AKADEMIA MORSKA W SZCZECINIE

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

Statystyka Opisowa Wzory

Statystyczne charakterystyki liczbowe szeregu

Średnia arytmetyczna Klasyczne Średnia harmoniczna Średnia geometryczna Miary położenia inne

Podstawy opracowania wyników pomiarowych, analiza błędów

LABORATORIUM METROLOGII

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

Podstawy analizy niepewności pomiarowych (I Pracownia Fizyki)

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

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

Statystyczna analiza danych przedziały ufności

Pomiary bezpośrednie i pośrednie obarczone błędem przypadkowym

Planowanie eksperymentu pomiarowego I

STATYSTYKA OPISOWA WYKŁAD 3,4

Tablica Galtona. Mechaniczny model rozkładu normalnego (M10)

Statystyka. Analiza zależności. Rodzaje zależności między zmiennymi występujące w praktyce: Funkcyjna

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

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH. dr Michał Silarski

Wyrażanie niepewności pomiaru

CHARAKTERYSTYKI LICZBOWE STRUKTURY ZBIOROWOŚCI (Parametry statystyczne) MIARY POŁOśENIA

ma rozkład normalny z nieznaną wartością oczekiwaną m

Lekcja 1. Pojęcia podstawowe: Zbiorowość generalna i zbiorowość próbna

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

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

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

Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka matematyczna. Estymacja przedziałowa parametrów strukturalnych zbiorowości generalnej

INSTRUKCJA LABORATORIUM Metrologia techniczna i systemy pomiarowe.

PDF created with FinePrint pdffactory Pro trial version WIII/1

Statystyka Opisowa 2014 część 3. Katarzyna Lubnauer

Statystyczna analiza miesięcznych zmian współczynnika szkodowości kredytów hipotecznych

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

Statystyka Matematyczna Anna Janicka

STATYSTYKA EKONOMICZNA I SPOŁECZNA

L.Kowalski PODSTAWOWE TESTY STATYSTYCZNE WERYFIKACJA HIPOTEZ PARAMETRYCZNYCH

Podstawowe pojcia. Metody probabilistyczne i statystyka Wykład 7: Statystyka opisowa. Rozkłady prawdopodobiestwa wystpujce w statystyce.

będą niezależnymi zmiennymi losowymi z rozkładu o gęstości

Statystyka Matematyczna Anna Janicka

OBLICZANIE NIEPEWNOŚCI METODĄ TYPU B

będą niezależnymi zmiennymi losowymi o tym samym 2 x

( X, Y ) będzie dwuwymiarową zmienną losową o funkcji gęstości

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH I PRACOWNIA FIZYCZNA INSTYTUT FIZYKI UJ BIOLOGIA 2016

W loterii bierze udział 10 osób. Regulamin loterii faworyzuje te osoby, które w eliminacjach osiągnęły lepsze wyniki:

ROZKŁADY ZMIENNYCH LOSOWYCH

Materiały do wykładu 7 ze Statystyki

ma rozkład normalny z wartością oczekiwaną EX = EY = 1, EZ = 0 i macierzą kowariancji

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r. t warunkowo niezależne i mają (brzegowe) rozkłady Poissona:

Miary statystyczne. Katowice 2014

ANALIZA KORELACJI DEFINICJA ZALEŻNOŚCI KORELACYJNEJ, RODZAJE ZALEŻNOŚCI KORELACYJNYCH KLASYFIKACJA METOD ANALIZY ZALEŻNOŚCI STATYSTYCZNYCH

Estymacja to wnioskowanie statystyczne koncentrujące się wokół oszacowania wartości parametrów rozkładu populacji.

