9. Εκτίμηση του κινδύνου αστοχίας των τεχνικών έργων
|
|
- Χλωρίς Κορομηλάς
- 7 χρόνια πριν
- Προβολές:
Transcript
1 ΚΕΦΑΛΑΙΟ 9 9. Εκτίμηση του κινδύνου αστοχίας των τεχνικών έργων 9. Γενικά Τα τεχνικά έργα σχεδιάζονται ώστε να αναλαμβάνουν ασφαλώς κάποια συγκεκριμένα φορτία (φορτία σχεδιασμού). Λόγω απρόβλεπτης διακύμανσης του μεγέθους των επιβαλλόμενων φορτίων κατά τη διάρκεια της ζωής του έργου, είναι πιθανόν ορισμένα από τα φορτία να υπερβούν τις τιμές για τις οποίες σχεδιάσθηκε η κατασκευή με συνέπεια την αστοχία της. Για παράδειγμα, ένα φράγμα που έχει σχεδιασθεί έναντι σεισμού μεγέθους 7.0 μπορεί να αστοχήσει εάν συμβεί σεισμός μεγέθους 8.0. Τούτο σημαίνει ότι το συγκεκριμένο φράγμα έχει κάποια πιθανότητα αστοχίας έναντι ισχυρού σεισμού (που καθορίζεται από την πιθανότητα να συμβεί σεισμός με μέγεθος Μ > 7). Η πιθανότητα να συμβεί ένας σεισμός τέτοιου μεγέθους μπορεί να είναι μικρή, όμως δεν είναι μηδενική. Η μικρή αυτή πιθανότητα αστοχίας συχνά θεωρείται ως αποδεκτή, με κύριο σκοπό τον περιορισμό του κόστους κατασκευής των τεχνικών έργων. Με τον όρο κίνδυνος αστοχίας (risk) ορίζεται η πιθανότητα αστοχίας ενός έργου κατά το χρόνο της λειτουργίας του (δηλαδή της χρήσιμης ζωής του). Επίσης, ο όρος αποδεκτός κίνδυνος αστοχίας (acceable risk) εκφράζει την πιθανότητα αστοχίας που θεωρείται αποδεκτή κατά τη χρήσιμη ζωή του έργου. Ο αποδεκτός κίνδυνος αστοχίας καθορίζεται με συνεκτίμηση ποικίλων παραγόντων αλλά κυρίως από τις συνέπειες της πιθανής αστοχίας του έργου (θάνατος ανθρώπων, υλικές ζημιές, διαφεύγοντα κέρδη, κόστος ανακατασκευής κλπ) και από το πρόσθετο κόστος κατασκευής του ίδιου του έργου ώστε να μπορεί να αναλάβει ασφαλώς τις αυξημένες φορτίσεις (δηλαδή να έχει μικρότερον αποδεκτό κίνδυνο αστοχίας). Σύμφωνα με τα παραπάνω, οι φορτίσεις σχεδιασμού των έργων καθορίζονται με βάση τον αποδεκτό κίνδυνο αστοχίας. Η αστοχία των μεγάλων τεχνικών έργων έχει συχνά ιδιαιτέρως δυσμενείς συνέπειες στο περιβάλλον, και συνεπώς είναι απαραίτητη η ορθολογική εκτίμηση του κινδύνου αστοχίας των για κάθε πιθανή φόρτιση. Επίσης, είναι απαραίτητος ο ορθολογικός καθορισμός του αποδεκτού κινδύνου αστοχίας ο οποίος, όπως αναφέρθηκε ανωτέρω, συνήθως γίνεται με συνεκτίμηση των συνεπειών της πιθανής αστοχίας και του κόστους κατασκευής του έργου. Στο Κεφάλαιο αυτό παρουσιάζονται στοιχεία των μεθόδων που συνήθως χρησιμοποιούνται για την εκτίμηση του κινδύνου αστοχίας των τεχνικών έργων. 9.2 Στοιχεία της θεωρίας πιθανοτήτων 9.2. Το πείραμα Bernulli Το πείραμα Bernulli είναι ένα πείραμα με δυο δυνατά αποτελέσματα: επιτυχία ή αποτυχία. Παραδείγματα πειραμάτων Bernulli αποτελούν:
