Princip maximální entropie

Slides:



Advertisements
Podobné prezentace
 Spolupráce s firmou zabývající se ochranami generátorů.  Doložení přesnosti dodávaných systémů zákazníkům.  Podklady pro získání statutu akreditované.
Advertisements

4. Metoda nejmenších čtverců
Lineární model posteriorní hustota pravděpodobnosti lineární model:
Programování numerických výpočtů - návrh písemky.
PA081 Programování numerických výpočtů Přednáška 2.
A5M33IZS – Informační a znalostní systémy Datová analýza I.
Kalmanuv filtr pro zpracování signálů a navigaci
Tato prezentace byla vytvořena
Lineární regresní analýza Úvod od problému
SEM 12. Přednáška Petr Soukup.
ROZHODOVACÍ PROCESY PRO VÍCECESTNÉ TELEMATICKÉ APLIKACE Filip Ekl
Použití řešitele v předmětu RaA
3. PRINCIP MAXIMÁLNÍ VĚROHODNOSTI
RF 5.4. Účinné průřezy tepelných neutronů - Při interakci neutronu s nehybným jádrem může dojít pouze ke snížení energie neutronu. Díky tepelnému pohybu.
Robustní vyrovnání Věra Pavlíčková, únor 2014.
ANALÝZA VZTAHU DVOU SPOJITÝCH VELIČIN
64. Odhady úplných chyb a vah funkcí BrnoLenka Bocková.
Křemíkové detektory v částicové fyzice Jan Brandejs Pavel Jiroušek Garant: Zdeněk Doležal Evropský sociální fond Praha & EU: Investujeme do vaší budoucnosti.
Získávání informací Získání informací o reálném systému
Odhad genetických parametrů
CHYBY MĚŘENÍ.
STANOVENÍ NEJISTOT PŘI VÝPOŠTU KONTAMINACE ZASAŽENÉHO ÚZEMÍ
MĚŘENÍ FYZIKÁLNÍCH VELIČIN
Biofyzika Přednáška 1. úvod, přesnost měření, zpracování dat.
Systém rizikové analýzy při statickém návrhu podzemního díla Jan Pruška.
ŠÍŘENÍ A PŘENÁŠENÍ CHYB A VAH
Náhoda, generátory náhodných čísel
Chyby jednoho měření když známe
REGIONÁLNÍ ANALÝZA Cvičení 3 Evropský sociální fond
Ekonometrie „ … ekonometrie je kvantitativní ekonomická disciplína, která se zabývá především měřením v ekonomice na základě analýzy reálných statistických.
Odhad metodou maximální věrohodnost
Princip maximální entropie
Experimentální fyzika I. 2
Náhodné výběry a jejich zpracování Motto: Chceme-li vědět, jak chutná víno v sudu, nemusíme vypít celý sud. Stačí jenom malý doušek a víme na čem jsme.
Metrologie   Přednáška č. 5 Nejistoty měření.
Fitování Konstrukce křivky (funkce), která co nejlépe odpovídá naměřeným hodnotám. - může podléhat dodatečným podmínkám Lineární vs. nelineární regrese.
Základy matematické statistiky. Nechť je dána náhodná veličina X (“věk žadatele o hypotéku“) X je definována rozdělením pravděpodobností, s nimiž nastanou.
Normální rozdělení a ověření normality dat
Hodnoty tP pro různé pravděpodobnosti P
Monte Carlo simulace Experimentální fyzika I/3. Princip metody Problémy které nelze řešit analyticky je možné modelovat na základě statistického chování.
Návrh a implementace algoritmu SLAM pro mobilní robot
Jednoduchý lineární regresní model Tomáš Cahlík 2. týden
5.4. Účinné průřezy tepelných neutronů
Sylabus V rámci PNV budeme řešit konkrétní úlohy a to z následujících oblastí: Nelineární úlohy Řešení nelineárních rovnic Numerická integrace Lineární.
Maximální chyba nepřímá měření hrubý, řádový odhad nejistoty měření
V experimentu měníme hodnotu jedné nebo několika veličin x i a studujeme závislost veličiny y. - např. měníme, ostatní x i bereme jako parametry ( , ,
Hustota pravděpodobnosti – případ dvou proměnných
Problém majáku předpokládáme, že l známe  x0x0 xixi l chceme najít odhad x 0 (věrohodnost) maximální věrohodnost.
Úvod do praktické fyziky Seminář pro I.ročník F J. Englich, ZS 2003/04.
Nejistota měření Chyba měření - odchylka naměřené hodnoty od správné hodnoty → Nejistota měření Kombinovaná standartní nejistota: statistické (typ A) -
Systémy vnitřní kontroly kvality
Měřické chyby – nejistoty měření –. Zkoumané (měřené) předměty či jevy nazýváme objekty Na každém objektu je nutno definovat jeho znaky. Mnoho znaků má.
Aritmetický průměr - střední hodnota
Přenos nejistoty Náhodná veličina y, která je funkcí náhodných proměnných xi: xi se řídí rozděleními pi(xi) → můžeme najít jejich střední hodnoty mi a.
IV..
Vlnění na struně Autoři : Jaroslav Adam Monika Panušková.
Základy zpracování geologických dat R. Čopjaková.
Ověření modelů a modelování Kateřina Růžičková. Posouzení kvality modelu Ověření (verifikace) ● kvalitativní hodnocení správnosti modelu ● zda model přijatelně.
Experimentální metody v oboru – Přesnost měření 1/38 Naměřená veličina a její spolehlivost © Zdeněk Folta - verze
Interpolace funkčních závislostí
Úvod do praktické fyziky
Základy zpracování geologických dat Rozdělení pravděpodobnosti
Lineární kongruentní generátor
Název: Chyby měření Autor: Petr Hart, DiS.
4. Metoda nejmenších čtverců
Lineární kongruentní generátor
ANALÝZA A KLASIFIKACE DAT
Interpolace funkčních závislostí
Náhodné výběry a jejich zpracování
Princip max. věrohodnosti - odhad parametrů
Transkript prezentace:

