J.Bajer, R.Iwanejko,J.Kapcia, Niezawodność systemów wodociagowych i kanalizacyjnych w zadaniach, Politechnika Krakowska, 123(2006).
|
|
- Magdalena Wrona
- 7 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Większość zadań pochodzi z podręcznika: J.Bajer, R.Iwanejko,J.Kapcia, Niezawodność systemów wodociagowych i kanalizacyjnych w zadaniach, Politechnika Krakowska, 123(2006).
2 Elementy nieodnawialne.
3 Wskaźniki, zakładajac rozkład wykładniczy dla niezawodności. λ(t) = λ 0, R(t) = e λ 0 t, Q(t) = 1 e λ 0 t, f (t) = λ 0 e λ 0 t, Λ(t) = λ 0 t, T S = 1 λ, t γ = 1 λ 0 ln 100 γ.
4 Zadanie 1 Intensywność uszkodzeń nienaprawialnego chloratora wynosi 10 6 [1/h]. Określ prawdopodobieństwo jego bezuszkodzeniowej pracy w czasie 10000[h].
5 Zadanie 2 W studni wierconej zainstalowano elektroniczny sterownik awaryjnego wyłaczania głębinowego agregatu pompowego, zabezpieczajacy go przed suchobiegiem. Producent określił średni czas bezawaryjnej pracy sterownika na 5 lat, udzielił na niego 2 letniej gwarancji. Traktujac sterownik jako element nieodnawialny oblicz prawdopodobieństwo zdatności elementu przez okres gwarancji.
6 Zadanie 3 Wiadomo, że prawdopodobieństwo zdatności do pracy pewnego elementu nieodnawialnego przez okres co najmniej 5000[h] wynosi 98, 75%. Zakładajac, że element charakteryzuje się brakiem pamięci (można założyć rozkład typu wykładniczego) oblicz prawdopodobieństwo zdatności przez okres 10000[h]. Oblicz również średni czas bezuszkodzeniowej pracy.
7 Zadanie 4 Zakładajac intensywność uszkodzeń λ = 10 5 [1/h] elementu nieodnawialnego oblicz o ile procent należy zwiększyć cenę w stosunku do kosztu produkcji aby zamortyzować koszty rocznej gwarancji.
8 Zadanie 5 Zakładajac brak pamięci, wyznacz 75% zasób pracy elementów, dla których średni czas pracy wynosi 5000[h].
9 Elementy odnawialne.
10 Miary niezawodności elementów nieodnawialnych (w nawiasach wartości przy rozkładzie wykładniczym.) średni czas sprawności T ps = E(T p ), (= 1 λ ) średni czas odnowy T ns = E(T n ), (= 1 µ ) określany gdy jest to czas znaczacy, stacjonarny wskaźnik gotowości K = też niezawodnościa), zawodność U = 1 K = Tns T ps+t ns, Tps T ps+t ns (nazywany wskaźnik gotowości operacyjnej K 0 ( t) = K P(T t). niestacjonarny wskaźnik gotowości (określany tylko w przypadku wykładniczym) K (t) = µ 0+λ 0 e (µ 0 +λ 0 )t µ 0 +λ 0.
11 Zadanie 1 Dane sa agregat pompowy (AP) i zasuwa odcinajaca (ZO). Znane sa dla nich średnie czasy sprawności i niesprawności T p (AP) = 4lata, T p (ZO) = 2lata, T n (AP) = 40[h], T n (ZO) = 16[h]. Który z tych elementów charakteryzuje się wyższa niezawodnościa.
12 Zadanie 2 Dla pewnego typu obiektów odnawialnych czas pracy pomiędzy uszkodzeniami można opisać rozkładem wykładniczym. Średni czas pracy wynosi 5000[h]. Jakie jest prawdopodobieństwo, że po zakończeniu odnowy i właczeniu do pracy układ nie uszkodzi się przez okres 1000[h], 10000[h].
13 Zadanie 3 Pewien zakład uzdatniania wody (ZUW) może oczyszczać wodę w sposób typowy lub alternatywny (stosowany przy wystapieniu w wodzie surowej zanieczyszczeń nadzwyczajnych pewnego typu). Znajac średnie czasy sprawności 8000[h] i niesprawności 12[h] alternatywnego ciagu technologicznego, wyznaczyć prawdopodobieństwo, że po wystapieniu zanieczyszceń nadzwyczajnych zakład będzie sprawny przez czas 2[h].
14 Zadanie 4 Ujęcie wody podziemnej składa się z 5 studni wierconych (nieoddziałujacych na siebie). Sprawność każdej ze studni określa się za pomoca stacjonarnego wskaźnika gotowości K = 0, 98. Jakie jest prawdopodobieństwo, że w dowolnej chwili sprawne będa co najmniej 4 studnie.
15 Zadanie 5 W wielorodzinnym budynku mieszkalnym jest 11 kondygnacji po 4 mieszkania na kondygnację. Wyznaczyć prawdopodobieństwo, że w ciagu roku w żadnym z mieszkań nie uszkodzi się zawór. Intensywność uszkodzeń zaworu wynosi 0, 08[1/rok].
16 Zadanie 6 Pewien element został właczony do eksploatacji. Dla tego typu elementów średnie czasy sprawności i niesprawności wynosza odpowiedni 5000[h] i 16[h]. Po jakim czasie od właczenia niestacjonarny wskaźnik gotowości K (t) osiagnie stały poziom K (przyjmijmy możliwość błędu ɛ = 0, 0005.