2 Στοιχεία της θεωρίας πιθανοτήτων 9-2. Η εξέταση ενός δοκιμίου από σκυρόδεμα για να ελεγχθεί εάν η αντοχή του υπερβαίνει την απαιτούμενη αντοχή (επιτυχία) ή εάν υπολείπεται αυτής (αποτυχία). 2. Η εξέταση μιας δεξαμενής καυσίμων για να διαπιστωθεί εάν είναι στεγανή (επιτυχία) ή αν παρουσιάζει διαρροές (αποτυχία). 3. Η εξέταση ενός εδαφικού δοκιμίου για να διαπιστωθεί εάν ο βαθμός ρύπανσής του υπολείπεται των μέγιστων αποδεκτών ορίων (επιτυχία) ή υπερβαίνει τα μέγιστα αποδεκτά όρια (αποτυχία). Κατά τα ανωτέρω, εάν () είναι η πιθανότητα επιτυχίας σε ένα πείραμα Bernulli τότε η πιθανότητα αποτυχίας είναι (-). Σύμφωνα με τη θεωρία των πιθανοτήτων, το πείραμα Bernulli ορίζει μια τυχαία μεταβλητή (X) με δυο δυνατές τιμές ( = επιτυχία, 0 = αποτυχία) και συνάρτηση κατανομής: X = =, X = 0 = ( ) ( ) Η διωνυμική κατανομή Η διωνυμική κατανομή αναφέρεται στην εκτέλεση (n) πειραμάτων Bernulli και στον ορισμό μιας τυχαίας μεταβλητής (X) που δίνει τον αριθμό των επιτυχιών στα ανωτέρω πειράματα. Αποδεικνύεται ότι η πιθανότητα (x) επιτυχιών που αποτελεί τη συνάρτηση κατανομής της διωνυμικής τυχαίας μεταβλητής ισούται με: n x nx ( X = x) = ( ) (9.) x όπου n n! = είναι οι συνδυασμοί των (n) δοκιμών ανά (x) και: x ( n x)! x! Στη διωνυμική κατανομή, ο αριθμός των δοκιμών (n) και των επιτυχιών (x) είναι πεπερασμένος. Στα επόμενα εξετάζονται συναρτήσεις κατανομής στις οποίες ο αριθμός των πιθανών ενδεχομένων δεν είναι πεπερασμένος Η κατανομή Pissn Ας θεωρηθεί ότι η πιθανότητα να συμβεί ένα σπάνιο 2 γεγονός μέσα σε ένα μικρό χρονικό διάστημα (Δ) είναι ίση με (λδ), δηλαδή η πιθανότητα του γεγονότος αυτού είναι (λ) ανά μονάδα χρόνου. Η κατανομή Pissn δίνει την πιθανότητα το παραπάνω γεγονός να συμβεί (x) φορές σε ένα χρονικό διάστημα (), όπου >> Δ. Αποδεικνύεται ότι η πιθανότητα αυτή είναι: x λ ( ) ( ) ( λ ) X = x x = e (9.2) x! Η σταθερά (λ) της κατανομής Pissn εκφράζει τη μέση συχνότητα εμφάνισης του συγκεκριμένου γεγονότος ανά μονάδα χρόνου, ενώ η ποσότητα (λ) δίνει τη μέση συχνότητα εμφάνισης του συγκεκριμένου γεγονότος στο χρονικό διάστημα (). Η ποσότητα = λ ονομάζεται μέση περίοδος επαναφοράς και εκφράζει το χρονικό διάστημα στο οποίο το συγκεκριμένο (σπάνιο) γεγονός συμβαίνει μια φορά κατά μέσον όρο. Επειδή το γεγονός θεωρείται σπάνιο, η σταθερά (λ) της κατανομής Pissn είναι πολύ μικρή (λ << ) και συνεπώς η μέση περίοδος επαναφοράς είναι μεγάλη ( >> ). ανεξαρτήτων μεταξύ τους 2 με τον όρο σπάνιο εννοείται ότι η πιθανότητα το γεγονός αυτό να συμβεί δυο ή περισσότερες φορές μέσα σε ένα μικρό χρονικό διάστημα (Δ) είναι μηδενική
