ZAJĘCIA NR 3. loga. i nosi nazwę entropii informacyjnej źródła informacji. p. oznacza, Ŝe to co po im występuje naleŝy sumować biorąc za i

Podobne dokumenty
N ( µ, σ ). Wyznacz estymatory parametrów µ i. Y które są niezależnymi zmiennymi losowymi.

PERMUTACJE Permutacją zbioru n-elementowego X nazywamy dowolną wzajemnie jednoznaczną funkcję f : X X X

Indukcja matematyczna

Lista 6. Kamil Matuszewski 26 listopada 2015

W zadaniu nie ma polecenia wyznaczania estymatora nieobciążonego o minimalnej wariancji. σ σ σ σ σ = =

Analiza Matematyczna Ćwiczenia. J. de Lucas

Obliczanie średniej, odchylenia standardowego i mediany oraz kwartyli w szeregu szczegółowym i rozdzielczym?

W zadaniu nie ma polecenia wyznaczania estymatora nieobciążonego o minimalnej wariancji. σ σ σ σ σ = =

i i i = (ii) TAK sprawdzamy (i) (i) NIE

ZMIENNA LOSOWA JEDNOWYMIAROWA POJĘCIE ZMIENNEJ LOSOWEJ

TESTY NORMALNOŚCI. ( Cecha X populacji ma rozkład normalny). Hipoteza alternatywna H1( Cecha X populacji nie ma rozkładu normalnego).

Bajki kombinatoryczne

Równania rekurencyjne

. Wtedy E V U jest równa

JEDNOWYMIAROWA ZMIENNA LOSOWA

Sprzedaż finalna - sprzedaż dóbr i usług konsumentowi lub firmie, którzy ostatecznie je zużytkują, nie poddając dalszemu przetworzeniu.

Średnia arytmetyczna Klasyczne Średnia harmoniczna Średnia geometryczna Miary położenia inne

FUNKCJE DWÓCH ZMIENNYCH

PŁASKA GEOMETRIA MAS. Środek ciężkości figury płaskiej

KONCEPCJA WIELOKRYTERIALNEGO WSPOMAGANIA DOBORU WARTOŚCI PROGOWEJ W BIOMETRYCZNYM SYSTEMIE UWIERZYTELNIANIA. Adrian Kapczyński Maciej Wolny

Zmiana bazy i macierz przejścia

T. Hofman, Wykłady z Termodynamiki technicznej i chemicznej, Wydział Chemiczny PW, kierunek: Technologia chemiczna, sem.

System finansowy gospodarki

SPOŁECZNA AKDAEMIA NAUK W ŁODZI

k k M. Przybycień Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyka Wykład 13-2

L.Kowalski zadania ze statystyki opisowej-zestaw 5. ZADANIA Zestaw 5

Modele wartości pieniądza w czasie

EKSTREMA FUNKCJI EKSTREMA FUNKCJI JEDNEJ ZMIENNEJ. Tw. Weierstrassa Każda funkcja ciągła na przedziale domkniętym ma wartość najmniejszą i największą.

( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )

KURS STATYSTYKA. Lekcja 4 Nieparametryczne testy istotności ZADANIE DOMOWE. Strona 1

Statystyczne charakterystyki liczbowe szeregu

Statystyka Opisowa Wzory

System finansowy gospodarki

Permutacje. } r ( ) ( ) ( ) 1 2 n. f = M. Przybycień Matematyczne Metody Fizyki I Wykład 2-2

Podstawowe zadanie statystyki. Statystyczna interpretacja wyników eksperymentu. Zalety statystyki II. Zalety statystyki

Wykłady z Analizy rzeczywistej i zespolonej w Matematyce stosowanej. Literatura. W. Rudin: Podstawy analizy matematycznej, PWN, Warszawa, 1982.

