Wpływ horyzontu prognozy i długości szeregu czasowego na jakość predykcji w ruchu drogowym w Polsce
|
|
- Martyna Kamińska
- 8 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 ROGOWSKI Andrzej 1 Wpływ horyzontu prognozy i długości szeregu czasowego na jakość predykcji w ruchu drogowym w Polsce bezpieczeństwo, ruch drogowy,, trend, model Streszczenie W pracy przeanalizowano moŝliwość wykorzystania modeli trendu do prognozowania liczby wypadków oraz liczby ofiar śmiertelnych i rannych w wypadkach drogowych w Polsce. W szczególności analizowano modele liniowe i logarytmiczne i zaleŝność skuteczności prognozy od długości szeregu czasowego. Analizowano wpływ horyzontu prognozy na jakość prognozy. INFLUENCE THE FORECAST HORIZON AND THE LENGTH OF TIME SERIES OF THE QUALITY OF THE PREDICTION OF ROAD TRAFFIC IN POLAND Abstract This paper analyses the possibility of using trend models for the sake of predicting the number of accidents, fatal and serious casualties in the road accidents in Poland. The research was focused on linear and logarithmic models, as well as on the influence of the length of time series on the effectiveness of prediction. The influence of the forecast horizon on the quality the forecast. 1. WSTĘP W latach , w ramach prac badawczych [3, 4, 5] prowadzono prace nad moŝliwością wykorzystania modeli trendu do prognozowania liczby wypadków i liczby ofiar wypadków w ruchu drogowym w Polsce. Przebadano 11 klasycznych modeli trendu [6] uwzględniając pierwotnie szeregi czasowe długości 21, 9 i 8 co uwarunkowane było liczbą dostępnych danych 2 i przebiegiem badanych wielkości (maksymalne wartości przypadają na rok 1997). Analiza wykluczyła moŝliwość stosowana szeregów czasowych długości 21, trendów wielomianowych stopnia 3 i 4 oraz trendu hiperbolicznego I i log-hiperbolicznego. Do oceny prognoz stosowano pierwotnie klasyczne mierniki ex ante. Okazało się, Ŝe ocena ex ante prognoz jest w sposób istotny rozbieŝna z oceną ex post, ponadto niektóre modele o zbliŝonej ocenie ex ante dawały zdecydowanie rozbieŝne prognozy. Skonstruowano (niestandardowe) oceny ex post, które wykorzystano do oceny jakości (skuteczności) prognoz z uwzględnieniem długości szeregu czasowego oceny kroczące 3. W wyniku analiz okazało się, Ŝe największą skutecznością 4 charakteryzowały się trendy liniowe i logarytmiczne 5. NaleŜy podkreślić, Ŝe prognozy symptomatyczne, a do takich naleŝą prognozy sporządzane za pomocą modeli trendu, nie mogą wyłapywać gwałtownych, nietypowych zmian prognozowanej zmiennej co dobitnie zostanie uwidocznione w niniejszym artykule, jednak w wielu przypadkach mogą być uŝyteczne dając wielokrotnie zaskakująco dobre prognozy. Od chwili sporządzenia pierwszych prognoz (pierwsze prognozy sporządzono na rok 2006) minęło 6 lat, więc dostatecznie długi okres, by moŝna było pokusić się o ocenę słuszności wyciągniętych wniosków oraz dokonać ex post analizy wpływu na jakość zbudowanych prognoz horyzontu prognozy i długości szeregu czasowego dla prognoz kroczących. 2. OCENA WPŁYWU HORYZONTU PROGNOZY NA JEJ JAKOŚĆ Do analizy wykorzystano sześć modeli trendu ich ogólne równania (i nazwy) zawiera tabela 1. Tabela 2 zawiera poszczególne prognozy i dla kaŝdej prognozy (w procentach, ujemna oznacza, Ŝe była niedoszacowana) oraz wartości liczbowe parametrów modeli 6. Prawie dla wszystkich modeli na rok 2006 była bardzo dobra lub dobra ( poniŝej 5%). W przypadku prognoz na lata następne sytuacja jest bardzo zróŝnicowana, jednak daje się wychwycić pewną prawidłowość, związaną (jak się wydaje) ściśle z silnym zaburzeniem w roku ten charakteryzuje się bardzo duŝym niespotykanym wcześniej spadkiem wartości rzeczywistych wszystkich prognozowanych wielkości. Podobnie, choć nie tak silnie, sytuacja kształtowała się w roku 2010, by w roku 2011 zanotować wzrost (co moŝna by uznać, na podstawie analizy danych z lat poprzednich, za sytuację typową). NaleŜy więc 1 dr inŝ., Politechnika Radomska, Wydział Transportu i Elektrotechniki; Radom; ul. Malczewskiego 29, tel , , fax ; a.rogowski@pr.radom.pl. 2 Wykorzystywane dane statystyczne pochodzą ze strony internetowej KG Policji. 3 Oprócz liczby wypadków i ofiar wypadków (śmiertelnych i rannych) badano inne wskaźnik np. stosunek liczby ofiar śmiertelnych do liczby wypadków (lub rannych) oraz kompozycje klasycznych trendów, np. średnie arytmetyczne lub geometryczne modeli z wykorzystaniem róŝnych długości szeregów czasowych i róŝnych modeli trendów, modeli z korektą obciąŝenia ex post, itp. 4 Z uwzględnieniem kryteriów opracowanych w pracach [3, 4, 5]. 5 Niestety dla róŝne dla róŝnych prognozowanych wielkości i przy róŝnych długościach szeregów czasowych. 6 Ze względu na rozmiar tabelę jak i tabele 3 i 4 zamieszczono na końcu artykułu. 2641