3 Στοιχεία της θεωρίας πιθανοτήτων 9-3 Σύμφωνα με την κατανομή Pissn, η πιθανότητα το συγκεκριμένο γεγονός να μη συμβεί εντός του χρονικού διαστήματος () είναι: λ ( X = 0 ) = e (9.3α) ενώ η πιθανότητα το συγκεκριμένο γεγονός να συμβεί τουλάχιστον μια φορά εντός χρόνου () είναι: λ ( X > 0) = e = e (9.3β) Στην περίπτωση που το παραπάνω γεγονός αντιστοιχεί σε φόρτιση που υπερβαίνει τη φόρτιση σχεδιασμού του έργου, το γεγονός μπορεί να προκαλέσει την αστοχία του έργου. Στην περίπτωση αυτή, η τελευταία σχέση δίνει και την πιθανότητα αστοχίας του έργου λόγω του συγκεκριμένου γεγονότος εντός του χρονικού διαστήματος (). Επίλυση της σχέσης (9.3.β) ως προς τη μέση περίοδο επαναφοράς δίνει: = ln( ) όπου () είναι η πιθανότητα το γεγονός να συμβεί τουλάχιστον μια φορά εντός χρόνου (). Εφαρμογή: Οι σεισμικές κινήσεις σχεδιασμού του Νέου Ελληνικού Αντισεισμικού Κανονισμού (ΝΕΑΚ) αντιστοιχούν σε σεισμικά γεγονότα με πιθανότητα υπέρβασης 0% εντός 50 ετών. Κατά συνέπεια, οι σεισμικές κινήσεις σχεδιασμού του ΝΕΑΚ έχουν μέση περίοδο επαναφοράς: 50 = = 475 έτη ln( 0.0) δηλαδή αντιστοιχούν σε σεισμικές κινήσεις που συμβαίνουν κατά μέσον όρο μια φορά κάθε 475 έτη. Αν είναι επιθυμητό να αναθεωρηθούν οι σεισμικές κινήσεις σχεδιασμού του ΝΕΑΚ ώστε η πιθανότητα υπέρβασης να μειωθεί από 0% σε 5% εντός 50 ετών, τότε η μέση περίοδος επαναφοράς των σεισμικών κινήσεων σχεδιασμού των έργων θα γίνει: 50 = = 975 έτη ln 0.05 ( ) Με την κατανομή Pissn υπολογίζεται η πιθανότητα αστοχίας ενός έργου λόγω κάποιου σπάνιου γεγονότος, δηλαδή ενός γεγονότος με μεγάλη περίοδο επαναφοράς ( >> ). Στα επόμενα εξετάζεται η πιθανότητα αστοχίας ενός έργου από κάποιο γεγονός που μπορεί να μην είναι σπάνιο. Έστω ότι () είναι η πιθανότητα να συμβεί (σε μοναδιαίο χρονικό διάστημα, π.χ. ενός έτους) κάποιο γεγονός που προκαλεί αστοχία του έργου (π.χ. ένας ισχυρός σεισμός). Συνεπώς, η πιθανότητα αστοχίας του έργου στο μοναδιαίο χρονικό διάστημα είναι (), ενώ η πιθανότητα μή-αστοχίας του έργου στο ίδιο διάστημα είναι (-). Αν θεωρηθεί ότι το συγκεκριμένο γεγονός δεν έχει μνήμη (δηλαδή ότι οι διαδοχικές εμφανίσεις του είναι ανεξάρτητες μεταξύ τους), τότε η πιθανότητα αστοχίας του έργου σε χρονικό διάστημα (n) χρονικών μονάδων (π.