BADANIE WSPÓŁZALEśNOŚCI DWÓCH CECH - ANALIZA KORELACJI PROSTEJ

O liczbach naturalnych, których suma równa się iloczynowi

XLI OLIMPIADA FIZYCZNA ETAP WSTĘPNY Zadanie teoretyczne

Statystyka Inżynierska

Spis treści ZŁOŻONOŚĆ OBLICZEŃ 5 ELEMENTY TEORII ZŁOŻONOŚCI OBLICZENIOWEJ I PROBLEM DZIELNIKÓW 5

Kody Huffmana oraz entropia przestrzeni produktowej. Zuzanna Kalicińska. 1 maja 2004

Podstawy opracowania wyników pomiarowych, analiza błędów

Typ może być dowolny. //realizacja funkcji zamiana //przestawiajacej dwa elementy //dowolnego typu void zamiana(int &A, int &B) { int t=a; A=B; B=t; }

ZAGADNIENIE TRANSPORTOWE

W praktyce często zdarza się, że wyniki obu prób możemy traktować jako. wyniki pomiarów na tym samym elemencie populacji np.

Rozkłady prawdopodobieństwa 1

Określanie mocy cylindra C w zaleŝności od ostrości wzroku V 0 Ostrość wzroku V 0 7/5 6/5 5/5 4/5 3/5 2/5 Moc cylindra C 0,5 0,75 1,0 1,25 1,5 > 2

Zadanie 1. Rzucamy symetryczną monetą tak długo, aż w dwóch kolejnych rzutach pojawią się,,reszki. Oblicz wartość oczekiwaną liczby wykonanych rzutów.

POPULACJA I PRÓBA. Próba reprezentatywna. Dr Adam Michczyński - METODY ANALIZY DANYCH POMIAROWYCH 5 1

Proces narodzin i śmierci

Wykład 8: Zmienne losowe dyskretne. Rozkłady Bernoulliego (dwumianowy), Pascala, Poissona. Przybliżenie Poissona rozkładu dwumianowego.

Kody Huffmana oraz entropia przestrzeni produktowej Kod Shannona-Fano oraz Entopia względna i warunkowa

( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )

OBLICZANIE NIEPEWNOŚCI METODĄ TYPU B

Portfel złożony z wielu papierów wartościowych

STATYSTYKA. Zmienna losowa skokowa i jej rozkład

Miary położenia wskazują miejsce wartości najlepiej reprezentującej wszystkie wielkości danej zmiennej. Mówią o przeciętnym poziomie analizowanej

Szeregi czasowe, modele DL i ADL, przyczynowość, integracja

Analiza spektralna stóp zwrotu z inwestycji w akcje

Projekt 6 6. ROZWIĄZYWANIE RÓWNAŃ NIELINIOWYCH CAŁKOWANIE NUMERYCZNE

Zapis informacji, systemy pozycyjne 1. Literatura Jerzy Grębosz, Symfonia C++ standard. Harvey M. Deitl, Paul J. Deitl, Arkana C++. Programowanie.

Zestaw zadań 4: Przestrzenie wektorowe i podprzestrzenie. Liniowa niezależność. Sumy i sumy proste podprzestrzeni.

PODSTAWY PROBABILISTYKI Z PRZYKŁADAMI ZASTOSOWAŃ W INFORMATYCE

Metoda Monte-Carlo i inne zagadnienia 1

I. Elementy analizy matematycznej

Zadanie 1. ), gdzie 1. Zmienna losowa X ma rozkład logarytmiczno-normalny LN (, . EX (A) 0,91 (B) 0,86 (C) 1,82 (D) 1,95 (E) 0,84

Portfel. Portfel pytania. Portfel pytania. Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 2. Katedra Inwestycji Finansowych i Zarządzania Ryzykiem

ma rozkład normalny z nieznaną wartością oczekiwaną m

F - wypadkowa sił działających na cząstkę.

Reprezentacja krzywych...

dev = y y Miary położenia rozkładu Wykład 9 Przykład: Przyrost wagi owiec Odchylenia Mediana próbkowa: Przykłady Statystyki opisowe Σ dev i =?

Opracowanie wyników pomiarów

EFEKTYWNA STOPA PROCENTOWA O RÓWNOWAŻNA STPOPA PROCENTOWA

Planowanie eksperymentu pomiarowego I

Pomiary parametrów napięć i prądów przemiennych

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

Sterowanie optymalne statkiem w obszarze ze zmiennym prądem problem czasooptymalnej marszruty. Zenon Zwierzewicz

Pomiary bezpośrednie i pośrednie obarczone błędem przypadkowym

Materiały do ćwiczeń 2 Zmienna losowa dyskretna Rozkład zmiennej losowej dyskretnej Powtarzanie doświadczeń

Teoria i praktyka. Wyższa Szkoła Turystyki i Ekologii. Fizyka. WSTiE Sucha Beskidzka Fizyka

Podstawy matematyki finansowej i ubezpieczeniowej

Politechnika Poznańska

Kodowanie informacji w systemach cyfrowych

11/22/2014. Jeśli stała c jest równa zero to takie gry nazywamy grami o sumie zerowej.