2 uznać, Ŝe tak jak w roku 1987 choć nie nastąpiło odwrócenie trendu nie zostały zachowane klasyczne postulaty predykacji w szczególności stabilność kształtowania się zmiennej prognozowanej w czasie. Przyczyny takiej sytuacji są złoŝone i wymagają oddzielnej analizy analiza samych tylko szeregów czasowych jest zdecydowanie niewystarczająca. Analizowane modele, ze względu na charakter kształtowania się wartości prognoz, moŝna podzielić na dwie grupy. Do grupy pierwszej naleŝą te modele, dla których prognozy na początkowe okresy są co najmniej dobre, natomiast na końcowe złe lub dyskwalifikujące. NaleŜą do nich: trend logarytmiczny, potęgowy i paraboliczny. Zwróćmy uwagę, Ŝe w latach 2007 i 2008 nastąpił lekki wzrost wartości rzeczywistych prognozowanych zmiennych trendy te niwelowały efekt wzrostu, ponadto moŝna uznać, Ŝe nie nastąpiła (w tych latach) istotna zmiana, zachwianie stabilności warunków kształtowania zmiennych prognozowanych. Do grupy drugiej naleŝą te modele, dla których poza pierwszym prognozowanym okresem prognozy dla okresów początkowych są niezadawalające (nawet dyskwalifikujące), natomiast dla okresów końcowych zadziwiająco dobre. NaleŜą do nich: trend wykładniczy, hiperboliczny II i liniowy. Pewne odstępstwo od tej zasady naleŝy zrobić dla trendu liniowego opartego o szereg czasowy , dla którego prognozy na rok 2011 są złe natomiast bardzo dobre na rok Dla tych modeli znaczny spadek wartości prognozowanych zmiennych w roku 2009 skorygował zaburzenia powstałe w latach 2007, Zwróćmy uwagę, Ŝe rok 1987 i częściowo 1988 był rokiem odwrócenia trendu ze wzrostowego na spadkowy, a trendy te mają charakter monotoniczny (w tym przypadku malejący) więc nietypowe odchylenia muszą powodować wzrost błędu predykcji. ZauwaŜmy równieŝ, Ŝe dla kaŝdego z modeli istnieje taki okres, dla którego predykcji jest bardzo mały (znacznie poniŝej 3%) niestety wiadomo który to okres dopiero ex post. ZauwaŜmy równieŝ, Ŝe dla kaŝdego okresu istnieje co najmniej jedna, która jest przeszacowana i jedna, która jest niedoszacowana tak więc moŝna by stosować prognozę przedziałową uwzględniając wszystkie modele. Nazwa modelu trendu trend liniowy trend logarytmiczny trend paraboliczny potęgowy trend wykładniczy trend hiperboliczny II Źródło: opracowano na podstawie [7]. Tab. 1. Równania modeli trendu Równanie modelu trendu ln 3. OCENA WPŁYWU DŁUGOŚCI SZEREGU CZASOWEGO NA JAKOŚĆ PROGNOZY W analizie wykorzystano modele trendu liniowego i logarytmicznego, dla których parametry estymowano na podstawie szeregów czasowych o długościach od 3 do 9 (co w efekcie daje po 42 prognozy dla kaŝdego okresu prognozowania). Prognozy były mi kroczącymi sporządzanymi tylko na jeden najbliŝszy okres prognozowania. Wybór trendu liniowego i logarytmicznego wynikał z wniosków z analiz wykonanych w pracach [3, 4, 5]. Wyniki prognoz wraz z błędami mi (w procentach) zwierają tabela 3 dla trendu liniowego i tabela 4 dla trendu logarytmicznego. Zwróćmy uwagę, Ŝe dla trendu logarytmicznego prognozy na rok 2010 są mi dyskwalifikującymi bez względu na długość szeregu czasowego na którym są oparte, na rok 2011 są juŝ dopuszczalnymi. Nie dotyczy to prognozy liczby ofiar śmiertelnych opartej na szeregu długości 3. RównieŜ dla tej wielkości pozostałe prognozy dla roku 2009 są dyskwalifikujące. PoniewaŜ dla tej wielkości procentowa zmiana (zmniejszenie) jest duŝo większa niŝ dla liczby rannych i wypadków, naleŝy wnosić, Ŝe trend logarytmiczny jest bardzo wraŝliwy na istotne (nietypowe) zmiany. Ogólnie wydaje się, Ŝe spośród modeli trendu logarytmicznego najlepsze prognozy daje trend oparty na szeregu czasowym długości 4 i 5 oraz 5 i 6 dla liczby ofiar śmiertelnych 7. Dla trendu liniowego sytuacja jest bardziej złoŝona i zróŝnicowana. Nie występuje we wszystkich przypadkach (choć w większości) efekt roku Dla kaŝdego modelu występują zarówno prognozy bardzo dobre (by nie powiedzieć idealne), jak i prognozy dyskwalifikujące. Dla lat 2009 i 2010 wszystkie prognozy są przeszacowane analogiczna sytuacja wystąpiła dla prognoz logarytmicznych. Z kolei dla roku 2007 wszystkie prognozy są niedoszacowane analogiczna sytuacja wystąpiła dla prognoz logarytmicznych. W przypadku prognozowania liczby ofiar śmiertelnych i liczby wypadków najkorzystniejszym wydaje się, spośród trendów liniowych, stosowanie modelu opartego na szeregu czasowym długości 6, natomiast dla liczby rannych w wypadkach najkorzystniejszym wydaje się stosowanie modelu opartego na szeregu czasowym długości 9. Modele te wydają się być lepsze niŝ modele logarytmiczne. 4. WNIOSKI Porównanie uzyskanych prognoz z wartościami rzeczywistymi nie pozwala na stwierdzenie, Ŝe istnieją klasyczne modele trendu, które w sposób zadawalający dokonują prognoz liczby ofiar wypadków i liczby wypadków w ruchu drogowym w kaŝdych warunkach. Zasadniczo moŝna by udzielić takiej odpowiedzi bez wykonywania Ŝmudnych analiz i obliczeń modele trendu są jednak zbyt proste, by zawsze przewidywały dobrze przyszłe zdarzenia w ruchu drogowym, mającym charakter złoŝony i dynamiczny. Ponadto nie uwzględniają one zmian otoczenia przede wszystkim 7 Bardziej obiektywne byłoby zastosowanie jednej z metod oceny ex post opracowanej w [3, 4, 5], co nie zostało jednak wykonane. 2642
