Metodyka szacowania niepewnoci rozszerzonej. Opracował: mgr Mikołaj Kirpluk

Podobne dokumenty
Księga Jakości Laboratorium

STATYSTYKA W POMIARACH AKUSTYCZNYCH - PODSTAWY

Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka Wnioskowanie statystyczne. Estymacja i estymatory. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407

Laboratorium Metrologii I Nr ćwicz. Opracowanie serii wyników pomiaru 4

Instrukcja do laboratorium z fizyki budowli. Ćwiczenie: Pomiar i ocena hałasu w pomieszczeniu

Ćwiczenie nr 14. Porównanie doświadczalnego rozkładu liczby zliczeń w zadanym przedziale czasu z rozkładem Poissona

Księga Jakości Laboratorium

Ćwiczenie 2 ESTYMACJA STATYSTYCZNA

lim a n Cigi liczbowe i ich granice

Metrologia: miary dokładności. dr inż. Paweł Zalewski Akademia Morska w Szczecinie

Statystyka i Opracowanie Danych. W7. Estymacja i estymatory. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407

Badanie efektu Halla w półprzewodniku typu n

1. Wnioskowanie statystyczne. Ponadto mianem statystyki określa się także funkcje zmiennych losowych o

Zatem przyszła wartość kapitału po 1 okresie kapitalizacji wynosi

są niezależnymi zmiennymi losowymi o jednakowym rozkładzie Poissona z wartością oczekiwaną λ równą 10. Obliczyć v = var( X

3. Tworzenie próby, błąd przypadkowy (próbkowania) 5. Błąd standardowy średniej arytmetycznej

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

Przykład Zbiór {0, 2} jest podgrup grupy Z 4, bo elementem odwrotnym do liczby 2 jest ta sama liczba ((2 + 2)mod4 = 0).

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

Wykład 10 Wnioskowanie o proporcjach

STATYSTYKA I ANALIZA DANYCH

MINIMALIZACJA PUSTYCH PRZEBIEGÓW PRZEZ ŚRODKI TRANSPORTU

Ćwiczenie 4. Wyznaczanie poziomów dźwięku na podstawie pomiaru skorygowanego poziomu A ciśnienia akustycznego

BOOTSTRAPOWA WERYFIKACJA HIPOTEZ O WARTO CI OCZEKIWANEJ POPULACJI O ROZK ADZIE ASYMETRYCZNYM

Komputerowa analiza danych doświadczalnych

Statystyka opisowa. () Statystyka opisowa 24 maja / 8

STATYSTKA I ANALIZA DANYCH LAB II

Rozkłady statystyk z próby. Metody probabilistyczne i statystyka Wykład 2: Rozkłady statystyk z próby. Przedziały ufnoci

Jarosław Wróblewski Analiza Matematyczna 1A, zima 2014/15. n 4n n 1

Akustyka. Fale akustyczne = fale dźwiękowe = fale mechaniczne, polegające na drganiach cząstek ośrodka.

Podstawy akustyki. mgr Mikołaj Kirpluk. Warszawa, listopad (ed.popr poprawiono definicję poziomu - patrz str.13)

NIEPEWNO W POMIARACH POZIOMU DWIKU

Podstawy matematyki nansowej

PRZEDZIAŁY UFNOŚCI. Niech θ - nieznany parametr rozkładu cechy X. Niech α będzie liczbą z przedziału (0, 1).

X i. X = 1 n. i=1. wartość tej statystyki nazywana jest wartością średnią empiryczną i oznaczamy ją symbolem x, przy czym x = 1. (X i X) 2.

Statystyka i rachunek prawdopodobieństwa

Statystyka powtórzenie (I semestr) Rafał M. Frąk

Kurs Prawdopodobieństwo Wzory

Pojcie estymacji. Metody probabilistyczne i statystyka Wykład 9: Estymacja punktowa. Własnoci estymatorów. Rozkłady statystyk z próby.

Estymacja przedziałowa - przedziały ufności

Charakterystyki liczbowe zmiennych losowych: wartość oczekiwana i wariancja

WOJEWÓDZKI INSPEKTORAT OCHRONY ŚRODOWISKA WE WROCŁAWIU KLIMAT AKUSTYCZNY W WYBRANYCH PUNKTACH OŁAWY W ROKU 2003

POLITECHNIKA ŚLĄSKA. WYDZIAŁ ORGANIZACJI I ZARZĄDZANIA. Katedra Podstaw Systemów Technicznych - Podstawy Metrologii - Ćwiczenie 5. Pomiary dźwięku.