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

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 1. Wiadomości wstępne

PODSTAWY OPRACOWANIA WYNIKÓW POMIARÓW Z ELEMENTAMI ANALIZY NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH. I Pracownia IF UJ Marzec 2017

. Wtedy E V U jest równa

O testowaniu jednorodności współczynników zmienności

Średnia harmoniczna (cechy o charakterze ilorazu np. Prędkość, gęstość zaludnienia)

PODSTAWY PROBABILISTYKI Z PRZYKŁADAMI ZASTOSOWAŃ W INFORMATYCE

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

TMM-2 Analiza kinematyki manipulatora metodą analityczną

Badania Maszyn CNC. Nr 2

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

Stanisław Cichocki Natalia Nehrebecka. Zajęcia 7-8

PŁASKA GEOMETRIA MAS. Środek ciężkości figury płaskiej

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

f f x f, f, f / / / METODA RÓŻNIC SKOŃCZONYCH niech N = 2 (2 równania różniczkowe zwyczajne liniowe I-rz.) lub jedno II-rzędu

TARCIE CIĘGIEN O POWIERZCHNIĘ WALCOWĄ WZÓR EULERA

Elementy statystyki opisowej Izolda Gorgol wyciąg z prezentacji (wykład I)

Sabina Nowak. Podstawy statystyki i ekonometrii Część I

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

Matematyczne metody opracowywania wyników

Funkcja wiarogodności

Statystyka opisowa. Stawia się pytania: pytanie co? poprzedza pytanie jak?. Najpierw potrzebna jest miara, potem można badać zmiany tej miary.

Wnioskowanie statystyczne dla korelacji i regresji.

[, ] [, ] [, ] ~ [23, 2;163,3] 19,023 2,7

OKREŚLANIE NIEPEWNOŚCI POMIARÓW (poradnik do Laboratorium Fizyki)

Opracowanie wyników pomiarów

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

KALIBRACJA NIE ZAWSZE PROSTA

Portfel złożony z wielu papierów wartościowych

WSTĘP METODY OPRACOWANIA I ANALIZY WYNIKÓW POMIARÓW

Zmienna losowa X ma taki rozkład, jeśli przyjmuje wartości k=0,1,2,...,n z prawdopodobieństwami określonymi wzorem:

Rozdział 3 Zastosowanie języka SQL w statystyce opisowej 1 Wprowadzenie

Statystyka. Katarzyna Chudy Laskowska

VI. TWIERDZENIA GRANICZNE

ZJAZD 1. STATYSTYKA OPISOWA wstępna analiza danych

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

Wyznaczanie oporu naczyniowego kapilary w przepływie laminarnym.

Jego zależy od wysokości i częstotliwości wypłat kuponów odsetkowych, ceny wykupu, oczekiwanej stopy zwrotu oraz zapłaconej ceny za obligację.

( ) ( ) 2. Zadanie 1. są niezależnymi zmiennymi losowymi o. oraz. rozkładach normalnych, przy czym EX. i σ są nieznane. 1 Niech X

Stanisław Cichocki. Natalia Nehrebecka. Zajęcia 5

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

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

STATYSTYKA OPISOWA. Państwowa Wyższa Szkoła Zawodowa w Koninie. Materiały pomocnicze do ćwiczeń. Materiały dydaktyczne 17 ARTUR ZIMNY

INTERPRETACJA DANYCH STATYSTYCZNYCH

Miary położenia (tendencji centralnej) to tzw. miary przeciętne charakteryzujące średni lub typowy poziom wartości cechy.

JEDNOWYMIAROWA ZMIENNA LOSOWA

Wykład ze statystyki. Maciej Wolny

Liniowe relacje między zmiennymi

Analiza niepewności pomiarów Definicje

Statystyka opisowa. (n m n m 1 ) h (n m n m 1 ) + (n m n m+1 ) 2 +1), gdy n jest parzyste

Pomiary parametrów napięć i prądów przemiennych

Transkrypt:

AKADEMIA MORSKA W SZCZECINIE Istytut Iżyer Ruchu Morskego Zakład Urządzeń Nawgacyjych Istrukcja r 0 Wzory do oblczeń statystyczych w ćwczeach z radoawgacj Szczec 006