Funkcje charakteryzujące proces. Dr inż. Robert Jakubowski
Funkcje charakteryzujące proces eksploatacji Dr inż. Robert Jakubowski Niezawodność Niezawodność Rprawdopodobieństwo, że w przedziale czasu od do t cechy funkcjonalne statku powietrznego Ubędą się mieścić
Bardziej szczegółowoW3 - Niezawodność elementu nienaprawialnego
W3 - Niezawodność elementu nienaprawialnego Henryk Maciejewski Jacek Jarnicki Jarosław Sugier www.zsk.iiar.pwr.edu.pl Niezawodność elementu nienaprawialnego 1. Model niezawodności elementu nienaprawialnego
Bardziej szczegółowoWYDZIAŁ MECHANICZNY ENERGETYKI I LOTNICTWA WYKŁAD
POLITECHNIKA WARSZAWSKA WYDZIAŁ MECHANICZNY ENERGETYKI I LOTNICTWA WYKŁAD 3 dr inż. Kamila Kustroń Warszawa, 10 marca 2015 24 lutego: Wykład wprowadzający w interdyscyplinarną tematykę eksploatacji statków
Bardziej szczegółowoCechy eksploatacyjne statku. Dr inż. Robert Jakubowski
Cechy eksploatacyjne statku powietrznego Dr inż. Robert Jakubowski Własności i właściwości SP Cechy statku technicznego, które są sformułowane w wymaganiach taktyczno-technicznych, konkretyzują się w jego
Bardziej szczegółowoZAKŁAD SAMOLOTÓW I ŚMIGŁOWCÓW
ZAKŁAD SAMOLOTÓW I ŚMIGŁOWCÓW NK315 EKSPLOATACJA STATKÓW LATAJĄCYCH dr inż. Kamila Kustroń dr inż. Kamila Kustroń ZAKŁAD SAMOLOTÓW I ŚMIGŁOWCÓW NK315 EKSPLOATACJA STATKÓW LATAJĄCYCH 1. Wykład wprowadzający
Bardziej szczegółowoPARAMETRY, WŁAŚCIWOŚCI I FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE NAPOWIETRZNYCH LINII DYSTRYBUCYJNYCH 110 KV
Elektroenergetyczne linie napowietrzne i kablowe wysokich i najwyższych napięć PARAMETRY, WŁAŚCIWOŚCI I FUNKCJE NIEZAWODNOŚCIOWE NAPOWIETRZNYCH LINII DYSTRYBUCYJNYCH 110 KV Wisła, 18-19 października 2017
Bardziej szczegółowoStruktury niezawodności systemów.
Struktury niezawodności systemów. 9 marca 2015 - system i jego schemat - struktury niezawodności a schemat techniczny System to zorganizowany zbiór elementów, współpracujacych ze soba pełniac przypisane
Bardziej szczegółowoProces Poissona. Proces {N(t), t 0} nazywamy procesem zliczającym jeśli N(t) oznacza całkowitą liczbę badanych zdarzeń zaobserwowanych do chwili t.
Procesy stochastyczne WYKŁAD 5 Proces Poissona. Proces {N(t), t } nazywamy procesem zliczającym jeśli N(t) oznacza całkowitą liczbę badanych zdarzeń zaobserwowanych do chwili t. Proces zliczający musi
Bardziej szczegółowoModelowanie niezawodności prostych struktur sprzętowych
Modelowanie niezawodności prostych struktur sprzętowych W ćwiczeniu tym przedstawione zostaną proste struktury sprzętowe oraz sposób obliczania ich niezawodności przy założeniu, że funkcja niezawodności
Bardziej szczegółowoRozkład wykładniczy. Proces Poissona.
Wykład 3 Rozkład wykładniczy. Proces Poissona. 3.1 Własności rozkładu wykładniczego 3.1.1 Rozkład geometryczny: Mówimy, że zmienna losowa X ma rozkład geometryczny z parametrem p (, 1) jeśli P(Xi)p(1 p)
Bardziej szczegółowoNiezawodność w energetyce Reliability in the power industry
KARTA MODUŁU / KARTA PRZEDMIOTU Załącznik nr 7 do Zarządzenia Rektora nr 10/12 z dnia 21 lutego 2012r. Kod modułu Nazwa modułu Nazwa modułu w języku angielskim Obowiązuje od roku akademickiego 2012/2013
Bardziej szczegółowoAnaliza i ocena niezawodności sieci wodociągowej z punktu widzenia gotowości zaopatrzenia w wodę
Dawid Szpak Politechnika Rzeszowska 1 Analiza i ocena niezawodności sieci wodociągowej z punktu widzenia gotowości zaopatrzenia w wodę Wstęp Podstawowym zadaniem systemu zbiorowego zaopatrzenia w wodę
Bardziej szczegółowoW6 Systemy naprawialne
W6 Systemy naprawialne Henryk Maciejewski Jacek Jarnicki Marek Woda www.zsk.iiar.pwr.edu.pl Plan wykładu 1. Graf stanów elementu naprawialnego / systemu 2. Analiza niezawodnościowa systemu model Markowa
Bardziej szczegółowoStatystyczna analiza awarii pojazdów samochodowych. Failure analysis of cars
Wydawnictwo UR 2016 ISSN 2080-9069 ISSN 2450-9221 online Edukacja Technika Informatyka nr 1/15/2016 www.eti.rzeszow.pl DOI: 10.15584/eti.2016.1.1 ROMAN RUMIANOWSKI Statystyczna analiza awarii pojazdów
Bardziej szczegółowoNiezawodność i Diagnostyka
Katedra Metrologii i Optoelektroniki Wydział Elektroniki Telekomunikacji i Informatyki Politechnika Gdańska Niezawodność i Diagnostyka Ćwiczenie laboratoryjne nr 3 Struktury niezawodnościowe Gdańsk, 2012
