOTU Z1-PU7 WYDANIE N1 Strona 1 z 5 1. Nazwa przedmiotu: Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka matematyczna 2. Kod przedmiotu: RPiS 3. Karta przedmiotu ważna od roku akademickiego:
Wprowadzenie do analizy korelacji i regresji
Statystyka dla jakości produktów i usług Six sigma i inne strategie Wprowadzenie do analizy korelacji i regresji StatSoft Polska Wybrane zagadnienia analizy korelacji Przy analizie zjawisk i procesów stanowiących
Problem przydziału artykułów do lokacji w funkcji minimalizacji kosztów obiektu logistycznego
Michał Kłodawsi Wydział Transportu, Politechnia Warszawsa Problem przydziału artyułów do loacji w funcji minimalizacji osztów obietu logistycznego. WPROWADZENIE Efetywne zarządzania łańcuchem dostaw zależy
1 Estymacja przedziałowa
1 Estymacja przedziałowa 1. PRZEDZIAŁY UFNOŚCI DLA ŚREDNIEJ (a) MODEL I Badana cecha ma rozkład normalny N(µ, σ) o nieznanym parametrze µ i znanym σ. Przedział ufności: [ ( µ x u 1 α ) ( σn ; x + u 1 α
WYKŁAD 8 TESTOWANIE HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH
WYKŁAD 8 TESTOWANIE HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH Było: Estymacja parametrów rozkładu teoretycznego punktowa przedziałowa Przykład. Cecha X masa owocu pewnej odmiany. ZałoŜenie: cecha X ma w populacji rozkład
DRGANIA WŁASNE RAM OBLICZANIE CZĘSTOŚCI KOŁOWYCH DRGAŃ WŁASNYCH
Część 5. DRGANIA WŁASNE RAM OBLICZANIE CZĘSTOŚCI KOŁOWYCH... 5. 5. DRGANIA WŁASNE RAM OBLICZANIE CZĘSTOŚCI KOŁOWYCH DRGAŃ WŁASNYCH 5.. Wprowadzenie Rozwiązywanie zadań z zaresu dynamii budowli sprowadza
BEZPIECZEŃSTWO RUCHU DROGOWEGO POLSKI, NIEMIEC I CZECH
Piotr SZCZĘSNY, Joanna RYMARZ BEZPIECZEŃSTWO RUCHU DROGOWEGO POLSKI, NIEMIEC I CZECH Streszczenie W artykule przedstawiono wyniki analiz głównych wskaźników bezpieczeństwa ruchu drogowego w trzech sąsiednich
POLITECHNIKA OPOLSKA
POLITECHNIKA OPOLSKA WYDZIAŁ MECHANICZNY Katedra Technologii Maszyn i Automatyzacji Produkcji Laboratorium Podstaw Inżynierii Jakości Ćwiczenie nr 4 Temat: Analiza korelacji i regresji dwóch zmiennych
REGRESJA I KORELACJA MODEL REGRESJI LINIOWEJ MODEL REGRESJI WIELORAKIEJ. Analiza regresji i korelacji
Statystyka i opracowanie danych Ćwiczenia 5 Izabela Olejarczyk - Wożeńska AGH, WIMiIP, KISIM REGRESJA I KORELACJA MODEL REGRESJI LINIOWEJ MODEL REGRESJI WIELORAKIEJ MODEL REGRESJI LINIOWEJ Analiza regresji
Analiza wariancji. dr Janusz Górczyński
Analiza wariancji dr Janusz Górczyński Wprowadzenie Powiedzmy, że badamy pewną populację π, w której cecha Y ma rozkład N o średniej m i odchyleniu standardowym σ. Powiedzmy dalej, że istnieje pewien czynnik