Istrukcja r 0: Wzory do oblczeń statystyczych w ćwczeach z radoawgacj - -

Istrukcja r 0: Wzory do oblczeń statystyczych w ćwczeach z radoawgacj Temat: Wzory do oblczeń statystyczych w ćwczeach r 6- z radoawgacj.. Wyzaczee błędu edego pozycj przy daych współrzędych geografczych φ λ. Aby a podstawe otrzymaych wyków pomarów ϕ, ϕ,,ϕ oraz λ, λ,, λ oblczyć ede kwadratowe błędy pomarów ależy postępować według astępującego schematu oblczeń (przy założeu pomarów z odborka stacjoarego pozycja atey e zmea sę w czase):. Średa arytmetycza pomarów (dla lczby pomarów): - szerokośc geografczej: ϕ ϕ = [º] lub [ ], (.) λ - długośc geografczej: λ = [º] lub [ ]. (.). Odchylea pomarów od edej: Dla wartośc pomaru edej arytmetyczej podaych w mutach [ ]: ϕ = ϕ ϕ [ ] lub [Mm], (.3) - szerokośc geografczej: ( ) - długośc geografczej: a ( λ λ ) cosϕ = [ ] lub [Mm]. (.4) 3. Suma kwadratów odchyleń (odchylee kwadratowe pomarów): - szerokośc geografczej: ( ) - zboczea awgacyjego: ( ) a ϕ [Mm ], (.5) [Mm ]. (.6) 4. Śred błąd kwadratowy (odchylee stadardowe pomarów): Wyzaczay z prawdopodobeństwem (lub a pozome ufośc) 0,683 wyos dla: - szerokośc geografczej: - zboczea awgacyjego: ( ) ϕ mϕ = ± [Mm], (.7) ( a ) ma = ± [Mm]. (.8) - 3 -

Istrukcja r 0: Wzory do oblczeń statystyczych w ćwczeach z radoawgacj Co ozacza, że dla daego parametru prawdopodobeństwo pojawea sę błędu w gracach p. od -m ϕ do m ϕ wyos 0,683. Odpowedo prawdopodobeństwo pojawea sę błędu w gracach podaych pożej wyos: -m do m 0,955-3m do 3m 0,997 (tzw. błąd maksymaly określający graczą wartość błędów przypadkowych) 5. Śred błąd edej arytmetyczej: - szerokośc geografczej: mϕ m' ϕ = ± [Mm], (.9) - zboczea awgacyjego: ma m' a = ± [Mm]. (.0) Na podstawe wylczoych edch błędów kwadratowych pomarów ϕ λ moża wyzaczyć błąd kołowy zway błędem edm pozycj statku (laboratorum): M = mϕ + m [Mm] (.) 0 a Prawdopodobeństwo zalezea sę rzeczywstej pozycj wewątrz błędu kołowego (jego pozom ufośc) jest zmee w gracach od 0,63 do 0,683, edo przyjmowae jako 0,66.. Wyzaczee błędu edego pozycj przy daych współrzędych hperbolczych. Gdy korzystamy ze współrzędych hperbolczych tz. odczytujemy umery l pozycyjych (system DECCA oraz LORAN-C) w celu oblczea edch kwadratowych błędów pomarów ależy posługwać sę zależoścam (.) do (.5): l l =, l l = (.) ( l l ) σ = ± (.) ( l l ) σ = ± (.3) Przy czym dla Lora-C otrzymae wartośc będą w µs, dla Decca w bezwymarowych jedostkach różcy faz. Odpowedo ede kwadratowe błędy pomarów w Mm otrzymamy poprzez odczyt szerokośc pasów (w l ) obu satek hperbolczych z ramk mapy w Mm dla mejsca (szerokośc geografczej) obserwacj dla Decca oraz poprzez przelczee lośc Mm przypadającej a µs dla Lora-C: - dla Decca: ml = σ wl [Mm], ml = σ wl [Mm] (.4) - dla Lora-C: m l = σ wµ s [Mm], m l = σ wµ s [Mm] (.5) - 4 -