Laboratorium ochrony danych

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

5. OPTYMALIZACJA NIELINIOWA

będą niezależnymi zmiennymi losowymi o tym samym 2 x

Laboratorium Metod Statystycznych ĆWICZENIE 2 WERYFIKACJA HIPOTEZ I ANALIZA WARIANCJI

= σ σ. 5. CML Capital Market Line, Rynkowa Linia Kapitału

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 5 WERYFIKACJA HIPOTEZ NIEPARAMETRYCZNYCH

wyniki serii n pomiarów ( i = 1,..., n) Stosując metodę największej wiarygodności możemy wykazać, że estymator wariancji 2 i=

Plan: Wykład 3. Zmienne losowe i ich rozkłady. Wstęp do probabilistyki i statystyki. Pojęcie zmiennej losowej

Współczynnik korelacji rangowej badanie zależności między preferencjami

CHARAKTERYSTYKI LICZBOWE STRUKTURY ZBIOROWOŚCI (Parametry statystyczne) MIARY POŁOśENIA

Odtworzenie wywodu metodą wstępującą (bottom up)

Badanie energetyczne płaskiego kolektora słonecznego

Problem plecakowy (KNAPSACK PROBLEM).

( ) L 1. θ θ = M. Przybycień Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka. = θ. min

Transkrypt:

ZAJĘCIA NR Dzsaj omówmy o etro, redudacj, średej długośc słowa odowego o algorytme Huffmaa zajdowaa odu otymalego (od ewym względam; aby dowedzeć sę jam doczeaj do ońca). etro JeŜel źródło moŝe adawać róŝych omuatów, z rawdoodobeństwam odowedo,,,, to średa lość formacj w omuatach z tego źródła wyos H = log os azwę etro formacyjej źródła formacj. Wystęujący tu symbol ozacza, Ŝe to co o m wystęuje aleŝy sumować borąc za oleje lczby aturale od do,.: = + + + = + + 9 + = 0. Przyład: ) Źródło adaje omuaty, aŝdy z rawdoodobeństwem = ¼. Wtedy H = log +... + log = log = log =. ) SUMA H = log + log = + log +,585 = + 0,795 =,795, gdze wartość log otrzymalśmy z tablc matematyczych, osłując sę wzorem a loga c zamaę odstaw logarytmów: log b c = odstawając a=0, b=, c=. log b ( ) = + ( log + log ) = + + log a Dodatowo zauwaŝamy, Ŝe oczywśce suma wszystch wyos (ta teŝ było w orzedm rzyładze; ta jest zawsze!). ) =, = (tj. choćby były e otecjale moŝlwośc, to ta ch otecjał wyos 0, czyl e berzemy ch od uwagę). Wtedy: H = log = 0 = 0, czyl e rzeazujemy Ŝądej formacj. Przeazujemy omuat, ale e rzeazujemy formacj (atrz ZAJĘCIA I). Własośc etro: ) H 0 ; H = 0 = = (ja w rzyładze ) ) H log ; H = log = (ja w rzyładze )

Teraz dwe defcje zwązae z samym odem (jego def + długość) Kod daego omuatu azywa sę cągem albo słowem odowym tego omuatu. Lczba elemetów wystęujących w słowe jest jego długoścą. Welość L = N azywamy średą długoścą słowa odowego. Tu odowego, tórego rawdoodobeństwo wyos. N - długość słowa Przyład (wszyste ja w rzyładze owyŝej) SUMA N 5 L = N = 5 + 5 ( + + ) = + =,5 + =, 5 MoŜemy wreszce rzejść do redudacj RóŜcę L H oz = R azywamy redudacją daego sosobu odowaa. Zachodz rzy tym: R 0, bo L H (zawsze!). Przyład W rozwjaym tu rzyładze R =,5,795 =,7075 Gdy jeda weźmemy w m y zestaw wag N ta aby omuaty częste były róte, a rzade dłuŝsze (jeśl tae muszą być), a maowce rzestawmy wartośc N z N to wówczas otrzymamy: SUMA N 5 5 L = N = + ( + 5 + ) = + = +,5 =, 5, co rzy detyczym H (=,795), daje am R =,5,795 =,7075, a węc mejszą redudację. Redudacja to węc admarowość długośc omuatu oad ezbędą oeczość.