Wykªad 05 (granice c.d., przykªady) Rozpoczniemy od podania kilku przykªadów obliczania granic ci gów. n an = + dla a > 1. (5.1) lim.

Przedziaªy ufno±ci a testowanie hipotez statystycznych Konspekt do zaj : Statystyczne metody analizy danych

ROZPORZ DZENIE MINISTRA GOSPODARKI 1) z dnia

Moda (Mo, D) wartość cechy występującej najczęściej (najliczniej).

WYKŁAD 1. Zdarzenia losowe i prawdopodobieństwo Zmienna losowa i jej rozkłady

Jarosław Wróblewski Analiza Matematyczna 1, zima 2016/17

LABORATORIUM METROLOGII

Estymacja przedziałowa

Analiza algorytmów to dział informatyki zajmujcy si szukaniem najefektywniejszych, poprawnych algorytmów dla danych problemów komputerowych.

Statystyczny opis danych - parametry

Tw. 1. Je»eli ci g {a n } ma granic a i ci g {b n } ma granic b, to ci g {a n b n } ma granic a b. Tw. 2. b n. Tw. 3. Tw. 4.

INSTRUKCJA NR 06-2 POMIARY TEMPA METABOLIZMU METODĄ TABELARYCZNĄ

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

Rozkłady statystyk z próby Twierdzenia graniczne

Podstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych (w zakresie materiału przedstawionego na wykładzie organizacyjnym)

PODSTAWY BIOSTATYSTYKI ĆWICZENIA

Konspekt lekcji (Kółko matematyczne, kółko przedsiębiorczości)

4.5. PODSTAWOWE OBLICZENIA HAŁASOWE WPROWADZENIE

I kolokwium z Analizy Matematycznej

wi c warunek konieczny zbie»no±ci szeregu jest speªniony. 12 = 9 12 = 3 4 k(k+1) k=1 ( k+1 k(k+1) n+1 = 1 1 n+1 = 1 0 = 1 36 = =

Statystyczny opis danych - parametry

TESTY LOSOWOŚCI. Badanie losowości próby - test serii.

ZAGADNIENIE ESTYMACJI. ESTYMACJA PUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA

Modele tendencji rozwojowej STATYSTYKA OPISOWA. Dr Alina Gleska. Instytut Matematyki WE PP. 18 listopada 2017

Opracowanie danych pomiarowych. dla studentów realizujących program Pracowni Fizycznej

KURS STATYSTYKA. Lekcja 3 Parametryczne testy istotności ZADANIE DOMOWE. Strona 1

Analiza potencjału energetycznego depozytów mułów węglowych

Komputerowa analiza danych doświadczalnych

Oszacowanie warto ci charakterystycznej wytrzyma o ci betonu na ciskanie wed ug aktualnych zalece normowych

STATYSTYKA OPISOWA WYKŁAD 1 i 2

WICZENIE NR II PODSTAWY PROCESÓW OBRÓBKI PLASTYCZNEJ WŁASNOCI MATERIAŁÓW KSZTAŁTOWANYCH PLASTYCZNIE - ANIZOTROPIA BLACH -

4. MODELE ZALEŻNE OD ZDARZEŃ

LABORATORIUM INŻYNIERII CHEMICZNEJ, PROCESOWEJ I BIOPROCESOWEJ. Ćwiczenie nr 16

ANALIZA DANYCH DYSKRETNYCH

POLITECHNIKA OPOLSKA

Analiza algorytmów to dział informatyki zajmujcy si szukaniem najefektywniejszych, poprawnych algorytmów dla danych problemów komputerowych

Raport. V Porównania Midzylaboratoryjne z Akustyki NTL B2. Bronisławów r. Opracował: mgr Mikołaj Kirpluk. Warszawa, maj 2010

Wykład 11 ( ). Przedziały ufności dla średniej

Matematyczne podstawy kognitywistyki

Elastyczno silników FIAT

Numeryczny opis zjawiska zaniku

WERSJA TESTU A. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LX Egzamin dla Aktuariuszy z 28 maja 2012 r. Część I. Matematyka finansowa

STATYSTYKA. Rafał Kucharski. Uniwersytet Ekonomiczny w Katowicach 2015/16 ROND, Finanse i Rachunkowość, rok 2

> 1), wi c na mocy kryterium porównawczego szereg sin(n n)

POMIAR MOCY AKUSTYCZNEJ

Wymagania edukacyjne na poszczególne oceny z matematyki w klasie III poziom rozszerzony

Metody badania zbieżności/rozbieżności ciągów liczbowych

METODA USTALANIA LICZBY POWTÓRZE EKSPERYMENTU SYMULACYJNEGO O SKO CZONYM HORYZONCIE CZASOWYM

11:39. Dźwięk, fala akustyczna, hałas. Zagadnienia akustyczne w projektowaniu. Dźwięk i hałas, zakres częstotliwości

Jak obliczać podstawowe wskaźniki statystyczne?