3 infrastruktury, środków transportu i zmian prawno-organizacyjnych mających istotne znaczenie dla niespełnienia klasycznych załoŝeń predykcji, tj. stabilność kształtowania się zmiennej prognozowanej w czasie; stabilność rozkładu składnika losowego modelu (z reguły przyjmuje się, Ŝe składnik losowy ma rozkład normalny o wartości średniej równej 0); znajomość wartości zmiennych objaśniających modelu w okresie, na który sporządza się prognozę; dopuszczalność ekstrapolacji modelu poza zaobserwowany w próbie (poza szereg czasowy) obszar zmienności zmiennych objaśniających. Tym niemniej, jeśli nie nastąpi niemoŝliwa do przewidziana (tylko na podstawie samych szeregów czasowych) sytuacja, jak to miało miejsce w roku 1987 i 2009, prognozy liniowe, logarytmiczne i potęgowe są dostatecznie dokładne. Ich stosowanie ma jeszcze jeden istotny aspekt. Jeśli w ocenie ex post okaŝe się, Ŝe była niedopuszczalna, stanowi to istotną przesłankę do tego, Ŝe w samym ruchu drogowym lub/i jego otoczeniu nastąpiła istotna zmiana jakościowa mająca silny na niego wpływ. Natomiast ustalenie jaka to była zmiana nie mieści się w kategoriach prognozowania przynajmniej klasycznymi metodami trendu w odniesieniu do liczby wypadków i liczby ofiar wypadków. 5. BIBLIOGRAFIA [1] Rogowski A., Analiza przydatności klasycznych modeli trendu do prognozowania liczby wypadków, rannych i zabitych w ruchu drogowym w Polsce, Logistyka nr 3/2007 (Logistyka nauka, materiały IV Konferencji Naukowo- Technicznej Logitrans Logistyka, Systemy Transportowe, Bezpieczeństwo w Transporcie). [2] A. Rogowski, Prognozowanie bezpieczeństwa w ruchu drogowym w Polsce, Logistyka nr 3/2009 (Logistyka nauka, materiały VI Konferencji Naukowo-Technicznej Logitrans Logistyka, Systemy Transportowe, Bezpieczeństwo w Transporcie). [3] Rogowski A., Wykorzystanie analizy szeregów czasowych do budowy modeli i badania bezpieczeństwa systemów, etap III; Praca badawcza 2186/46/B, Politechnika Radomska, Radom [4] Rogowski A., Wykorzystanie analizy szeregów czasowych do budowy modeli i badania bezpieczeństwa systemów, etap IV; Praca badawcza 2186/46/B, Politechnika Radomska, Radom [5] Rogowski A., Metody matematyczne w analizie bezpieczeństwa ruchu drogowego w Polsce, etap I; Praca badawcza 2598/46/B, Politechnika Radomska, Radom [6] Zeliaś A., Pawełek B., Wanat St.: Prognozowanie ekonomiczne. Teoria. Przykłady. Zadania, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa [7] śurowska J., Prognozowanie przewozów. Modele. Metody. Przykłady, Wydawnictwo Politechniki Krakowskiej, Kraków
4 Tab. 2. Porównanie prognozy liczby ofiar śmiertelnych, rannych i wypadków w Polsce w ruchu drogowym na lata z danymi rzeczywistymi dla róŝnych modeli trendu konstruowanych w oparciu szeregi czasowe z lat i (prognozy a ) Parametry Liczba ofiar śmiertelnych modeli trendu a 0 a 1 a 2 prognozy/ % % % % % % trend liniowy , , , , , ,10 7, ,23698 trend liniowy-a , , , , , ,44 7, ,2168 trend logarytmiczny , , , , , ,82 7, ,9324 trend logarytmiczny -a , , , , , ,71 7, ,80935 trend paraboliczny , , , , , ,59 7, , , trend paraboliczny-a , , , , , ,08 7, , , trend potęgowy , , , , , ,62 2, ,14659 trend potęgowy-a , , , , , ,59 1, ,12957 trend wykładniczy , , , , , ,66 2, ,03757 trend wykładniczy-a , , , , , ,66 1, ,03496 trend hiperboliczny II , , , , , ,32 0, , trend hiperboliczny II-a , , , , , ,45 0, , Liczba rannych prognozy/ % % % % % % trend liniowy , , , , , ,96 81, ,33032 trend liniowy-a , , , , , ,16 76, ,8742 trend logarytmiczny , , , , , ,06 82, ,32185 trend logarytmiczny -a , , , , , ,32 76, ,64923 trend paraboliczny , , , , , ,75 86,1846-5, , trend paraboliczny-a , , , , , ,28 78, , , trend potęgowy , , , , , ,62 4, ,12947 trend potęgowy-a , , , , , ,55 4, ,09588 trend wykładniczy , , , , , ,79 4, ,03283 trend wykładniczy-a , , , , , ,60 4, ,02735 trend hiperboliczny II , , , , , ,23 0, , trend hiperboliczny II-a , , , , , ,90 0, , Liczba wypadków prognozy/ % % % % % % trend liniowy , , , , , ,91 65, ,95548 trend liniowy-a , , , , , ,14 61, ,59048 trend logarytmiczny , , , , , ,70 66, ,76621 trend logarytmiczny -a , , , , , ,10 61, ,56673 trend paraboliczny , , , , , ,04 68, , , trend paraboliczny-a , , , , , ,77 62,18-2, , trend potęgowy , , , , , ,43 4, ,13574 trend potęgowy-a , , , , , ,35 4, ,10136 trend wykładniczy , , , , , ,88 4, ,03471 trend wykładniczy-a , , , , , ,27 4, ,02931 trend hiperboliczny II , , , , , ,12 0, ,00062 trend hiperboliczny II-a , , , , , ,73 0, , Źródło: opracowanie własne na podstawie danych KG Policji. 2644
5 Tab. 3. Porównanie prognozy liczby ofiar śmiertelnych, rannych i wypadków w Polsce w ruchu drogowym na lata z danymi rzeczywistymi dla liniowych modeli trendu konstruowanych w oparciu szeregi czasowe długości od 9 do 3 prognozy kroczące Trend liniowy szereg długości 9 krocząca pro noza noza gnoza , , , , , , , , , , , , , , , , , ,86 Trend liniowy szereg długości 8 krocząca prorzeczy- wista rzeczy- noza noza gnoza wista , , , , , , , , , , , , , , , , , ,77 Trend liniowy szereg długości 7 krocząca wartoś ć wista rzeczy , , , , , , , , , , , , , , , , , ,71 Trend liniowy szereg długości 6 krocząca wista wista rzeczy- rzeczy , , , , , , , , , , , , , , , , , ,
6 Trend liniowy szereg długości 5 krocząca wista rzeczy , , , , , , , , , , , , , , , , , ,02 Trend liniowy szereg długości 4 krocząca wista wista rzeczy- rzeczy , , , , , , , , , , , , , , , , , ,79 Trend liniowy szereg długości 3 krocząca wista wista rzeczy- rzeczy , , , , , , , , , , , , , , , , , ,52 Źródło: opracowanie własne na podstawie danych KG Policji. 2646
