O’zbekiston respublikasi axborot texnologiyalari va kommunikatsiyalarini rivojlantirish vazirligi muhammad al-xorazmiy nomidagi toshkent axborot texnologiyalari

Download 224.74 Kb.
Sana	10.02.2023
Hajmi	224.74 Kb.
	#41772

Bog'liq
1 mustaqil ish (1)
13 Мавзу, 6 вариант, Презентация Sevara, 1122, thesis190361, LWzSc0B5XNuerlV9jNp8A8xVKJloacTZ3IXzqlH5, Кимё тестлар, Kimyo masalalar 8-sinf, Kimyo labaratoriya ishi 8-sinf, Adidas AG, shaxspsixologiyasi. shaxsni organishdagi malumot turlari

Bu sahifa navigatsiya:

• Ehtimollik va statistika fanidan MUSTAQIL ISHI-1 Bajardi: ERGASHEV RUSLAN Qabul qildi:J.Soipnazarov B.Hayitov Qarshi 2022-yil
• Tarqatish - tasodifiy ozgaruvchining taqsimlanishi

O’ZBEKISTON RESPUBLIKASI AXBOROT TEXNOLOGIYALARI VA KOMMUNIKATSIYALARINI RIVOJLANTIRISH VAZIRLIGI MUHAMMAD AL-XORAZMIY NOMIDAGI TOSHKENT AXBOROT TEXNOLOGIYALARI UNIVERSITETI QARSHI FILIALI Telekammunikatsiya texnologiyalari Fakulteti TT-11-20- GURUH TALABASINING Ehtimollik va statistika fanidan MUSTAQIL ISHI-1 Bajardi: ERGASHEV RUSLAN Qabul qildi:J.Soipnazarov B.Hayitov Qarshi 2022-yil Erlang va Pirson qonunlari Reja: Tasodifiy o’zgaruvchining taqsimlanishi. Erlang qonuni. Puassonning tarqalish qonuni Xulosa. Foydalangan adabiyotlar. Tarqatish - tasodifiy o'zgaruvchining taqsimlanishi bu erda tasodifiy o'zgaruvchilar X 1 , X 2 ,…, X n mustaqil va bir xil taqsimotga ega N(0,1). Bundan tashqari, atamalar soni, ya'ni. nchi-kvadrat taqsimotining "erkinlik darajalari soni" deb nomlanadi. Tarqatish t Student's t - tasodifiy o'zgaruvchining taqsimlanishi bu erda tasodifiy o'zgaruvchilar U va X mustaqil, U standart normal taqsimotga ega N(0,1) va X - chi taqsimoti - kvadrat bilan n erkinlik darajasi. Qayerda n Talabalar taqsimotining "erkinlik darajalari soni" deb nomlanadi. Ushbu tarqatish 1908 yilda pivo zavodida ishlagan ingliz statistik xodimi V.Gosset tomonidan kiritilgan. Ushbu fabrikada iqtisodiy va texnik qarorlarni qabul qilishda ehtimollik-statistik usullardan foydalanilgan, shu sababli uning rahbariyati V. Gossetga o'z nomidan ilmiy maqolalarni nashr etishni taqiqlagan. Shu tarzda V. Gosset tomonidan ishlab chiqilgan ehtimollik-statistik usullar ko'rinishidagi "nou-xau" tijorat siri himoya qilindi. Biroq, u "Talaba" taxallusi bilan nashr etish imkoniyatiga ega bo'ldi. Gosset-Student hikoyasi shuni ko'rsatadiki, yana yuz yil davomida ehtimoliy-statistik qarorlarni qabul qilish usullarining katta iqtisodiy samaradorligi Buyuk Britaniya menejerlari uchun ravshan edi. Markaziy chegara teoremasi (har xil taqsimlangan atamalar uchun). Bo'lsin X 1 , X 2 ,…, X n, ... bu matematik taxminlarga ega bo'lgan mustaqil tasodifiy o'zgaruvchilar M (X 1 ), M (X 2 ), ..., M (X n), ... va farqlar D.(X 1 ), D.(X 2 ),…, D.(X n),… mos ravishda. Bo'lsin So'ngra, har qanday atamaning hissasining kichikligini ta'minlaydigan ma'lum sharoitlarda U n, har kim uchun x. Bu erda ko'rib chiqilayotgan shartlar shakllantirilmaydi. Ularni maxsus adabiyotlarda topish mumkin (masalan, qarang). "CPT faoliyat ko'rsatadigan sharoitlarning yoritilishi taniqli rus olimlari A.A. Markov (1857-1922) va, xususan, A.M. Lyapunov (1857-1918) ning xizmatidir". Markaziy chegara teoremasi shuni ko'rsatadiki, o'lchov (kuzatish) natijasi ko'plab sabablar ta'sirida shakllangan bo'lsa, ularning har biri faqat ozgina hissa qo'shadi va jami jami aniqlanadi qo'shimcha ravishda, ya'ni qo'shimcha ravishda, o'lchov (kuzatish) natijasining taqsimlanishi me'yorga yaqin. Ba'zida taqsimot normal bo'lishi uchun o'lchov (kuzatish) natijasi kifoya qiladi, deb hisoblashadi X ko'plab sabablar ta'siri ostida shakllanadi, ularning har biri kichik ta'sirga ega. Bu unday emas. Ushbu sabablar qanday ishlashi muhim. Agar qo'shimcha