Podstawy opracowania wyników pomiarów z elementami analizy niepewności pomiarowych

Ćwiczenia rachunkowe TEST ZGODNOŚCI χ 2 PEARSONA ROZKŁAD GAUSSA

COLLEGIUM MAZOVIA INNOWACYJNA SZKOŁA WYŻSZA WYDZIAŁ NAUK STOSOWANYCH. Kierunek: Finanse i rachunkowość. Robert Bąkowski Nr albumu: 9871

Scenariusz lekcji: Kombinatoryka utrwalenie wiadomości

Ciągi liczbowe wykład 3

16 Przedziały ufności

Transkrypt:

Metodyka szacowaia ieewoci rozszerzoej Oracował: mgr Mikołaj Kirluk Jest to szacowaie ieewoci o asymetryczych graicach rzedziału ufoci wzgldem wartoci rediej, co wyika z faktu okrelaia wartoci rediej jako rediej eergetyczej.. redi oziom dwiku redi oziom dwiku (dla jedakowo rawdoodobych zdarze / omiarów obliczamy jako tzw. redi logarytmicz okrelo wzorem: r. lg 0 i i 0 0 [A]. Defiicja oziomu dwiku Poziom dwiku wyraoy w decybelach to 0 logarytmów dziesitych ze stosuku kwadratu ciieia akustyczego do kwadratu ciieia odiesieia rówego *0-5 Pa: 0 lg, 0 db gdzie: 0 - ciieie odiesieia *0-5 Pa (róg słyszeia dla 000 Hz [B] 3. redia eksozycja wzglda Przekształcajc wzory [A] i [B] otrzymujemy: 0 i i 0 [C] czyli warto oczekiwa dla wielkoci / 0 - eksozycji wzgldej (dla daego czasu omiaru - okrelo wzorem a redi arytmetycz, dla której s okreloe matematycze wzory statystycze. Ozaczajc wielko / 0 jako otrzymujemy: i i [D]

Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie 006 4. Nieewo tyu A Nieewo tyu A (ozaczaa jako A dotyczy rozrzutu statystyczego wyików omiaru traktowaych jako zmiee losowe o astujcych cechach: idetycze rawdoodobiestwo zdarzeia - dla wartoci oczekiwaej okreloej jako redia arytmetycza, iezalee, owtarzale, omiar ie wływa a wyik. 4.. Nieewo wyiku rediej z serii omiarowej Nieewo tyu A okreleia oziomu imisji lub tła akustyczego a odstawie wykoaych omiarów elemetarych oblicza si według astujcych zasad: wyiki omiarów elemetarych oziomu dwiku wyraoe w db rzekształcamy do ostaci eksozycji wzgldej (ze wzoru [B]: i i i 0 0 0 [] obliczamy warto redi (warto oczekiwa - według wzoru [D]: i i obliczamy estymat rediego odchyleie stadardowego s wartoci rediej zgodie ze wzorem: s ( ( r. i i [F] szacujemy ieewo a oziomie ufoci 95%, uzwgldiajc rozkład t-studeta, (wsółczyik τ( dla rzedziału dwustroego, tj. t 0,975 dla - stoi swobody korzystajc ze wzoru: A 95( τ ( s, [G] okrelamy rzedziałufoci a oziomie 95% dla eksozycji wzgldej jako: [ ] [ ( ] ( [H]

Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie 006 3 obliczamy graice rzedziału ufoci, okreloego j.w., wyraajc je w wartociach oziomu dwiku A (a odstawie wzoru [B]: czyli: [ ( ] 0 lg[ ( ] 0 lg dol a _ graica góra _ graica [J] obliczamy wartoci ieewoci wartoci rediej dla oziomu dwiku: warto góra (ieewo dla wartoci wikszych od rediej i warto dola - - (ieewo dla wartoci miejszych od rediej okreloe wzgldem wartoci rediej dla oziomu dwiku dla wyej obliczoego rzedziału ufoci jako: [ ] [ ( ] ( i wyik wyraamy jako: [I] [K] (, - - [] Nieewo tyu A okreleia oziomu imisji lub tła akustyczego - szacowaie i situ a odstawie wykoaych omiarów elemetarych (metoda iyierska a odst.[] - wygoda do okrelaia iezbdej liczby omiarów elemetarych: ( q R gdzie: A,95 im / tlo 95 R - rozst omidzy ajwyszym a ajiszym wyikiem omiarów elemetarych i: R max ( i - mi ( i q 95 - wsółczyik rozkładu ord a dla oziomu ufoci 95% zaley od liczby wykoaych omiarów elemetarych: 3 4 5 6 7 8 9 q 95,3 0,7 0,5 0,4 /3 0,3 /4 0, waga: tak okreloa ieewo dla rozstu db i liczby do 7 szacuje wartoci: z admiarem do 8% - z iedomiarem do 40% Dla wikszych rozstów iedokładoci si owikszaj.

Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie 006 4 4.. Nieewo wyiku obliczeia emisji Nieewo tyu A okreleia oziomu emisji a odstawie obliczoych wartoci redich oziomu imisji oraz tła akustyczego oblicza si według astujcych zasad: obliczamy warto emisji wyraoej jako eksozycja wzglda: em [M] im tlo _ akustycze WAGA: wyraajc to samo jako oziom dwiku, otrzymujemy zay wzór: em 0, _ 0 lg( 0 lg( 0 lg(0 im 0 tlo em im tlo _ akustycze 0, akustycze okrelamy błd wyiku emisji dla eksozycji wzgldej: [ ( ] [ ( ] A, 95( em im. tlo _ akustycze. [N] astie owtarzamy rocedur według wzorów od [H] do []. WAGA: W rzyadku róicy omidzy oziomem imisji a oziomem tła akustyczego owyej 0 db zgodie z metodyka omiarow [8] moa omi wływ tła akustyczego. Jedak wtedy aley uwzgldi błd zwizay z takim uroszczeiem (zawyeie wyiku emisji, który wyosi 0,5 db dla ww róicy 0 db, a 0, db dla róicy 5 db. 4.3. Nieewo wyiku obliczeia oziomu rówowaego 4.3.. Nieewo okreleia czasu Nieewo okreleia czasu trwaia sytuacji akustyczej dla której wykoao omiary elemetare, aley okrela według astujcych zasad: zdarzeie trwajce rzez cały ormatywy czas obserwacji - ieewo rówa 0, zdarzeia o cile okreloym czasie trwaia w ormatywym czasie obserwacji - ieewo rówa 0, zdarzeia o zmieym czasie trwaia w ormatywym czasie obserwacji - ieewo okrelaa zgodie z wytyczymi zawartymi w [5] dla modelu rostokta, gdzie dol i gór graic rzedziału zdarze staowi odowiedio miimaly i maksymaly czas trwaia sytuacji, a redi czas trwaia jest rzyjmoway jako redia arytmetycza z tych graic. Nieewo a oziomie ufoci 95% rzyjmuje si jako 95% odchyleia maksymalego od wartoci rediej w kad stro. w rzyadku sytuacji akustyczych, których czasy trwaia odlegaja iym rozkładom - aley zastosowa idywiduale odejcie.

Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie 006 5 4.3.. Nieewo okreleia oziomu rówowaego Nieewo tyu A okreleia oziomu rówowaego oblicza si a odstawie zaych udziałów emisji em dla kadej sytuacji akustyczej i czasów trwaia tych sytuacji wraz z odowiedimi ieewociami ( em. eksozycj wzgld rówowa dla m sytuacji akustyczych w ormatywym czasie obserwacji okrela si według wzoru dla eksozycji wzgldych: m eq k tk k WAGA: wyraajc to samo jako oziomy dwiku, otrzymujemy zay wzór a oziom rówoway: eq m m tk tk 0 lg( eq 0 lg( k 0 lg( k k [O] 0 okrela si ieewo eksozycji wzgldej rówowaej dla kadej sytuacji akustyczej: 0, k t 0,,95( t k A k ( k ( em 0 [P] okrela si ieewo wyikowej eksozycji wzgldej rówowaej dla sumy sytuacji akustyczych: m [ ( k ] A, 95 eq k ( [Q] astie owtarzamy rocedur według wzorów od [H] do [].

Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie 006 6 5. Nieewo tyu B Nieewo tyu B (ozaczaa jako B jest zwizaa z iedokładoci rzyrzdów omiarowych, rocedur badawczych i rzyjmowaych modeli zjawisk akustyczych. Sosoby okrelaia tej ieewoci owoduj, e szacowaie ieewoci tyu B to bardziej sztuka dowiadczala i rzemiosło [4] i okrelamy j metodami iymi i statystyki matematyczej - odstaw dla tych szacuków s: - metryki, certyfikaty, - dae literaturowe, - wczeiej uzyskae dae omiarowe, - włase dowiadczeie i wiedza, - szczegółowa zajomo badaych zjawisk. Dla zaych ieewoci dla oziomów dwiku, ze wzoru [B] otrzymujemy wzory a ieewoci dla eksozycji wzgldych (w rzyadku ogólym: warto góra ieewoci dla eksozycji wzgldej: r. r. r. 0 0 0 0 0 0 0 0 warto dola ieewoci dla eksozycji wzgldej: [R] r r. r. 0 0 0 0 0 0 0. 0 [R] Poiewa wystuje tu zaleo od aktualej wartoci oziomu dwiku, to wygodiejsz forma rzedstawiaia ieewoci tyu B bdzie ieewo wzglda (wzgldem wartoci eksozycji wzgldej dla eksozycji wzgldej (wzgldem kwadratu cisieia odiesieia 0 *0-5 Pa: warto góra ieewoci wzgldej dla eksozycji wzgldej: 0 0 [S] warto dola ieewoci wzgldej dla eksozycji wzgldej: 0 0 [S]

Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie 006 7 Dla odaych / załooych / oszacowaych ieewoci tyu B wyraoych jako odchyleia oziomów dwiku otrzymujemy astujce ieewoci wzglde tyu B a oziomie ufoci 95% dla eksozycji wzgldych, rzy załoeiu takich samych odchyle, górego i dolego, dla oziomów dwiku: dla zjawiska, dla którego rozkład gstoci rawdoodobistwa jest modeloway rostoktem : ( ( ( 0 0 0,95 ( 0 0 [] dla zjawiska, dla którego rozkład gstoci rawdoodobistwa jest modeloway trójktem : ( ( ( 0 0 5 0 ( 0 0,767 0 [] okreleie ieewoci wzgldej wyikowej tyu B dla w uwzgldioych czyików wymaga rzerowadzeia rachuków a eksozycjach wzgldych osobo dla graicy górej i dla graicy dolej: w B, 95( ( j j j w B, 95( ( j [V] [V]

Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie 006 8 Majc wyikowe ieewoci wzglde dla eksozycji wzgldych moa te okreli wartoci ieewoci wyikowej (góra i dol dla oziomów dwiku: B 95 ( 0 lg (, [W] B 95 ( 0 lg (, [W] 6. Nieewo rozszerzoa Nieewo rozszerzoa okreloa dla oziomu ufoci 95% ( R,95 badaia hałasu jest skutkiem rozrzutu wyików omiarów badaego hałasu wraz z tłem akustyczym (imisja i tła akustyczego oraz iedokładoci zwizaej z wykorzystaym srztem omiarowym i zastosowaa rocedur omiarow: R, 95 gdzie: - ieewo tyu A zwizaa z rozrzutem wyików omiaru - ieewo tyu B zwizaa ze srztem i rocedur omiarow okreleie ieewoci rozszerzoej wymaga rzerowadzeia rachuków a eksozycjach wzgldych osobo dla graicy górej i dla graicy dolej: [ ( ] [ ( ] R, 95( eq eq [X] [ ( ] [ ( ] R, 95( eq eq [X] astie owtarzamy rocedur według wzorów od [H] do [] i otrzymujemy wyik wyraoy jako: eq ( R,95, - - R,95

Metodyka szacowaia ieewoci rozrzerzoej - M.Kirluk (wrzesie 006 9 7. iteratura: [] "Statystyka w omiarach akustyczych - odstawy" Mikołaj Kirluk - referat oublikoway w Materiałach XXXIV Zimowej Szkoły Zagroe Wibroakustyczych (luty 006 [] Szacowaie Nieewoci Pomiarów Hałasu - wersja orawioa i uzuełioa, i. Dariusz Fugiel (arobrzeg, X 00 [3] Matematyka - Poradik ecykloedyczy - I.N.Brosztej, K.A.Siemiediajew (PWN, Warszawa 976 [4] Statystyka dla fizyków - Roma Nowak (Wydawictwo Naukowe PWN, Warszawa 00 ISBN 83-0-370-9 [5] Wyraaie ieewoci omiaru. Przewodik. (GM, 999 ISBN 83-906546--x [6] ablice matematycze - raca zbiorowa od red. Witolda Mizierskiego (Wydawictwo Adamata, Warszawa 004 ISBN 83-7350-048-0 [7] Kombiatoryka i rachuek rawdoodobiestwa.gerstekor,.ródka (PWN, Warszawa 97 ISBN 83-0-0004- [8] załczik r 8 do rozorzdzeia Miistra rodowiska z dia 3 grudia 004 w srawie wymaga w zakresie rowadzeia omiarów wielkoci emisji (Dz.. Nr 83, oz. 84