7 Tab. 4. Porównanie prognozy liczby ofiar śmiertelnych, rannych i wypadków w Polsce w ruchu drogowym na lata z danymi rzeczywistymi dla logarytmicznych modeli trendu konstruowanych w oparciu szeregi czasowe długości od 9 do 3 prognozy kroczące Trend logarytmiczny szereg długości 9 krocząca , , , , , , , , , , , , , , , , , ,56 Trend logarytmiczny szereg długości 8 krocząca , , , , , , , , , , , , , , , , , ,33 Trend logarytmiczny szereg długości 7 krocząca , , , , , , , , , , , , , , , , , ,22 Trend logarytmiczny szereg długości 6 krocząca , , , , , , , , , , , , , , , , , ,
8 Trend logarytmiczny szereg długości 5 krocząca wista rzeczy , , , , , , , , , , , , , , , , , ,04 Trend logarytmiczny szereg długości 4 krocząca wista wista rzeczy- rzeczy , , , , , , , , , , , , , , , , , ,53 Trend logarytmiczny szereg długości 3 krocząca , , , , , , , , , , , , , , , , , ,63 Źródło: opracowanie własne na podstawie danych KG Policji. 2648
3. Modele tendencji czasowej w prognozowaniu
II Modele tendencji czasowej w prognozowaniu 1 Składniki szeregu czasowego W teorii szeregów czasowych wyróżnia się zwykle następujące składowe szeregu czasowego: a) składowa systematyczna; b) składowa
Prognozowanie wartości wskaźników poziomu motoryzacji dla wybranych miast w Polsce
URCZYŃKI Jan AMITOWKA Wioleta rognozowanie wartości wskaźników poziomu motoryzacji dla wybranych miast w olsce treszczenie W pracy rozpatrzono przydatność klasycznej metody tendencji rozwojowej do prognozowania
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
PROGNOZOWANIE CENY OGÓRKA SZKLARNIOWEGO ZA POMOCĄ SIECI NEURONOWYCH
InŜynieria Rolnicza 14/2005 Sławomir Francik Katedra InŜynierii Mechanicznej i Agrofizyki Akademia Rolnicza w Krakowie PROGNOZOWANIE CENY OGÓRKA SZKLARNIOWEGO ZA POMOCĄ SIECI NEURONOWYCH Streszczenie W
PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 1 AUTOR: MARTYNA MALAK PROGNOZOWANIE I SYMULACJE EXCEL 1 AUTOR: MARTYNA MALAK
1 PROGNOZOWANIE I SYMULACJE 2 http://www.outcome-seo.pl/excel1.xls DODATEK SOLVER WERSJE EXCELA 5.0, 95, 97, 2000, 2002/XP i 2003. 3 Dodatek Solver jest dostępny w menu Narzędzia. Jeżeli Solver nie jest
Dopasowywanie modelu do danych
Tematyka wykładu dopasowanie modelu trendu do danych; wybrane rodzaje modeli trendu i ich właściwości; dopasowanie modeli do danych za pomocą narzędzi wykresów liniowych (wykresów rozrzutu) programu STATISTICA;
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
Ekonometria. Modele dynamiczne. Paweł Cibis 27 kwietnia 2006
Modele dynamiczne Paweł Cibis pcibis@o2.pl 27 kwietnia 2006 1 Wyodrębnianie tendencji rozwojowej 2 Etap I Wyodrębnienie tendencji rozwojowej Etap II Uwolnienie wyrazów szeregu empirycznego od trendu Etap
Ćwiczenia IV
Ćwiczenia IV - 17.10.2007 1. Spośród podanych macierzy X wskaż te, których nie można wykorzystać do estymacji MNK parametrów modelu ekonometrycznego postaci y = β 0 + β 1 x 1 + β 2 x 2 + ε 2. Na podstawie
PROGNOZOWANIE RENTOWNOŚCI PRODUKCJI WĘGLA KAMIENNEGO Z WYKORZYSTANIEM MODELU KOMPUTEROWEGO
PROGNOZOWANIE RENTOWNOŚCI PRODUKCJI WĘGLA KAMIENNEGO Z WYKORZYSTANIEM MODELU KOMPUTEROWEGO Jolanta BIJAŃSKA, Krzysztof WODARSKI Streszczenie: W artykule przedstawiono model komputerowy, który został opracowany
FORECASTING THE DISTRIBUTION OF AMOUNT OF UNEMPLOYED BY THE REGIONS
FOLIA UNIVERSITATIS AGRICULTURAE STETINENSIS Folia Univ. Agric. Stetin. 007, Oeconomica 54 (47), 73 80 Mateusz GOC PROGNOZOWANIE ROZKŁADÓW LICZBY BEZROBOTNYCH WEDŁUG MIAST I POWIATÓW FORECASTING THE DISTRIBUTION
Ćwiczenie 5 PROGNOZOWANIE
Ćwiczenie 5 PROGNOZOWANIE Prognozowanie jest procesem przewidywania przyszłych zdarzeń. Obszary zastosowań prognozowania obejmują np. analizę danych giełdowych, przewidywanie zapotrzebowania na pracowników,
Prognozowanie na podstawie modelu ekonometrycznego
Prognozowanie na podstawie modelu ekonometrycznego Przykład. Firma usługowa świadcząca usługi doradcze w ostatnich kwartałach (t) odnotowała wynik finansowy (yt - tys. zł), obsługując liczbę klientów (x1t)
Projekcja wyników ekonomicznych produkcji mleka na 2020 rok. Seminarium, IERiGŻ-PIB, r. mgr Konrad Jabłoński
Projekcja wyników ekonomicznych produkcji mleka na 2020 rok Seminarium, IERiGŻ-PIB, 02.09.2016 r. mgr Konrad Jabłoński Plan prezentacji 1. Cel badań 2. Metodyka badań 3. Projekcja wyników ekonomicznych
Rekurencje. Jeśli algorytm zawiera wywołanie samego siebie, jego czas działania moŝe być określony rekurencją. Przykład: sortowanie przez scalanie:
Rekurencje Jeśli algorytm zawiera wywołanie samego siebie, jego czas działania moŝe być określony rekurencją. Przykład: sortowanie przez scalanie: T(n) = Θ(1) (dla n = 1) T(n) = 2 T(n/2) + Θ(n) (dla n
3. Analiza własności szeregu czasowego i wybór typu modelu
3. Analiza własności szeregu czasowego i wybór typu modelu 1. Metody analizy własności szeregu czasowego obserwacji 1.1. Analiza wykresu szeregu czasowego 1.2. Analiza statystyk opisowych zmiennej prognozowanej
Wiadomości ogólne o ekonometrii
Wiadomości ogólne o ekonometrii Materiały zostały przygotowane w oparciu o podręcznik Ekonometria Wybrane Zagadnienia, którego autorami są: Bolesław Borkowski, Hanna Dudek oraz Wiesław Szczęsny. Ekonometria
K wartość kapitału zaangażowanego w proces produkcji, w tys. jp.
Sprawdzian 2. Zadanie 1. Za pomocą KMNK oszacowano następującą funkcję produkcji: Gdzie: P wartość produkcji, w tys. jp (jednostek pieniężnych) K wartość kapitału zaangażowanego w proces produkcji, w tys.