Bardziej szczegółowoOszacowanie niezawodności elektronicznych układów bezpieczeństwa funkcjonalnego
IV Sympozjum Bezpieczeństwa Maszyn, Urządzeń i Instalacji Przemysłowych organizowane przez Klub Paragraf 34 Oszacowanie niezawodności elektronicznych układów bezpieczeństwa funkcjonalnego Wpływ doboru
Bardziej szczegółowoInstytut Politechniczny Państwowa Wyższa Szkoła Zawodowa. Diagnostyka i niezawodność robotów
Instytut Politechniczny Państwowa Wyższa Szkoła Zawodowa Diagnostyka i niezawodność robotów Laboratorium nr 4 Modelowanie niezawodności prostych struktur sprzętowych Prowadzący: mgr inż. Marcel Luzar Cel
Bardziej szczegółowoElektrotechnika I stopień (I stopień / II stopień) Ogólno akademicki (ogólno akademicki / praktyczny) Kierunkowy (podstawowy / kierunkowy / inny HES)
KARTA MODUŁU / KARTA PRZEDMIOTU Załącznik nr 7 do Zarządzenia Rektora nr 10/12 z dnia 21 lutego 2012r. Kod modułu Nazwa modułu Nazwa modułu w języku angielskim Niezawodność zasilania energią elektryczną
Bardziej szczegółowoNiezawodność i Diagnostyka
Katedra Metrologii i Optoelektroniki Wydział Elektroniki Telekomunikacji i Informatyki Politechnika Gdańska Niezawodność i Diagnostyka Ćwiczenie laboratoryjne nr 3 Struktury niezawodnościowe 1. Struktury
Bardziej szczegółowoZmienne losowe ciągłe i ich rozkłady
Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyka - W3 Zmienne losowe ciągłe i ich rozkłady Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok47 adan@agh.edu.pl Plan wykładu Zmienna losowa ciągła Dystrybuanta i unkcja gęstości rozkładu
Bardziej szczegółowoJakub Wierciak Zagadnienia jakości i niezawodności w projektowaniu. Zagadnienia niezawodności w procesie projektowania
Jakub Wierciak Zagadnienia jakości i niezawodności w projektowaniu Zagadnienia niezawodności w procesie projektowania Produkty tradycyjne i nowoczesne Środki pomocnicze w projektowaniu pomoc specjalistów
Bardziej szczegółowoMapy ryzyka systemu zaopatrzenia w wodę miasta Płocka
Mapy ryzyka systemu zaopatrzenia w wodę miasta Płocka 27 Stanisław Biedugnis, Mariusz Smolarkiewicz, Paweł Podwójci, Andrzej Czapczuk Politechnika Warszawska. Wstęp W artykule zawartym w niniejszej zbiorczej
Bardziej szczegółowoModele długości trwania
Modele długości trwania Pierwotne zastosowania: przemysłowe (trwałość produktów) aktuarialne (długość trwania życia) Zastosowania ekonomiczne: długości bezrobocia długości czasu między zakupami dóbr trwałego
Bardziej szczegółowoGranica funkcji. 8 listopada Wykład 4
Granica funkcji 8 listopada 2011 Definicja Niech D R będzie dowolnym zbiorem. Punkt x 0 R nazywamy punktem skupienia zbioru D jeżeli δ>0 x D\{x0 } : x x 0 < δ. Zbiór punktów skupienia zbioru D oznaczamy
Bardziej szczegółowoGranica funkcji. 16 grudnia Wykład 5
Granica funkcji 16 grudnia 2010 Tw. o trzech funkcjach Twierdzenie Niech f, g, h : R D R będa funkcjami takimi, że lim f (x) = lim h(x), x x 0 x x0 gdzie x 0 D. Jeżeli istnieje otoczenie punktu x 0 w którym
Bardziej szczegółowo1 Elementy teorii przeżywalności
1 Elementy teorii przeżywalności Zadanie 1 Zapisz 1. Prawdopodobieństwo, że noworodek umrze nie później niż w wieku 80 lat 2. P-two, że noworodek umrze nie później niż w wieku 30 lat 3. P-two, że noworodek
Bardziej szczegółowoZmienne losowe i ich rozkłady. Momenty zmiennych losowych. Wrocław, 10 października 2014
Zmienne losowe i ich rozkłady. Momenty zmiennych losowych. Wrocław, 10 października 2014 Zmienne losowe i ich rozkłady Doświadczenie losowe: Rzut monetą Rzut kostką Wybór losowy n kart z talii 52 Gry losowe
Bardziej szczegółowoZmienne losowe ciągłe i ich rozkłady
Statystyka i opracowanie danych W3 Zmienne losowe ciągłe i ich rozkłady Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok47 adan@agh.edu.pl Plan wykładu Rozkład Poissona. Zmienna losowa ciągła Dystrybuanta i funkcja gęstości
Bardziej szczegółowo2. Wprowadzenie. Obiekt
POLITECHNIKA WARSZAWSKA Insyu Elekroenergeyki, Zakład Elekrowni i Gospodarki Elekroenergeycznej Bezpieczeńswo elekroenergeyczne i niezawodność zasilania laoraorium opracował: prof. dr ha. inż. Józef Paska,
Bardziej szczegółowoELEMENTÓW PODANYCH W PN-EN i PN-EN
PORÓWNANIE METOD OCENY NIEUSZKADZALNOŚCI ELEMENTÓW PODANYCH W PN-EN 6508- i PN-EN 680-2 prof. dr inż. Tadeusz MISSALA Przemysłowy Instytut Automatyki i Pomiarów, 02-486 Warszawa Al. Jerozolimskie 202 tel.