Princip maximální entropie známe odhad střední hodnoty m a rozptylu s2 Lagrangeovy multiplikátory

Princip maximální entropie procedura aktualizace informace: pokud získáme novou hodnotu vazby 1. přenásobit p(x) faktorem 2. renormalizovat p(x) princip maximální entropie

Princip maximální entropie je známo m a s měřené veličiny apriorní hustota pravděpodobnosti je Gaussián jsou známy chyby si naměřených hodnot věrohodnost je Gaussián

Metoda nejmenších čtverců bylo provedeno N měření veličiny m s různou přesností jaký je nejlepší odhad veličiny m? princip maximální entropie Gaussián (m je parametr polohy)

Lineární kongruentní generátor smíšený generátor čistě multiplikativní generátor

Lineární kongruentní generátor - implementace čistě multiplikativní generátor Faktorizace m (Schragerův algoritmus) 

Lineární kongruentní generátor - implementace float ran0(int *p_i0) { #define a (16807) #define m (2147483647) #define q (127773) #define r (2836) int k,i0; float x; i0=*p_i0; k=i0/q; //[I0/q] i0=a*(i0-k*q)-r*k; //a(I0 mod q)-r[I0/q] if(i0<0) i0=i0+m; x=(float)i0/m; //converze na realne cislo z intervalu (0,1) *p_i0=i0; return(x); }

Lineární kongruentní generátor - implementace void main() { FILE *f,*g; int iseed; int i; float x; if((f=fopen("iseed.dat","r"))==NULL) iseed=123456789; else f=fopen("iseed.dat","r"); fscanf(f,"%d",&iseed); fclose(f); } g=fopen("ran0.dat","w"); for(i=0;i<1000000;i++) x=ran0(&iseed); fprintf(g,"%f\n",x); f=fopen("iseed.dat","w"); fprintf(f,"%d",iseed); fclose(g);

Lineární kongruentní generátor - implementace

Lineární kongruentní generátor – test IBM RANDU N = 104

Lineární kongruentní generátor – test IBM RANDU N = 107

Lineární kongruentní generátor – sériová korelace IBM RANDU N = 104 “ We guarantee that each number is random individually, but we don’t guarantee that more than one of them is random.”

Lineární kongruentní generátor – sériová korelace RAN0 N = 104

Lineární kongruentní generátor – posuvný registr RAN2 – L’Ecuyer N = 107 + posuv registru perioda  2.3 × 1018

Lineární kongruentní generátor – barevný test IBM RANDU ze dvou čísel generován bod ve čtverci [0,1] x [0,1] barva náhodně ze stejného generátoru, například pomocí RGB složek v rozsahu 0-255 1 1

Lineární kongruentní generátor – barevný test IBM RANDU ze dvou čísel generován bod ve čtverci [0,1] x [0,1] barva náhodně ze stejného generátoru, například pomocí RGB složek v rozsahu 0-255 0.1 0.1

Lineární kongruentní generátor – barevný test RAND( ) MS Visual C++ 6.0 ze dvou čísel generován bod ve čtverci [0,1] x [0,1] barva náhodně ze stejného generátoru, například pomocí RGB složek v rozsahu 0-255 0.1 0.1

Cauchyho rozdělení – Metoda inverzní funkce Distribuční funkce

Cauchyho rozdělení – Metoda inverzní funkce x -4 -2 2 4 0.0 0.1 0.2 0.3 0.4

Normální rozdělení – využití CLT

Normální rozdělení – ad hoc generátor

Von Neumannova zamítací metoda

Monte Carlo integrace p = 3.141592654 N = 8 × 107