Rozkład prędkości statków na torze wodnym Szczecin - Świnoujście
KASYK Lech 1 Rozkład prędkości statków na torze wodnym Szczecin - Świnoujście Tor wodny, strumień ruchu, Zmienna losowa, Rozkłady dwunormalne Streszczenie W niniejszym artykule przeanalizowano prędkości
APROKSYMACJA ZJAWISK RYNKOWYCH NARZĘDZIEM WSPOMAGAJĄCYM PODEJMOWANIE DECYZJI
APROKSYMACJA ZJAWISK RYNKOWYCH NARZĘDZIEM WSPOMAGAJĄCYM PODEJMOWANIE DECYZJI Łukasz MACH Streszczenie: W artykule przedstawiono wybrane aspekty prognozowania czynników istotnie określających sytuację na
Analiza stanu bezpieczeństwa ruchu drogowego w regionie radomskim w latach 2002 2010
21 Mirosław Gidlewski Leszek Jemioł Politechnika Radomska, Wydział Mechaniczny, Instytut Eksploatacji Pojazdów i Maszyn Analiza stanu bezpieczeństwa ruchu drogowego w regionie radomskim w latach 2002 2010
ŚREDNI BŁĄD PROGNOZOWANIA DLA METODY EKSTRAPOLACJI PRZYROSTU EMPIRYCZNEGO
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 3 4 006 Bogusław GUZIK ŚREDNI BŁĄD PROGNOZOWANIA DLA METODY EKSTRAPOLACJI PRZYROSTU EMPIRYCZNEGO W artykule sformułowano standardowy układ założeń stochastycznych
Prognozowanie i Symulacje. Wykład I. Matematyczne metody prognozowania
Prognozowanie i Symulacje. Wykład I. e-mail:e.kozlovski@pollub.pl Spis treści Szeregi czasowe 1 Szeregi czasowe 2 3 Szeregi czasowe Definicja 1 Szereg czasowy jest to proces stochastyczny z czasem dyskretnym
Prognozowanie popytu. mgr inż. Michał Adamczak
Prognozowanie popytu mgr inż. Michał Adamczak Plan prezentacji 1. Definicja prognozy 2. Klasyfikacja prognoz 3. Szereg czasowy 4. Metody prognozowania 4.1. Model naiwny 4.2. Modele średniej arytmetycznej
4. Średnia i autoregresja zmiennej prognozowanej
4. Średnia i autoregresja zmiennej prognozowanej 1. Średnia w próbie uczącej Własności: y = y = 1 N y = y t = 1, 2, T s = s = 1 N 1 y y R = 0 v = s 1 +, 2. Przykład. Miesięczna sprzedaż żelazek (szt.)
Analiza stanu bezpieczeństwa ruchu drogowego w regionie radomskim na tle Mazowsza i Polski w ostatnich 10 latach
GIDLEWSKI Mirosław 1 JEMIOŁ Leszek 2 Analiza stanu bezpieczeństwa ruchu drogowego w regionie radomskim na tle Mazowsza i Polski w ostatnich 10 latach Region radomski, bezpieczeństwo ruchu drogowego, wypadki
Wprowadzenie do teorii prognozowania
Wprowadzenie do teorii prognozowania I Pojęcia: 1. Prognoza i zmienna prognozowana (przedmiot prognozy). Prognoza punktowa i przedziałowa. 2. Okres prognozy i horyzont prognozy. Prognozy krótkoterminowe
Metody Prognozowania
Wprowadzenie Ewa Bielińska 3 października 2007 Plan 1 Wprowadzenie Czym jest prognozowanie Historia 2 Ciągi czasowe Postępowanie prognostyczne i prognozowanie Predykcja długo- i krótko-terminowa Rodzaje
TRANSCOMP XV INTERNATIONAL CONFERENCE COMPUTER SYSTEMS AIDED SCIENCE, INDUSTRY AND TRANSPORT
TRANSCOMP XV INTERNATIONAL CONFERENCE COMPUTER SYSTEMS AIDED SCIENCE, INDUSTRY AND TRANSPORT Mirosław GIDLEWSKI 1 Leszek JEMIOŁ 2 Droga krajowa nr 7, bezpieczeństwo ruchu drogowego, wypadki drogowe, ofiary
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
WYBRANE ASPEKTY PROGNOZOWANIA Z WYKORZYSTANIEM KLASYCZNYCH MODELI TRENDU
STUDIA I PRACE WYDZIAŁU NAUK EKONOMICZNYCH I ZARZĄDZANIA NR 36 Jan Purczyński * Uniwersytet Szczeciński WYBRANE ASPEKTY PROGNOZOWANIA Z WYKORZYSTANIEM KLASYCZNYCH MODELI TRENDU STRESZCZENIE W artykule
Populacja generalna (zbiorowość generalna) zbiór obejmujący wszystkie elementy będące przedmiotem badań Próba (podzbiór zbiorowości generalnej) część
Populacja generalna (zbiorowość generalna) zbiór obejmujący wszystkie elementy będące przedmiotem badań Próba (podzbiór zbiorowości generalnej) część populacji, którą podaje się badaniu statystycznemu
SPRAWDZIAN NR 1 ROBERT KOPERCZAK, ID studenta : k4342
TECHNIKI ANALITYCZNE W BIZNESIE SPRAWDZIAN NR 1 Autor pracy ROBERT KOPERCZAK, ID studenta : k4342 Kraków, 22 Grudnia 2009 2 Spis treści 1 Zadanie 1... 3 1.1 Szereg rozdzielczy wag kobiałek.... 4 1.2 Histogram
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
Instrukcja użytkownika programu
Instrukcja użytkownika programu Autorem części wzorów (metody przybliżone dla trendu wykładniczego i potęgowego) jest prof. zw. dr hab. inż. Jan Purczyński z Katedry Metod Ilościowych Uniwersytetu Szczecińskiego.
Estymacja parametrów modeli liniowych oraz ocena jakości dopasowania modeli do danych empirycznych
Estymacja parametrów modeli liniowych oraz ocena jakości dopasowania modeli do danych empirycznych 3.1. Estymacja parametrów i ocena dopasowania modeli z jedną zmienną 23. Właściciel komisu w celu zbadania
BADANIA ZRÓŻNICOWANIA RYZYKA WYPADKÓW PRZY PRACY NA PRZYKŁADZIE ANALIZY STATYSTYKI WYPADKÓW DLA BRANŻY GÓRNICTWA I POLSKI
14 BADANIA ZRÓŻNICOWANIA RYZYKA WYPADKÓW PRZY PRACY NA PRZYKŁADZIE ANALIZY STATYSTYKI WYPADKÓW DLA BRANŻY GÓRNICTWA I POLSKI 14.1 WSTĘP Ogólne wymagania prawne dotyczące przy pracy określają m.in. przepisy
Co to jest analiza regresji?