Bardziej szczegółowoNiezawodność elementów i systemów. Sem. 8 Komputerowe Systemy Elektroniczne, 2009/2010 1
Niezawodność elementów i systemów Sem. 8 Komputerowe Systemy Elektroniczne, 2009/2010 1 Niezawodność wyrobu (obiektu) to spełnienie wymaganych funkcji w określonych warunkach w ustalonym czasie Niezawodność
Bardziej szczegółowo1 Elementy teorii przeżywalności
1 Elementy teorii przeżywalności Zadanie 1 Zapisz 1. Prawdopodobieństwo, że noworodek umrze nie później niż w wieku 80 lat 2. P-two, że noworodek umrze nie później niż w wieku 30 lat 3. P-two, że noworodek
Bardziej szczegółowoRachunek prawdopodobieństwa i statystyka
Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka Momenty Zmienna losowa jest wystarczająco dokładnie opisana przez jej rozkład prawdopodobieństwa. Względy praktyczne dyktują jednak potrzebę znalezienia charakterystyk
Bardziej szczegółowoAnaliza niezawodności wybranych urządzeń stacji transformatorowo-rozdzielczych SN/nn
Andrzej Ł. Chojnacki ) Politechnika Świętokrzyska Analiza niezawodności wybranych urządzeń stacji transformatorowo-rozdzielczych SN/nn Analysis of reliability of selected devices in MV/LV substations Poprawna
Bardziej szczegółowoPodstawy niezawodności Bases of reliability. Elektrotechnika II stopień (I stopień / II stopień) Ogólnoakademicki (ogólno akademicki / praktyczny)
Załącznik nr 7 do Zarządzenia Rektora nr 10/12 z dnia 21 lutego 2012r. KARTA MODUŁU / KARTA PRZEDMIOTU Kod modułu Nazwa modułu Nazwa modułu w języku angielskim Obowiązuje od roku akademickiego 2012/13
Bardziej szczegółowoA B. 2 5 8 18 2 x x x 5 x x 8 x 18
Narzędzia modelowania niezawodności 1 Arkusz kalkulacyjny - jest to program zbudowany na schemacie relacyjnych baz danych. Relacje pomiędzy dwiema (lub więcej) cechami można zapisać na kilka sposobów.
Bardziej szczegółowoMetody statystyczne kontroli jakości i niezawodności Lekcja II: Niezawodność systemów. Charakterystyki niezawodności.
Metody statystyczne kontroli jakości i niezawodności Lekcja II: Niezawodność systemów. Charakterystyki niezawodności. Wydział Matematyki Politechniki Wrocławskiej Wprowadzenie Czym jest niezawodność? (ang.
Bardziej szczegółowoGranica funkcji. 27 grudnia Granica funkcji
27 grudnia 2011 Punkty skupienia Definicja Niech D R będzie dowolnym zbiorem. Punkt x 0 R nazywamy punktem skupienia zbioru D jeżeli δ>0 x D\{x0 } : x x 0 < 0. Zbiór punktów skupienia zbioru D oznaczamy
Bardziej szczegółowoMODELOWANIE NIEZAWODNOŚCI SYSTEMU SYGNALIZACJI WŁAMANIA I NAPADU
Inż. Małgorzata MROZEK Dr inż. Grzegorz SAWICKI Wojskowa Akademia Techniczna DOI: 10.17814/mechanik.2015.7.274 MODELOWANIE NIEZAWODNOŚCI SYSTEMU SYGNALIZACJI WŁAMANIA I NAPADU Streszczenie: W artykule
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Zadanie. W pewnej populacji kierowców każdego jej członka charakteryzują trzy zmienne: K liczba przejeżdżanych kilometrów (w tysiącach rocznie) NP liczba szkód w ciągu roku, w których kierowca jest stroną
Bardziej szczegółowoPodstawy Informatyki Elementy teorii masowej obsługi
Podstawy Informatyki alina.momot@polsl.pl http://zti.polsl.pl/amomot/pi Plan wykładu 1 Wprowadzenie Źródło, kolejka, stanowisko obsługi Notacja Kendalla 2 Analiza systemu M/M/1 Wyznaczenie P n (t) Wybrane
Bardziej szczegółowoEKSPLOATACJA SYSTEMÓW TECHNICZNYCH
Jan Kaźmierczak EKSPLOATACJA SYSTEMÓW TECHNICZNYCH dla studentów kierunków: ZARZĄDZANIE Gliwice, 1999 SPIS TREŚCI 1. WPROWADZENIE... 7 2. PRZEGLĄD PODSTAWOWYCH PROBLEMÓW EKSPLOATACJI SYSTEMÓW TECHNICZNYCH...