bo'lsa, unda X taxminan normal taqsimotga ega. Agar a ko'paytma (ya'ni individual sabablarning harakatlari ko'paytiriladi, qo'shilmaydi), keyin tarqatish X odatdagiga emas, balki deyilganga yaqin. logaritmik normal, ya'ni. emas X, va lg X taxminan normal taqsimotga ega. Agar yakuniy natijani shakllantirishning ushbu ikkita mexanizmidan biri (yoki boshqa biron bir aniq mexanizm) ishlaydi, deb hisoblash uchun hech qanday sabab bo'lmasa, u holda taqsimot haqida X aniq bir narsa aytish mumkin emas. Yuqoridagilardan kelib chiqadiki, ma'lum bir amaliy masalada o'lchov natijalarining (kuzatuvlarining) normalligi, odatda, umumiy fikrlardan kelib chiqmaydi, uni statistik mezonlardan foydalangan holda tekshirish kerak. Yoki, o'lchov natijalarining (kuzatuvlarining) taqsimlash funktsiyalari ma'lum bir parametrli oilaga tegishli degan taxminga tayanadigan parametrsiz statistik usullardan foydalaning. Tasodifiy qiymat X agar tasodifiy o'zgaruvchi bo'lsa, log-normal taqsimotga ega Y \u003d lg X normal taqsimotga ega. Markaziy chegara teoremasidan mahsulot ekanligi kelib chiqadi X = X 1 X 2 … X n mustaqil musbat tasodifiy o'zgaruvchilar X i, i = 1, 2,…, n, katta uchun n log normal taqsimoti bilan taxminiy bo'lishi mumkin. Xususan, ish haqi yoki daromadni shakllantirishning multiplikativ modeli ish haqi va daromxzadlarning taqsimlanishini logaritmik normal qonunlar bilan taqsimlash bo'yicha tavsiyalarga olib keladi. Rossiya uchun ushbu tavsiya asosli bo'lib chiqdi - statistika buni tasdiqlaydi. Log-normal qonuniga olib keladigan boshqa ehtimol modellari mavjud. Bunday modelning klassik namunasi A.N.Kolmogorov tomonidan berilgan bo'lib, u fizik jihatdan asosli postulatlar tizimidan ma'dan, ko'mir va boshqalarni maydalashda zarrachalar kattaligi to'g'risida xulosa chiqargan. shar tegirmonlarida lognormal taqsimot mavjud. Oqimlarning xarakteristikalari vaqtga bog'liq bo'lmagan holda, umumiy oqim bitta raqam - oqim tezligi bilan to'liq tavsiflanganligi isbotlangan. Umumiy oqim uchun tasodifiy o'zgaruvchini ko'rib chiqing X - ketma-ket hodisalar orasidagi vaqt oralig'ining uzunligi. Uning taqsimlash funktsiyasi shaklga ega Ushbu taqsimot eksponent taqsimot deyiladi, chunki eksponent funktsiya (10) formulada ishtirok etadi e -λ x... 1 / The miqdori shkala parametridir. Berilgan muvaffaqiyatsizlik darajasidagi munosabat (11) λ (x)- funktsiya uchun differentsial tenglama F(x). Differentsial tenglamalar nazariyasidan shunday xulosa kelib chiqadi qaerda a \u003e 0 - o'lchov parametri, b \u003e 0 - shakl parametri, dan - Shift parametri. Bunday holda, parametr va formuladan (16) parametr bilan bog'liq λ 0 (14) formuladan (15) formulada ko'rsatilgan munosabat bilan. Xulosa. Shuni ta'kidlash kerakki, ketma-ketlik ehtimoli koeffitsienti kuzatilayotgan ob'ektlarni radar orqali aniqlash muammolarini hal qilishda ishlatilishi mumkin. Bunday holda, qisqartirish protsedurasi kuzatilayotgan dasturga tegishli bo'lishi shubhali bo'lgan ob'ektlar sinflarini ketma-ket chiqarib tashlashga imkon beradi. Axborotni ketma-ket to'plash ob'ektlarni tasniflash natijalarining ishonchliligini oshirishga imkon beradi. Olingan natijalar radar kuzatuvi muammolarini hal qilishda ketma-ket tahlil usullaridan foydalanish maqsadga muvofiqligini ko'rsatmoqda. Foydalangan adabiyotlar 1. Oxrimenko A. Radar va elektron urush asoslari. 1 qism. Radar asoslari. M., 1983 yil. 2. Wald A. Ketma-ket tahlil. M., 1960 yil. 3. Fu K. Naqshlarni aniqlashda va mashinada o'rganishda ketma-ket usullar. M., 1971 yil. 4. Skolnik M. 4 jildli radar qo'llanmasi. 1-jild. Radar asoslari M., 1976 yil. 5. Akimov PS, Bakut PA, Bogdanovich VA va boshq.Signallarni aniqlash nazariyasi. M., 1984. Download 224.74 Kb.

Download 224.74 Kb.