Istrukcja r 0: Wzory do oblczeń statystyczych w ćwczeach z radoawgacj Średe błędy wektorowe l pozycyjych możemy wyzaczyć zając kąt θ, pod jakm sę te le przecają: m l V = [Mm], V = [Mm] (.6) sθ sθ Błędy te skerowae są wzdłuż l pozycyjych: V wzdłuż drugej l pozycyjej, V wzdłuż perwszej l pozycyjej tworząc rówoległobok błędów (prawdopodobeństwo zajdowaa sę pozycj wewątrz edego rówoległoboku błędów wyos.0,683 0,683=0,466). m l a+b V V α m l V b θ V V a-b la poz. a m l V la poz. a+b a a a-b b b a-b Rys... Geometrycze wyzaczae edego rówoległoboku edej elpsy błędów. - 5 -

Istrukcja r 0: Wzory do oblczeń statystyczych w ćwczeach z radoawgacj Półose edej elpsy błędów wyoszą: a = ( V + V V sθ + V + V V V sθ + V ) [Mm] (.7) b = ( V + V V sθ + V V V V sθ + V ) [Mm] (.8) Kąt α, zawarty mędzy półosą a a wększym błędem wektorowym oblcza sę według wzoru: s θ tg α = (.9) V + cos θ V Kąt α odkładamy od wększego błędu wektorowego tak, aby półoś wększa a zalazła sę wewątrz kąta θ utworzoego przez ramoa V V. Geometryczy sposób wyzaczea edego rówoległoboku błędów edej elpsy błędów przedstawa rysuek.. Dłuższą półoś elpsy a odkłada sę a dwuseczej kąta a b a + b. Prostopadle do ej odkłada sę długość półos małej b. Prawdopodobeństwo zalezea sę pozycj statku (laboratorum) wewątrz edej elpsy błędów jest mejsze ż edego rówoległoboku błędów wyos 0,393. Błąd ed pozycj określa sę a podstawe zależośc: M 0 = V + V = m l + m l [Mm] (.0) sθ 3. Wyzaczee meday oraz modalej zmeej losowej współczyka korelacj dwóch zmeych losowych. Medaa modala zalczają sę do pozycyjych mar położea badaej zborowośc statystyczej. Przy przelczalej zborowośc statystyczej (dla zmeej losowej dyskretej) medaa Me (kwartyl drug) dzel zborowość a dwe rówe częśc; połowa jedostek (pomarów) ma wartośc cechy mejsze lub rówe medae, a połowa wartośc cechy rówe lub wększe od Me. Stąd też medaa bywa azywaa wartoścą odkową. W szeregach szczegółowych, uporządkowaych rosąco, medaę wyzacza sę z wzoru: x +, gdy jest eparzyste Me = (3.) x + x +, gdy jest parzyste Pozycję meday ustala sę a pozome połowy lczebośc uporządkowaej rosąco próby: N Me = (3.) Modala D (domata, moda, wartość ajczęstsza) jest to wartość cechy statystyczej, która w daym rozkładze empryczym występuje ajczęścej. Aaltycze dla przelczalej zborowośc statystyczej (przelczalej lczbe pomarów) modalą wyzacza sę z wzoru: - 6 -

Istrukcja r 0: Wzory do oblczeń statystyczych w ćwczeach z radoawgacj D = x0d + 0 d d d d + d d ( ) ( ) ( x ) Gd x d + (3.3) gdze: d - umer przedzału (klasy), w którym występuje modala, x 0d - dola graca przedzału, w którym występuje modala, x Gd - góra graca przedzału, w którym występuje modala, d - lczebość przedzału modalej, tz. klasy o umerze d, d- ; d+ - lczebośc klas: poprzedzającej przedzał modalej astępującej po tym przedzale. Współczyk korelacj dwóch zmeych losowych x y (Pearsoa) jest marą sły zwązku lowego mędzy cecham. Oblcza sę go według zależośc: r xy = ( x x )( y y ) ( x x ) ( y y ) (3.4) Lteratura. [] Górsk S.: Ocea dokładośc w awgacj morskej ; Wydawctwo Morske, Gdańsk 977. [] Jóźwak J., Podgórsk J.: Statystyka od podstaw ; Polske Wydawctwo Ekoomcze, Warszawa 997. [3] Ostasewcz S., Rusak Z., Sedlecka U.: Statystyka, elemety teor zadaa, WAE m. Oskara Lagego, Wrocław 998. - 7 -