Bardziej szczegółowoPODSTAWY OCENY WSKAŹNIKÓW ZAWODNOŚCI ZASILANIA ENERGIĄ ELEKTRYCZNĄ
Andrzej Purczyński PODSTAWY OCENY WSKAŹNIKÓW ZAWODNOŚCI ZASILANIA ENERGIĄ ELEKTRYCZNĄ Materiały szkolenia technicznego, Jakość energii elektrycznej i jej rozliczanie, Poznań Tarnowo Podgórne II/2008, ENERGO-EKO-TECH
Bardziej szczegółowoWYKŁAD 6. Witold Bednorz, Paweł Wolff. Rachunek Prawdopodobieństwa, WNE, Uniwersytet Warszawski. 1 Instytut Matematyki
WYKŁAD 6 Witold Bednorz, Paweł Wolff 1 Instytut Matematyki Uniwersytet Warszawski Rachunek Prawdopodobieństwa, WNE, 2010-2011 Własności Wariancji Przypomnijmy, że VarX = E(X EX) 2 = EX 2 (EX) 2. Własności
Bardziej szczegółowoEstymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średnich. Wrocław, 5 grudnia 2014
Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średnich Wrocław, 5 grudnia 2014 Przedział ufności Niech będzie dana próba X 1, X 2,..., X n z rozkładu P θ, θ Θ. Definicja Przedziałem ufności dla paramertu
Bardziej szczegółowoN ma rozkład Poissona z wartością oczekiwaną równą 100 M, M M mają ten sam rozkład dwupunktowy o prawdopodobieństwach:
Zadanie. O niezależnych zmiennych losowych N, M M, M 2, 3 wiemy, że: N ma rozkład Poissona z wartością oczekiwaną równą 00 M, M M mają ten sam rozkład dwupunktowy o prawdopodobieństwach: 2, 3 Pr( M = )
Bardziej szczegółowoWykład 10 Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średn
Wykład 10 Estymacja przedziałowa - przedziały ufności dla średniej Wrocław, 21 grudnia 2016r Przedział ufności Niech będzie dana próba X 1, X 2,..., X n z rozkładu P θ, θ Θ. Definicja 10.1 Przedziałem
Bardziej szczegółowoBadania operacyjne egzamin
Imię i nazwisko:................................................... Nr indeksu:............ Zadanie 1 Załóżmy, że Tablica 1 reprezentuje jeden z kroków algorytmu sympleks dla problemu (1)-(4). Tablica
Bardziej szczegółowo1. Dane ogólne 2. Istniejący stan zagospodarowania 3. Projektowane zagospodarowanie
SPIS TREŚCI Część opisowa Część graficzna PZT Rozbudowa stacji uzdatniania wody w Młynarzach projekt zagospodarowania terenu. 1 : 500 CZĘŚĆ OPISOWA do projektu zagospodarowania terenu: Rozbudowa stacji
Bardziej szczegółowoZAKRES PRAC. Załącznik Nr. 6
Załącznik Nr. 6 ZAKRES PRAC związanych z utrzymaniem, nadzorem i obsługą pompowni ul. Ks. Józefa, ul. Szparagowa, ul. Olszecka, Park Lilli Wenedy, Rondo Mogilskie, bieżącym utrzymaniem odprowadzenia wód
Bardziej szczegółowoRys. 1. Instalacja chłodzenia wodą słodką cylindrów silnika głównego (opis w tekście)
Leszek Chybowski Wydział Mechaniczny Politechnika Szczecińska ZASTOSOWANIE DRZEWA USZKODZEŃ DO WYBRANEGO SYSTEMU SIŁOWNI OKRĘTOWEJ 1. Wprowadzenie Stanem systemu technicznego określa się zbiór wartości
Bardziej szczegółowoZadanie 1. Ilość szkód N ma rozkład o prawdopodobieństwach spełniających zależność rekurencyjną:
Zadanie. Ilość szkód N ma rozkład o prawdopodobieństwach spełniających zależność rekurencyjną: Pr Pr ( = k) ( N = k ) N = + k, k =,,,... Jeśli wiemy, że szkód wynosi: k= Pr( N = k) =, to prawdopodobieństwo,
Bardziej szczegółowoANALIZA NIEZAWODNOŚCI STACJI UZDATNIANIA WODY
CZASOPISMO INŻYNIERII LĄDOWEJ, ŚRODOWISKA I ARCHITEKTURY JOURNAL OF CIVIL ENGINEERING, ENVIRONMENT AND ARCHITECTURE JCEEA, t. XXXIII, z. 63 (3/16), lipiec-wrzesień 2015, s. 507-516 Barbara TCHÓRZEWSKA-CIEŚLAK
Bardziej szczegółowoKonspekt. Piotr Chołda 10 stycznia Modelowanie niezawodności systemów złożonych
Konspekt Piotr Chołda 0 stycznia 207 Modelowanie niezawodności systemów złożonych. Obiekty naprawialne. Czas (do) wystąpienia uszkodzenia (time to failure, T TF ), prawdopodobieństwo przeżycia (probability
Bardziej szczegółowoStatystyka matematyczna
Statystyka matematyczna Wykład 9 i 10 Magdalena Alama-Bućko 14 i 21 maja 2018 Magdalena Alama-Bućko Statystyka matematyczna 14 i 21 maja 2018 1 / 25 Hipotezy statystyczne Hipoteza statystyczna nazywamy
Bardziej szczegółowo4. ZNACZENIE ROZKŁADU WYKŁADNICZEGO
Znaczenie rozkładu wykładniczego 4 51 4. ZNACZENIE ROZKŁADU WYKŁADNICZEGO 4.1. Rozkład wykładniczy Zmienna losowa X ma rozkład wykładniczy, jeżeli funkcja gęstości prawdopodobieństwa f ( x) = λe λx x 0,
Bardziej szczegółowoKarta (sylabus) modułu/przedmiotu Transport Studia I stopnia. Język polski
Karta (sylabus) modułu/przedmiotu Transport Studia I stopnia Przedmiot: Niezawodność środków transportu Rodzaj przedmiotu: obowiązkowy Kod przedmiotu: TR 1 S 0 6 42-0_1 Rok: III Semestr: 6 Forma studiów:
Bardziej szczegółowoMODELE STOCHASTYCZNE Plan wykładu
UNIWERSYTET WROCŁAWSKI Wydział Matematyki i Informatyki Instytut Matematyczny M.Majsnerowska rok akademicki 2018/2019 MODELE STOCHASTYCZNE Plan wykładu 1. Łańcuchy Markowa 1.1. Podstawowe pojęcia i przykłady
Bardziej szczegółowoXXXX Egzamin dla Aktuariuszy z 9 października 2006 r.