Co to jest analiza regresji? Celem analizy regresji jest badanie związków pomiędzy wieloma zmiennymi niezależnymi (objaśniającymi) a zmienną zależną (objaśnianą), która musi mieć charakter liczbowy. W
Statystyka w pracy badawczej nauczyciela Wykład 4: Analiza współzależności. dr inż. Walery Susłow walery.suslow@ie.tu.koszalin.pl
Statystyka w pracy badawczej nauczyciela Wykład 4: Analiza współzależności dr inż. Walery Susłow walery.suslow@ie.tu.koszalin.pl Statystyczna teoria korelacji i regresji (1) Jest to dział statystyki zajmujący
Projekt zaliczeniowy z Ekonometrii i prognozowania Wyższa Szkoła Bankowa w Toruniu 2014/2015
Projekt zaliczeniowy z Ekonometrii i prognozowania Wyższa Szkoła Bankowa w Toruniu 2014/2015 Nr indeksu... Imię i Nazwisko... Nr grupy ćwiczeniowej... Imię i Nazwisko prowadzącego... 1. Specyfikacja modelu
EKONOMETRYCZNA PROGNOZA ODPŁYWÓW Z BEZROBOCIA
EKONOMETRYCZNA PROGNOZA ODPŁYWÓW Z BEZROBOCIA W OPARCIU O KONCEPCJĘ FUNKCJI DOPASOWAŃ Adam Kowol 2 1. Sformułowanie zadania prognostycznego Celem niniejszej pracy jest próba prognozy kształtowania się
Projekt zaliczeniowy z Ekonometrii i prognozowania Wyższa Szkoła Bankowa w Toruniu 2017/2018
Projekt zaliczeniowy z Ekonometrii i prognozowania Wyższa Szkoła Bankowa w Toruniu 2017/2018 Nr indeksu... Imię i Nazwisko... Nr grupy ćwiczeniowej... Imię i Nazwisko prowadzącego... 1. Specyfikacja modelu
O LICZBIE ABONENTÓW TELEFONII KOMÓRKOWEJ W POLSCE ZDANIEM TRZECH STATYSTYKÓW
Rafał Czyżycki, Marcin Hundert, Rafał Klóska Wydział Zarządzania i Ekonomiki Usług Uniwersytet Szczeciński O LICZBIE ABONENTÓW TELEFONII KOMÓRKOWEJ W POLSCE ZDANIEM TRZECH STATYSTYKÓW Wprowadzenie Poruszana
Barometr Finansów Banków (BaFiB) propozycja badania koniunktury w sektorze bankowym
Jacek Batóg Uniwersytet Szczeciński Barometr Finansów Banków (BaFiB) propozycja badania koniunktury w sektorze bankowym Jednym z ważniejszych elementów każdej gospodarki jest system bankowy. Znaczenie
TOM I Aglomeracja warszawska
Biuro Studiów i Pomiarów Proekologicznych EKOMETRIA Sp. z o.o. 80-299 Gdańsk, ul. Orfeusza 2 tel. (058) 30-42-53, fax (058) 30-42-52 Informacje uzupełniające do PROGRAMÓW OCHRONY POWIETRZA dla stref województwa
Matura z matematyki?- MATURALNIE, Ŝe ZDAM! Zadania treningowe klasa I III ETAP
Matura z matematyki?- MATURALNIE, Ŝe ZDAM! Zadania treningowe klasa I III ETAP I Zadania zamknięte (pkt) Zadanie Liczba - jest miejscem zerowym funkcji liniowej = x + B. f ( x) = x C. f ( x) = x + D. f
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:
Statystyka matematyczna i ekonometria
Statystyka matematyczna i ekonometria Wykład 9 Anna Skowrońska-Szmer lato 2016/2017 Ekonometria (Gładysz B., Mercik J., Modelowanie ekonometryczne. Studium przypadku, Wydawnictwo PWr., Wrocław 2004.) 2
Napisz program, który dla podanej na standardowym wejściu temperatury w stopniach Fahrenheita wypisze temperaturę w stopniach Celsjusza.
ZADANIE 1 Stopnie Napisz program, który dla podanej na standardowym wejściu temperatury w stopniach Fahrenheita wypisze temperaturę w stopniach Celsjusza. MoŜesz wykorzystać wzór: C = 5 / 9 ( F - 32 )
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.
KARTA CHARAKTERYSTYKI PROFILU DYPLOMOWANIA
POLITECHNIKA KRAKOWSKA Instytut InŜynierii Drogowej i Kolejowej Studia stacjonarne I stopnia kierunek TRANSPORT KARTA CHARAKTERYSTYKI PROFILU DYPLOMOWANIA Nazwa profilu: Planowanie rozwoju systemów transportowych
Teoria błędów pomiarów geodezyjnych
PodstawyGeodezji Teoria błędów pomiarów geodezyjnych mgr inŝ. Geodeta Tomasz Miszczak e-mail: tomasz@miszczak.waw.pl Wyniki pomiarów geodezyjnych będące obserwacjami (L1, L2,, Ln) nigdy nie są bezbłędne.
Statystyka hydrologiczna i prawdopodobieństwo zjawisk hydrologicznych.
Statystyka hydrologiczna i prawdopodobieństwo zjawisk hydrologicznych. Statystyka zajmuje się prawidłowościami zaistniałych zdarzeń. Teoria prawdopodobieństwa dotyczy przewidywania, jak często mogą zajść
Budowa sztucznych sieci neuronowych do prognozowania. Przykład jednostek uczestnictwa otwartego funduszu inwestycyjnego
Budowa sztucznych sieci neuronowych do prognozowania. Przykład jednostek uczestnictwa otwartego funduszu inwestycyjnego Dorota Witkowska Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie Wprowadzenie Sztuczne
Analiza sezonowości. Sezonowość może mieć charakter addytywny lub multiplikatywny
Analiza sezonowości Wiele zjawisk charakteryzuje się nie tylko trendem i wahaniami przypadkowymi, lecz także pewną sezonowością. Występowanie wahań sezonowych może mieć charakter kwartalny, miesięczny,
Wstęp do rachunku prawdopodobieństwa. Cz. 1 / William Feller. wyd. 6, dodr. 4. Warszawa, Spis treści
Wstęp do rachunku prawdopodobieństwa. Cz. 1 / William Feller. wyd. 6, dodr. 4. Warszawa, 2012 Spis treści Od Wydawnictwa 5 Z przedmowy autora do wydania pierwszego 7 Z przedmowy autora do wydania drugiego
Ćwiczenie nr 2: ZaleŜność okresu drgań wahadła od amplitudy
Wydział PRACOWNIA FIZYCZNA WFiIS AGH Imię i nazwisko 1. 2. Temat: Rok Grupa Zespół Nr ćwiczenia Data wykonania Data oddania Zwrot do popr. Data oddania Data zaliczenia OCENA Ćwiczenie nr 2: ZaleŜność okresu
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
URZĄD MARSZAŁKOWSKI WOJEWÓDZTWA OPOLSKIEGO DEPARTAMENT POLITYKI REGIONALNEJ I PRZESTRZENNEJ Referat Ewaluacji
URZĄD MARSZAŁKOWSKI WOJEWÓDZTWA OPOLSKIEGO DEPARTAMENT POLITYKI REGIONALNEJ I PRZESTRZENNEJ Referat Ewaluacji Ocena efektu makroekonomicznego Regionalnego Programu Operacyjnego Województwa Opolskiego na
Teoretyczne podstawy analizy indeksowej klasyfikacja indeksów, konstrukcja, zastosowanie
Teoretyczne podstawy analizy indeksowej klasyfikacja indeksów, konstrukcja, zastosowanie Szkolenie dla pracowników Urzędu Statystycznego nt. Wybrane metody statystyczne w analizach makroekonomicznych dr
R-PEARSONA Zależność liniowa
R-PEARSONA Zależność liniowa Interpretacja wyników: wraz ze wzrostem wartości jednej zmiennej (np. zarobków) liniowo rosną wartości drugiej zmiennej (np. kwoty przeznaczanej na wakacje) czyli np. im wyższe
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
Arkadiusz Manikowski Zbigniew Tarapata. Prognozowanie i symulacja rozwoju przedsiębiorstw
Arkadiusz Manikowski Zbigniew Tarapata Prognozowanie i symulacja rozwoju przedsiębiorstw Warszawa 2002 Recenzenci doc. dr. inż. Ryszard Mizera skład i Łamanie mgr. inż Ignacy Nyka PROJEKT OKŁADKI GrafComp,
STAN OBECNY I PERSPEKTYWY ROZWOJU LICZBY ABONENTÓW TELEFONII KOMÓRKOWEJ W POLSCE W UJĘCIU STATYSTYCZNYM
ZESZYTY NAUKOWE UNIWERSYTETU SZCZECIŃSKIEGO NR 544 EKONOMICZNE PROBLEMY USŁUG NR 35 2009 RAFAŁ CZYŻYCKI, RAFAŁ KLÓSKA Uniwersytet Szczeciński STAN OBECNY I PERSPEKTYWY ROZWOJU LICZBY ABONENTÓW TELEFONII
Zad. 4 Należy określić rodzaj testu (jedno czy dwustronny) oraz wartości krytyczne z lub t dla określonych hipotez i ich poziomów istotności:
Zadania ze statystyki cz. 7. Zad.1 Z populacji wyłoniono próbę wielkości 64 jednostek. Średnia arytmetyczna wartość cechy wyniosła 110, zaś odchylenie standardowe 16. Należy wyznaczyć przedział ufności
Wnioskowanie statystyczne. Statystyka w 5
Wnioskowanie statystyczne tatystyka w 5 Rozkłady statystyk z próby Próba losowa pobrana z populacji stanowi realizacje zmiennej losowej jak ciąg zmiennych losowych (X, X,... X ) niezależnych i mających
Wykład 5. Opis struktury zbiorowości. 1. Miary asymetrii.