χ. ετών) θα είναι: (αστοχίας) = - (μή-αστοχίας) = - ( - ) n δεδομένου ότι μή-αστοχία του έργου στο διάστημα των (n) χρονικών μονάδων σημαίνει μή-αστοχία σε κάθε μια από τις παραπάνω χρονικές μονάδες (δηλαδή σε ανεξάρτητα μεταξύ τους ενδεχόμενα). Σύμφωνα με τα ανωτέρω, ο κίνδυνος αστοχίας του έργου είναι: R ( ) n (9.4) Επειδή όμως, σύμφωνα με τα προηγούμενα, η μέση περίοδος επαναφοράς του γεγονότος που προκαλεί την αστοχία του έργου είναι:
4 η παραπάνω σχέση γράφεται: Στοιχεία της θεωρίας πιθανοτήτων 9-4 N = R = (9.5) N Στην ειδική περίπτωση που η μέση περίοδος επαναφοράς του συγκεκριμένου γεγονότος είναι αρκετά μεγαλύτερη από τη μονάδα (Ν >> ), δηλαδή εάν <<, πράγμα που σημαίνει ότι το γεγονός είναι σπάνιο, τότε η παραπάνω σχέση μπορεί να προσεγγισθεί από την: n n n N n e = e (9.6) R = N Η τελευταία αυτή σχέση είναι ίδια με τη σχέση 9.3β που δίνει τον κίνδυνο αστοχίας των έργων κατά την κατανομή Pissn (δηλαδή για σπάνια γεγονότα). Σημείωση: το σφάλμα της παραπάνω προσέγγισης είναι μικρότερο από % εάν Ν > 50. Συνεπώς θα μπορούσε να θεωρηθεί ότι οι σχέσεις που αναφέρονται σε σπάνια γεγονότα μπορούν να χρησιμοποιούνται για γεγονότα με περίοδο επαναφοράς άνω των 50 ετών. Παράδειγμα εφαρμογής: Ρωγμές σε επιχρίσματα μιας τυπικής πολυκατοικίας εμφανίζονται σε περίπτωση σεισμού μεγέθους Μ > 4.5. Στην περιοχή των Αθηνών, η μέση περίοδος επαναφοράς τέτοιων σεισμών είναι Ν = 5 έτη. Να προσδιορισθεί η πιθανότητα ρηγμάτωσης των επιχρισμάτων μιας πολυκατοικίας από σεισμό σε χρονικό διάστημα 20 ετών. Λύση: Σύμφωνα με τα παραπάνω, η πιθανότητα ρηγμάτωσης είναι: R = = 74.84% 5 Εάν είχε εφαρμοσθεί η σχέση που ισχύει για σπάνια γεγονότα, η αντίστοιχη πιθανότητα θα είχε υπολογισθεί ως: 20 5 R = e = 73.64% και το υπολογιστικό σφάλμα θα ήταν.6% Η εκθετική κατανομή Μια κατανομή που σχετίζεται με την κατανομή Pissn είναι η εκθετική κατανομή. Κατά την εκθετική κατανομή, θεωρούνται και πάλι σπάνια γεγονότα με μέση συχνότητα εμφάνισης (λ) ανά μονάδα χρόνου και ζητείται η κατανομή του χρόνου μέχρις ότου συμβεί για πρώτη φορά το συγκεκριμένο γεγονός. Η συνάρτηση πυκνότητας πιθανότητας (rbabiliy densiy funcin) της κατανομής αυτής είναι: f ( ) = λ e λ (9.7) οπότε η πιθανότητα ο χρόνος πρώτης εμφάνισης του συγκεκριμένου γεγονότος να είναι μεγαλύτερος από ( ) 3 είναι: 20 λ ( T ) = f ( x) dx = e > (9.8α) 3 δηλαδή η πιθανότητα να μη συμβεί το συγκεκριμένο γεγονός εντός του χρονικού διαστήματος ( ).