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy XXXX Egzamin dla Aktuariuszy z 9 października 2006 r. Część II Matematyka ubezpieczeń życiowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut Warszawa,
Bardziej szczegółowoISTOTA I PROCEDURY ZARZĄDZANIA BEZPIECZEŃSTWEM DOSTAW WODY. Prof. zw. dr hab.inż. Janusz Rak HYDROINTEGRACJE 2015
ISTOTA I PROCEDURY ZARZĄDZANIA BEZPIECZEŃSTWEM DOSTAW WODY Prof. zw. dr hab.inż. Janusz Rak HYDROINTEGRACJE 2015 Ryzyko Jak często? Co złego może się wydarzyć? Zdarzenie niepożądane Jakie mogą być skutki?
Bardziej szczegółowoOgólnopolska Konferencja Aktuarialna Zagadnienia aktuarialne teoria i praktyka Warszawa, IE SGH 2009
Rafał M. Łochowski Szkoła Główna Handlowa w Warszawie O pewnym modelu pojawiania się szkód Ogólnopolska Konferencja Aktuarialna Zagadnienia aktuarialne teoria i praktyka Warszawa, IE SGH 2009 Modele pojawiania
Bardziej szczegółowoRada Gminy Krupski Młyn
Rada Gminy w Krupskim Młynie Załącznik do uchwały Nr VIII/49/11 Rady Gminy Krupski Młyn z dnia 26 kwietnia 2011 roku Rada Gminy Krupski Młyn TARYFY DLA ZBIOROWEGO ZAOPATRZENIA W WODĘ ODPROWADZANIA ŚCIEKÓW
Bardziej szczegółowoTestowanie hipotez statystycznych.
Statystyka Wykład 10 Wrocław, 22 grudnia 2011 Testowanie hipotez statystycznych Definicja. Hipotezą statystyczną nazywamy stwierdzenie dotyczące parametrów populacji. Definicja. Dwie komplementarne w problemie
Bardziej szczegółowoIdea. θ = θ 0, Hipoteza statystyczna Obszary krytyczne Błąd pierwszego i drugiego rodzaju p-wartość
Idea Niech θ oznacza parametr modelu statystycznego. Dotychczasowe rozważania dotyczyły metod estymacji tego parametru. Teraz zamiast szacować nieznaną wartość parametru będziemy weryfikowali hipotezę
Bardziej szczegółowoNIEZAWODNOŚĆ URZĄDZEŃ ELEKTRONICZNYCH
NIEZAWODNOŚĆ URZĄDZEŃ ELEKTRONICZNYCH Wersja skrócona. Podstawy projektowania III 1 PODSTAWOWE POJĘCIA ZWIĄZANE Z NIEZAWODNOŚCIĄ URZĄDZEŃ Niezawodność jest właściwością wyrobu poniewaŝ przez pojęcie jakości
Bardziej szczegółowoZadania z Rachunku Prawdopodobieństwa III - 1
Zadania z Rachunku Prawdopodobieństwa III - 1 Funkcją tworzącą momenty (transformatą Laplace a) zmiennej losowej X nazywamy funkcję M X (t) := Ee tx, t R. 1. Oblicz funkcję tworzącą momenty zmiennych o
Bardziej szczegółowoModelowanie systemu remontu techniki wojsk lądowych w operacjach
Bi u l e t y n WAT Vo l. LX, Nr2, 2011 Modelowanie systemu remontu techniki wojsk lądowych w operacjach Marian Brzeziński Wojskowa Akademia Techniczna, Wydział Mechaniczny, Katedra Logistyki, 00-908 Warszawa,
Bardziej szczegółowoEstymatory i testy statystyczne - zadania na kolokwium
Estymatory i testy statystyczne - zadania na kolokwium Zad. 1. Cecha X populacji ma rozkład N(µ, σ), gdzie µ jest znane, a σ nieznane. Niech X 1,...,X n będzie n-elementową próbą prostą pobraną z tej populacji.
Bardziej szczegółowoOCENA 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
Bardziej szczegółowoAnaliza niezawodności zasilaczy buforowych
Bi u l e t y n WAT Vo l. LXI, Nr, 01 Analiza niezawodności zasilaczy buforowych Adam Rosiński Politechnika Warszawska, Wydział Transportu, 00-66 Warszawa, ul. Koszykowa 75, adro@it.pw.edu.pl Streszczenie.