Ze względu a eoomczość języa, jesteśmy zateresowa ja ajrótszym odowaem. W tym celu rzyatrzmy sę oŝszym rozwaŝaom. Kodem zwartym azywamy od jedozaczy o mmalej redudacj. Przy tym: od jedozaczy to ta od, w tórym Ŝadem omuat e jest oczątem ego omuatu. Dobra srawa! Kod zwarty ma mmalą redudację a rzy tym moŝa odać wele omuatów jede-o-drugm, wedząc rzy tym ja wygląda ch tzw delmtacja (odzał). Dodatowo zachodz: Jeśl rawdoodobeństwa wystęowaa omuatów są otęgam ostruować od zwarty o redudacj = 0., to moŝa Jeda z metod ostruowaa odu zwartego jest metoda Huffmaa Przyład (zowu otyuacja rzyładu odaego rzy etro): SUMA od Będzemy tworzyć oszczególe ody. Metoda: łączymy oszczególe aram te, tóre mają o ajmejszych wartoścach. W te sosób owstają oglomeraty. Dalej moŝemy według tej samej zasady łączyć zarówo ja ch oglomeraty. Czymy to ta długo, aŝ e otrzymamy elemetów: ) START ) ) od ody ody ( ) + = + =

W tym momece rzechodzmy do rozaowywaa oglomeratów, za aŝdym razem jedemu z jego człoów adając wartość 0, a drugemu : 0 ( ) 0 ( ) Srawdźmy le teraz wyos R: 0 N 8 L = N = + ( + + ) = + = +, =,, co rzy detyczym H (=,795), daje am R =,,795 = 0,508, a węc zdecydowae mejszą redudację Ŝ w orzedch dwóch sytuacjach dla tego rzyłady rozładu rawdoodobeństw (R było rówe,7075,7075). Ne dość, Ŝe zmejszylśmy redudację, to jeszcze uzysalśmy od jedozaczy. Stąd: jeśl zaszemy cąg tych omuatów (dowolej długośc),.: 0000, To zawsze moŝemy go rozłoŝyć a ojedycze omuaty: ) Na 0 zaczya sę tylo 0. Odcmy to 0 zostaje am 000 ) - e ma, teŝ; jest doero 0 (a c ego e zaczya sę a 0). Odcamy węc 0 zostaje am 00 ) - e ma, teŝ; jest doero (a c ego e zaczya sę a ). Odcamy węc zostaje am 00. ) 0 jest, a a 0 c węcej sę e zaczya. Odcamy węc 0 zostaje am 0 5) - e ma, 0 jest ończy cąg. W te sosób zdeodowalśmy 0000 a 0 0 0 0. Przy tym dooalśmy tego w sosób jedozaczy. Czy redudacja jest szodlwa? Rozatrzmy astęujący rzyład: ) NaleŜy zaodować cyfry od 0 do 9 (rawdoodobeństwo wystąea aŝdej z ch wyos 0. Ile wyos R (bez z wzgl. btu arzystośc dodajemy jedyę tam, gdze w odze jest earzysta lczba jedye, by w sume była ch arzysta lczba))?

cyfra Kod rozszerzoy o bt arzystośc od bt arzystośc 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 5 0 0 0 0 7 0 0 8 0 9 0 Bez btu arzystośc: 0 L = = 0 =, 0 0 0, H = log 0 0 =,, 0 0 stąd R = L H =, = 0,8. Z btem arzystośc: L= 5, H e ulega zmae (tj. teŝ =,), a węc R = L H = 5, =,8. Było węc mmale (ułamowe) wzrosło zaledwe o. Taa redudacja wydłuŝa węc słowo, jest węc szodlwa. Jeda dodae owego btu arzystośc umoŝlwa wyryce otecjalego rzełamaa jedego zau (bo wtedy e będze arzysta lczba jedye), a gdy jesteśmy zateresowa duŝą ezawodoścą omuatu, wówczas owo zwęszee redudacj o e jest Ŝ ta osztowe (lecz wręcz rzecwe jest orzyste). Mała redudacja e jest eorzysta. CDN