5 Πιθανοτική θεώρηση της αστοχίας των τεχνικών έργων 9-5 ενώ η πιθανότητα να συμβεί το συγκεκριμένο γεγονός εντός χρονικού διαστήματος ( ) είναι: λ ( T < ) = f ( x) dx = e 0 (9.8β) Τέλος, ο μέσος χρόνος μεταξύ των διαδοχικών εμφανίσεων του συγκεκριμένου γεγονότος είναι: μ = x f ( x) dx = λ 0 και η μέση συχνότητα εμφάνισης του γεγονότος ανά μονάδα χρόνου είναι (λ). Ο μέσος χρόνος μεταξύ των διαδοχικών εμφανίσεων του συγκεκριμένου γεγονότος ονομάζεται μέση περίοδος επαναφοράς του γεγονότος. Επειδή το γεγονός θεωρείται σπάνιο, η μέση συχνότητα εμφάνισής του ανά μονάδα χρόνου είναι πολύ μικρή (λ << ), οπότε η μέση περίοδος επαναφοράς είναι αρκετά μεγαλύτερη από τη μονάδα. 9.3 Πιθανοτική θεώρηση της αστοχίας των τεχνικών έργων Για τα τεχνικά έργα μπορεί να ορισθεί η προσδοκώμενη μέση διάρκεια ζωής (average life execancy) ως ο μέσος χρόνος μέχρι την εμφάνιση ενός σπάνιου γεγονότος που προκαλεί την αστοχία του έργου. Σύμφωνα με τα προηγούμενα, εάν (λ) είναι η μέση συχνότητα εμφάνισης του συγκεκριμένου σπάνιου γεγονότος ανά μονάδα χρόνου, τότε η προσδοκώμενη μέση διάρκεια ζωής του έργου είναι = /λ. Είναι προφανές ότι η προσδοκώμενη μέση διάρκεια ζωής ενός έργου είναι ίση με την μέση περίοδο επαναφοράς του γεγονότος που προκαλεί την αστοχία του έργου. Η πιθανότητα αστοχίας του έργου από κάποιο σπάνιο γεγονός κατά τη διάρκεια της προσδοκώμενης μέσης διάρκειας ζωής του είναι 63.2%. Πράγματι: λ ( T < ) = e = e = 63.2 % Τα τεχνικά έργα σχεδιάζονται να λειτουργήσουν για μια ορισμένη χρονική περίοδο που ονομάζεται χρήσιμη διάρκεια ζωής (useful life). Είναι προφανές ότι η πιθανότητα αστοχίας των έργων εξαρτάται και από τη χρήσιμη διάρκεια ζωής τους. Έτσι, εάν ( ) είναι η προσδοκώμενη μέση διάρκεια ζωής του έργου και () η χρήσιμη διάρκεια ζωής του, τότε η πιθανότητα αστοχίας του έργου από κάποιο σπάνιο γεγονός κατά τη διάρκεια της χρήσιμης ζωής του είναι: λ ( ) T < = e = e Συνήθως, το πρόβλημα τίθεται αντίστροφα: Με βάση τις συνέπειες εκ της πιθανής αστοχίας του έργου εκτιμάται η μέγιστη αποδεκτή πιθανότητα () αστοχίας κατά τη διάρκεια () της χρήσιμης ζωής του και ζητείται να προσδιορισθεί η μέση συχνότητα (λ) εμφάνισης του γεγονότος που προκαλεί την αστοχία. Στη συνέχεια, το έργο σχεδιάζεται έναντι του γεγονότος αυτού. Για παράδειγμα, εάν η αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας του έργου κατά τη χρήσιμη διάρκεια ζωής του είναι 0%, τότε από την παραπάνω σχέση προκύπτει ότι: e = 0. = = 9. δηλαδή το έργο πρέπει να σχεδιασθεί με προσδοκώμενη μέση διάρκεια ζωής περίπου δεκαπλάσια της πραγματικής χρήσιμης ζωής του. Έτσι, εάν η χρήσιμη ζωή ενός φράγματος είναι 50 έτη, το φράγμα θα πρέπει να σχεδιασθεί με την πλημμύρα της 500-ετίας (δηλαδή την πλημμύρα με μέση περίοδο επαναφοράς 500 ετών). Γενικότερα, εάν () είναι η αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας του έργου κατά τη διάρκεια της χρήσιμης ζωής του, και (λ) είναι η μέση συχνότητα εμφάνισης ενός σπάνιου γεγονότος που προκαλεί αστοχία του έργου, τότε, η διάρκεια () της