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Zadanie. W pewnej populacji kierowców każdego jej członka charakteryzują trzy zmienne: K liczba przejeżdżanych kilometrów (w tysiącach rocznie) NP liczba szkód w ciągu roku, w których kierowca jest stroną
Bardziej szczegółowoRozważania w zakresie analizy uszkodzeń eksploatacyjnych pozwalają uczulić na te problemy we wdrażania nowych konstrukcji lotniczych
Rozważania w zakresie analizy uszkodzeń eksploatacyjnych pozwalają uczulić na te problemy we wdrażania nowych konstrukcji lotniczych Wnioski kreują kierunek tworzenia nowych konstrukcji powinny one być
Bardziej szczegółowoZmienne losowe. dr Mariusz Grządziel Wykład 12; 20 maja 2014
Zmienne losowe dr Mariusz Grządziel Wykład 2; 20 maja 204 Definicja. Zmienna losowa nazywamy dyskretna (skokowa), jeśli zbiór jej wartości x, x 2,..., można ustawić w ciag. Zmienna losowa X, która przyjmuje
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD października 2009
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4 26 października 2009 Rozkład N(µ, σ). Estymacja σ σ 2 = 1 σ 2π + = E µ,σ (X µ) 2 { (x µ) 2 exp 1 ( ) } x µ 2 dx 2 σ Rozkład N(µ, σ). Estymacja σ σ 2 = 1 σ 2π + = E µ,σ
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Matematyka ubezpieczeń majątkowych 0.0.005 r. Zadanie. Likwidacja szkody zaistniałej w roku t następuje: w tym samym roku z prawdopodobieństwem 0 3, w następnym roku z prawdopodobieństwem 0 3, 8 w roku
Bardziej szczegółowoNiezawodność eksploatacyjna środków transportu
Niezawodność eksploatacyjna środków transportu Niezawodność obiektów eksploatacji Niezawodność i trwałość obiektów eksploatacji Niezawodność obiektu (środka transportu) jest to jego zdolność do zachowania
Bardziej szczegółowoJeśli wszystkie wartości, jakie może przyjmować zmienna można wypisać w postaci ciągu {x 1, x 2,...}, to mówimy, że jest to zmienna dyskretna.
Wykład 4 Rozkłady i ich dystrybuanty Dwa typy zmiennych losowych Jeśli wszystkie wartości, jakie może przyjmować zmienna można wypisać w postaci ciągu {x, x 2,...}, to mówimy, że jest to zmienna dyskretna.
Bardziej szczegółowoPojęcie szeregu nieskończonego:zastosowania do rachunku prawdopodobieństwa wykład 1
Pojęcie szeregu nieskończonego:zastosowania do rachunku prawdopodobieństwa wykład dr Mariusz Grządziel 5 lutego 04 Paradoks Zenona z Elei wersja uwspółcześniona Zenek goni Andrzeja; prędkość Andrzeja:
Bardziej szczegółowoWSPÓŁCZYNNIK 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
Bardziej szczegółowoPrawdopodobieństwo i statystyka
Wykład XI: Testowanie hipotez statystycznych 12 stycznia 2015 Przykład Motywacja X 1, X 2,..., X N N (µ, σ 2 ), Y 1, Y 2,..., Y M N (ν, δ 2 ). Chcemy sprawdzić, czy µ = ν i σ 2 = δ 2, czyli że w obu populacjach
Bardziej szczegółowoopracował: mgr inż. Piotr Marchel Instrukcja obsługi programu Struktura
POLITECHNIKA WARSZAWSKA Instytut Elektroenergetyki, Zakład Elektrowni i Gospodarki Elektroenergetycznej Bezpieczeństwo elektroenergetyczne i niezawodność zasilania laboratorium opracował: mgr inż. Piotr
Bardziej szczegółowoT a r y f a DLA ZBIOROWEGO ZAOPATRZENIA W WODĘ I ZBIOROWEGO ODPROWADZANIA ŚCIEKÓW MIESZKAŃCÓW GMINY ŻARNOWIEC
Załącznik do uchwały Nr XIV/72/2015 Rady Gminy w Żarnowcu Z dnia 21 grudnia 2015 r. T a r y f a DLA ZBIOROWEGO ZAOPATRZENIA W WODĘ I ZBIOROWEGO ODPROWADZANIA ŚCIEKÓW MIESZKAŃCÓW GMINY ŻARNOWIEC NA OKRES
Bardziej szczegółowoKwantyle. Kwantyl rzędu p rozkładu prawdopodobieństwa to taka liczba x p. , że. Możemy go obliczyć z dystrybuanty: P(X x p.
Kwantyle Kwantyl rzędu p rozkładu prawdopodobieństwa to taka liczba x p, że P(X x p ) p P(X x p ) 1 p Możemy go obliczyć z dystrybuanty: Jeżeli F(x p ) = p, to x p jest kwantylem rzędu p Jeżeli F(x p )
Bardziej szczegółowoTARYFA DLA ZBIOROWEGO ZAOPATRZENIA W WODĘ I ZBIOROWEGO ODPROWADZANIA ŚCIEKÓW
TARYFA DLA ZBIOROWEGO ZAOPATRZENIA W WODĘ I ZBIOROWEGO ODPROWADZANIA ŚCIEKÓW Obowiązująca na terenie miasta Ustki dla odbiorców usług w zakresie zbiorowego zaopatrzenia w wodę i zbiorowego odprowadzenia
Bardziej szczegółowoUNIWERSYTET TECHNOLOGICZNO-PRZYRODNICZY IM. JANA I JÊDRZEJA ŒNIADECKICH W BYDGOSZCZY ROZPRAWY NR 145. Leszek Knopik
UNIWERSYTET TECHNOLOGICZNO-PRZYRODNICZY IM. JANA I JÊDRZEJA ŒNIADECKICH W BYDGOSZCZY ROZPRAWY NR 145 Leszek Knopik METODA WYBORU EFEKTYWNEJ STRATEGII EKSPLOATACJI OBIEKTÓW TECHNICZNYCH BYDGOSZCZ 010 REDAKTOR
Bardziej szczegółowoTARYFA DLA ZBIOROWEGO ZAOPATRZENIA W WODĘ I ZBIOROWEGO ODPROWADZANIA ŚCIEKÓW
Załącznik do uchwały nr XII/82/07 Rady Miejskiej Chełmży z dnia 28 grudnia 2007 r. TARYFA DLA ZBIOROWEGO ZAOPATRZENIA W WODĘ I ZBIOROWEGO ODPROWADZANIA ŚCIEKÓW zatwierdzona uchwałą Rady Miejskiej Chełmży
Bardziej szczegółowoUCHWAŁA Nr XII/110/16 RADY GMINY W WARCIE BOLESŁAWIECKIEJ. z dnia 2 lutego 2016r.