Wykład 5. Opis struktury zbiorowości 1. Miary asymetrii. 2. Miary koncentracji. Przykład Zbadano stawkę godzinową (w zł) pracowników dwóch branŝ, otrzymując następujące charakterysty ki liczbowe: Stawka
OCENA DIAGNOSTYCZNA STANU TECHNICZNEGO POJAZDÓW SAMOCHODOWYCH W WYBRANEJ STACJI DIAGNOSTYCZNEJ
Stanisław WALUSIAK Wiktor PIETRZYK Andrzej SUMOREK OCENA DIAGNOSTYCZNA STANU TECHNICZNEGO POJAZDÓW SAMOCHODOWYCH W WYBRANEJ STACJI DIAGNOSTYCZNEJ The diagnostic evaluation of technical status of automotive
Odbicie na rynku nieruchomości
Raporty i analizy Odbicie na rynku nieruchomości W III kwartale 2009 r. obserwowaliśmy na rynku nieruchomości stosunkowo duŝe oŝywienie. Większość współpracujących z portalem KRN.pl pośredników potwierdza,
Zarządzanie ryzykiem. Opracował: Dr inŝ. Tomasz Zieliński
Zarządzanie ryzykiem Opracował: Dr inŝ. Tomasz Zieliński I. OGÓLNE INFORMACJE O PRZEDMIOCIE Cel przedmiotu: Celem przedmiotu jest zaprezentowanie studentom podstawowych pojęć z zakresu ryzyka w działalności
1. Znajdowanie miejsca zerowego funkcji metodą bisekcji.
1. Znajdowanie miejsca zerowego funkcji metodą bisekcji. Matematyczna funkcja f ma być określona w programie w oddzielnej funkcji języka C (tak, aby moŝna było łatwo ją zmieniać). Przykładowa funkcja to:
Zagadnienie 1: Prognozowanie za pomocą modeli liniowych i kwadratowych przy wykorzystaniu Analizy regresji wielorakiej w programie STATISTICA
Zagadnienie 1: Prognozowanie za pomocą modeli liniowych i kwadratowych przy wykorzystaniu Analizy regresji wielorakiej w programie STATISTICA Zadanie 1 (Plik danych: Transport w Polsce (1990-2015)) Na
Objaśnienia wartości przyjętych w Wieloletniej Prognozie Finansowej na lata 2012 2039 Gminy Miasta Radomia.
Objaśnienia wartości przyjętych w Wieloletniej Prognozie Finansowej na lata 2012 2039 Gminy Miasta Radomia. Za bazę do opracowania Wieloletniej Prognozy Finansowej na kolejne lata przyjęto projekt budŝetu
Ocena działalności przedsiębiorstwa z zastosowaniem wybranych metod ilościowych
Grażyna Karmowska Zakład Analizy Systemowej Akademia Rolnicza w Szczecinie Ocena działalności przedsiębiorstwa z zastosowaniem wybranych metod ilościowych Wstęp Jednym z podstawowych sposobów oceny podejmowanych
A.Światkowski. Wroclaw University of Economics. Working paper
A.Światkowski Wroclaw University of Economics Working paper 1 Planowanie sprzedaży na przykładzie przedsiębiorstwa z branży deweloperskiej Cel pracy: Zaplanowanie sprzedaży spółki na rok 2012 Słowa kluczowe:
Streszczenie. Słowa kluczowe: towary paczkowane, statystyczna analiza procesu SPC
Waldemar Samociuk Katedra Podstaw Techniki Akademia Rolnicza w Lublinie MONITOROWANIE PROCESU WAśENIA ZA POMOCĄ KART KONTROLNYCH Streszczenie Przedstawiono przykład analizy procesu pakowania. Ocenę procesu
Ekonometria ćwiczenia 3. Prowadzący: Sebastian Czarnota
Ekonometria ćwiczenia 3 Prowadzący: Sebastian Czarnota Strona - niezbędnik http://sebastianczarnota.com/sgh/ Normalność rozkładu składnika losowego Brak normalności rozkładu nie odbija się na jakości otrzymywanych
Ekonometria. 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
DOBÓR PRÓBY. Czyli kogo badać?
DOBÓR PRÓBY Czyli kogo badać? DZISIAJ METODĄ PRACY Z TEKSTEM I INNYMI Po co dobieramy próbę? Czym róŝni się próba od populacji? Na czym polega reprezentatywność statystyczna? Podstawowe zasady doboru próby
23 Zagadnienia - Prognozowanie i symulacje
1. WYJAŚNIJ POJĘCIE PROGNOZY I OMÓW PODSTAWOWE PEŁNIONE PRZEZ PROGNOZĘ FUNKCJE. Prognoza - jest to sąd dotyczący przyszłej wartości pewnego zjawiska o następujących właściwościach: jest sformułowany w
STATYSTYKA MATEMATYCZNA. rachunek prawdopodobieństwa
STATYSTYKA MATEMATYCZNA rachunek prawdopodobieństwa treść Zdarzenia losowe pojęcie prawdopodobieństwa prawo wielkich liczb zmienne losowe rozkłady teoretyczne zmiennych losowych Zanim zajmiemy się wnioskowaniem
Regresja wielokrotna jest metodą statystyczną, w której oceniamy wpływ wielu zmiennych niezależnych (X1, X2, X3,...) na zmienną zależną (Y).