UCHWAŁA Nr XII/110/16 RADY GMINY W WARCIE BOLESŁAWIECKIEJ z dnia 2 lutego 2016r. w sprawie aktualizacji wieloletniego planu rozwoju i modernizacji urządzeń wodociągowych i urządzeń kanalizacyjnych na lata
Bardziej szczegółowo1. Przyszła długość życia x-latka
Przyszła długość życia x-latka Rozważmy osobę mającą x lat; oznaczenie: (x) Jej przyszłą długość życia oznaczymy T (x), lub krótko T Zatem x+t oznacza całkowitą długość życia T jest zmienną losową, której
Bardziej szczegółowoRozkład normalny. Marcin Zajenkowski. Marcin Zajenkowski () Rozkład normalny 1 / 26
Rozkład normalny Marcin Zajenkowski Marcin Zajenkowski () Rozkład normalny 1 / 26 Rozkład normalny Krzywa normalna, krzywa Gaussa, rozkład normalny Rozkłady liczebności wielu pomiarów fizycznych, biologicznych
Bardziej szczegółowoPRZEWODNIK PO PRZEDMIOCIE
Nazwa przedmiotu: NIEZAWODNOŚĆ I EKSPLATACJA URZĄDZEŃ MECHATRONICZNYCH Kierunek: Mechatronika Rodzaj przedmiotu: obowiązkowy na kierunku Mechatronika Rodzaj zajęć: wykład Reliability and Maintenance of
Bardziej szczegółowow budynkach mieszkalnych
Budownictwo i Architektura 13(3) (2014) 27-32 Prognoza stanu technicznego ścian murowanych w budynkach mieszkalnych Instytut Budownictwa, Wydział Inżynierii Lądowej i Środowiska, Uniwersytet Zielonogórski,
Bardziej szczegółowoWykład 3 Momenty zmiennych losowych.
Wykład 3 Momenty zmiennych losowych. Wrocław, 19 października 2016r Momenty zmiennych losowych Wartość oczekiwana - przypomnienie Definicja 3.1: 1 Niech X będzie daną zmienną losową. Jeżeli X jest zmienną
Bardziej szczegółowoTARYFY DLA ZBIOROWEGO ZAOPATRZENIA W WODĘ
Załącznik do Uchwały Nr XX/151/2012 Rady Miejskiej w Krzanowicach z dnia 28 grudnia 2012r. TARYFY DLA ZBIOROWEGO ZAOPATRZENIA W WODĘ Obowiązuje na terenie Gminy Krzanowice na okres: od dnia 01 stycznia
Bardziej szczegółowoHipotezy proste. (1 + a)x a, dla 0 < x < 1, 0, poza tym.
Hipotezy proste Zadanie 1. Niech X ma funkcję gęstości f a (x) = (1 + a)x a, dla 0 < x < 1, Testujemy H 0 : a = 1 przeciwko H 1 : a = 2. Dysponujemy pojedynczą obserwacją X. Wyznaczyć obszar krytyczny
Bardziej szczegółowoWykład 3 Momenty zmiennych losowych.
Wykład 3 Momenty zmiennych losowych. Wrocław, 18 października 2017r Momenty zmiennych losowych Wartość oczekiwana - przypomnienie Definicja 3.1: 1 Niech X będzie daną zmienną losową. Jeżeli X jest zmienną
Bardziej szczegółowoSZACOWANIE NIEZAWODNOŚCI ZAWORÓW WTRYSKOWYCH OKRĘTOWYCH SILNIKÓW SPALINOWYCH TYPU S46MC-C
3-2007 PROBLEMY EKSPLOATACJI 207 Roman STRACHOWSKI, Jan MONIETA Akademia Morska, Szczecin SZACOWANIE NIEZAWODNOŚCI ZAWORÓW WTRYSKOWYCH OKRĘTOWYCH SILNIKÓW SPALINOWYCH TYPU S46MC-C Słowa kluczowe Silniki
Bardziej szczegółowoInżynieria Środowiska I stopień (I stopień / II stopień) ogólno akademicki (ogólno akademicki / praktyczny)
Załącznik nr 7 do Zarządzenia Rektora nr 10/12 z dnia 21 lutego 2012r. KARTA MODUŁU / KARTA PRZEDMIOTU Kod modułu Nazwa modułu WODOCIĄGI 1 Nazwa modułu w języku angielskim Water Supply System 1 Obowiązuje
Bardziej szczegółowoHipotezy statystyczne
Hipotezą statystyczną nazywamy każde przypuszczenie dotyczące nieznanego rozkładu badanej cechy populacji, o którego prawdziwości lub fałszywości wnioskuje się na podstawie pobranej próbki losowej. Hipotezy
Bardziej szczegółowoMonitoring i sterowanie w systemie wodociągowym Nowego Sącza
Monitoring i sterowanie w systemie wodociągowym Nowego Sącza MARIAN KULIG ANDRZEJ WÓJSIK HISTORIA Historia powstania wodociągu sądeckiego sięga XV wieku, natomiast współczesny wodociąg liczy 100 lat i
Bardziej szczegółowoModele i wnioskowanie statystyczne (MWS), sprawozdanie z laboratorium 3
Modele i wnioskowanie statystyczne (MWS), sprawozdanie z laboratorium 3 Konrad Miziński, nr albumu 233703 26 maja 2015 Zadanie 1 Wartość krytyczna c, niezbędna wyliczenia mocy testu (1 β) wyznaczono za
Bardziej szczegółowo