Statystyka i opracowanie danych Ćwiczenia 12 Izabela Olejarczyk - Wożeńska AGH, WIMiIP, KISIM REGRESJA WIELORAKA Regresja wielokrotna jest metodą statystyczną, w której oceniamy wpływ wielu zmiennych niezależnych
Statystyka i Analiza Danych
Warsztaty Statystyka i Analiza Danych Gdańsk, 20-22 lutego 2014 Zastosowania wybranych technik regresyjnych do modelowania współzależności zjawisk Janusz Wątroba StatSoft Polska Centrum Zastosowań Matematyki
SZCZEGÓLNE ROZWAśANIA NAD UŚREDNIONYMI POMIARAMI Special Considerations for Averaged Measurements
UŚREDNIANIE PARAMETRÓW KaŜda funkcja analiz częstotliwości (funkcja Vis w LabVIEW posiada moŝliwość uśredniania. Kontrola uśredniania parametrów w analizie częstotliwościowej VIs określa, jak uśrednione
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
Egzamin ze Statystyki, Studia Licencjackie Stacjonarne czerwiec 2007 Temat A
(imię, nazwisko, nr albumu).. Przy rozwiązywaniu zadań, jeśli to konieczne, naleŝy przyjąć poziom istotności 0,01 i współczynnik ufności 0,95. Zadanie 1 W 005 roku przeprowadzono badanie ankietowe, którego
Przykład 2. Stopa bezrobocia
Przykład 2 Stopa bezrobocia Stopa bezrobocia. Komentarz: model ekonometryczny stopy bezrobocia w Polsce jest modelem nieliniowym autoregresyjnym. Podobnie jak model podaŝy pieniądza zbudowany został w
5. Model sezonowości i autoregresji zmiennej prognozowanej
5. Model sezonowości i autoregresji zmiennej prognozowanej 1. Model Sezonowości kwartalnej i autoregresji zmiennej prognozowanej (rząd istotnej autokorelacji K = 1) Szacowana postać: y = c Q + ρ y, t =
Charakterystyki liczbowe (estymatory i parametry), które pozwalają opisać właściwości rozkładu badanej cechy (zmiennej)
Charakterystyki liczbowe (estymatory i parametry), które pozwalają opisać właściwości rozkładu badanej cechy (zmiennej) 1 Podział ze względu na zakres danych użytych do wyznaczenia miary Miary opisujące
Wykład 10 Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średn
Wykład 10 Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średniej Wrocław, 21 grudnia 2016r Przedział ufności Niech będzie dana próba X 1, X 2,..., X n z rozkładu P θ, θ Θ. Definicja 10.1 Przedziałem
Ocena postaw przedsiębiorstw na temat doskonalenia jakości świadczonych usług logistycznych w zakresie transportu chłodniczego
UWAGA UWAGA Poniższy artykuł jest jedynie polskim tłumaczeniem artykułu dr. inż. Teresy Gajewskiej pt. Assessment of companies attitudes connected with perfection of quality logistics services in refrigerated,
PLAN WYNIKOWY DLA KLASY DRUGIEJ POZIOM PODSTAWOWY I ROZSZERZONY. I. Proste na płaszczyźnie (15 godz.)
PLAN WYNIKOWY DLA KLASY DRUGIEJ POZIOM PODSTAWOWY I ROZSZERZONY I. Proste na płaszczyźnie (15 godz.) Równanie prostej w postaci ogólnej Wzajemne połoŝenie dwóch prostych Nierówność liniowa z dwiema niewiadomymi
JAK WYZNACZA SIĘ PARAMETRY WALIDACYJNE
JAK WYZNACZA SIĘ PARAMETRY WALIDACYJNE 1 Dokładność i poprawność Dr hab. inż. Piotr KONIECZKA Katedra Chemii Analitycznej Wydział Chemiczny Politechnika Gdańska ul. G. Narutowicza 11/12 80-233 GDAŃSK e-mail:
-> Średnia arytmetyczna (5) (4) ->Kwartyl dolny, mediana, kwartyl górny, moda - analogicznie jak
Wzory dla szeregu szczegółowego: Wzory dla szeregu rozdzielczego punktowego: ->Średnia arytmetyczna ważona -> Średnia arytmetyczna (5) ->Średnia harmoniczna (1) ->Średnia harmoniczna (6) (2) ->Średnia
WYKORZYSTANIE SZTUCZNYCH SIECI NEURONOWYCH W PROGNOZOWANIU
WYKORZYSTANIE SZTUCZNYCH SIECI NEURONOWYCH W PROGNOZOWANIU THE USE OF ARTIFICIAL NEURAL NETWORKS IN FORECASTING Konrad BAJDA, Sebastian PIRÓG Resume Artykuł opisuje wykorzystanie sztucznych sieci neuronowych
W kolejnym kroku należy ustalić liczbę przedziałów k. W tym celu należy wykorzystać jeden ze wzorów:
Na dzisiejszym wykładzie omówimy najważniejsze charakterystyki liczbowe występujące w statystyce opisowej. Poszczególne wzory będziemy podawać w miarę potrzeby w trzech postaciach: dla szeregu szczegółowego,
Prognozowanie cen surowców w rolnych na podstawie szeregów w czasowych
Prognozowanie cen surowców w rolnych na podstawie szeregów w czasowych Mariusz Hamulczuk Pułtusk 06.12.1011 Wprowadzenie Przewidywanie a prognozowanie Metoda prognozowania rodzaje metod i prognoz Czy moŝna
Zastosowanie modelu regresji logistycznej w ocenie ryzyka ubezpieczeniowego. Łukasz Kończyk WMS AGH
Zastosowanie modelu regresji logistycznej w ocenie ryzyka ubezpieczeniowego Łukasz Kończyk WMS AGH Plan prezentacji Model regresji liniowej Uogólniony model liniowy (GLM) Ryzyko ubezpieczeniowe Przykład
Statystyka. Wykład 9. Magdalena Alama-Bućko. 24 kwietnia Magdalena Alama-Bućko Statystyka 24 kwietnia / 34
Statystyka Wykład 9 Magdalena Alama-Bućko 24 kwietnia 2017 Magdalena Alama-Bućko Statystyka 24 kwietnia 2017 1 / 34 Tematyka zajęć: Wprowadzenie do statystyki. Analiza struktury zbiorowości miary położenia
FACES IV David H. Olson, Ph.D.
FACES IV ANALIZA DANYCH Z UśYCIEM WYNIKÓW FACES IV David H. Olson, Ph.D. 2010 Life Innovations P.O. Box 190 Minneapolis, MN 55440 www.facesiv.com ANALIZA DANYCH Z UśYCIEM WYNIKÓW FACES IV Główne hipotezy