6 Πιθανοτική θεώρηση της αστοχίας των τεχνικών έργων 9-6 χρήσιμης ζωής του έργου για τη συγκεκριμένη αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας προκύπτει από τη σχέση: λ = e = ln( ) λ ή ισοδύναμα: = ln ( ) όπου ( ) είναι η προσδοκώμενη μέση διάρκεια ζωής του έργου. Αντιστοίχως, εάν είναι γνωστή η διάρκεια () της χρήσιμης ζωής του έργου, και η αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας (), τότε το έργο θα πρέπει να σχεδιασθεί έναντι σπάνιου γεγονότος με μέση συχνότητα εμφάνισης: λ = ln( ) ή μέση περίοδο επαναφοράς: = ln( ) Τυπικές περιπτώσεις φαίνονται στον ακόλουθο πίνακα: ΜΕΣΗ ΠΕΡΙΟΔΟΣ ΕΠΑΝΑΦΟΡΑΣ (σε έτη) ΓΕΓΟΝΟΤΟΣ ΣΧΕΔΙΑΣΜΟΥ (για σπάνια γεγονότα) Αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας: 0% 5% % Χρήσιμη διάρκεια ζωής του έργου (έτη) Δηλαδή, εάν 5% είναι η αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας ενός έργου με χρήσιμη διάρκεια ζωής 50 ετών, το έργο θα πρέπει να σχεδιασθεί έναντι σπάνιων γεγονότων με μέση περίοδο επαναφοράς περίπου 000 ετών. Παράδειγμα εφαρμογής: Στην Ελλάδα οι θάνατοι από τροχαία ατυχήματα είναι περί τους 2000 κατ έτος. Να προσδιορισθεί η πιθανότητα ένας άνθρωπος να σκοτωθεί σε τροχαίο ατύχημα κατά τη διάρκεια της ζωής του (μέση διάρκεια ζωής 75 έτη). Να προσδιορισθεί η ίδια πιθανότητα για τις ΗΠΑ όπου οι ετήσιοι θάνατοι από τροχαία ατυχήματα είναι κατά μέσον όρο Στην Ελλάδα, με πληθυσμό , η μέση ετήσια συχνότητα θανάτων από τροχαία ατυχήματα είναι: λ = = 5000 = Αντίστοιχα, στις ΗΠΑ, με πληθυσμό , η μέση ετήσια συχνότητα θανάτων από τροχαία ατυχήματα είναι: λ 2 = = Οπότε η πιθανότητα θανάτου από τροχαίο ατύχημα κατά τη διάρκεια της ζωής του ανθρώπου ( = 75 έτη) είναι: = - e -λ που δίνει: Ελλάδα: =.49 % ΗΠΑ: 2 =.04 % Κατά συνέπεια, στην Ελλάδα, ένας συγκεκριμένος άνθρωπος έχει πιθανότητα να σκοτωθεί σε τροχαίο ατύχημα περίπου.5 %, δηλαδή /67 (ένας στους εξήντα επτά), ενώ στις ΗΠΑ η ίδια πιθανότητα είναι% περίπου. Από το προηγούμενο παράδειγμα προκύπτει ότι η πιθανότητα θανάτου ενός ανθρώπου από τροχαίο ατύχημα είναι πολύ μεγάλη (περίπου.5%). Αντίθετα, στα
7 Πιθανοτική θεώρηση της αστοχίας των τεχνικών έργων 9-7 μεγάλα τεχνικά έργα συνήθως θεωρούνται οι ακόλουθες αποδεκτές πιθανότητες απώλειας ανθρώπινης ζωής λόγω της αστοχίας του έργου (CERCLA, 980):. Κατά το σχεδιασμό νέων έργων: = 0-5 έως 0-6, δηλαδή μέγιστη αποδεκτή πιθανότητα απώλειας ζωής ίση με 0.00% έως 0.000%. 2. Κατά την απόφαση λήψης μέτρων επισκευής ενός ήδη λειτουργούντος έργου: = 0-4, δηλαδή μέγιστη αποδεκτή πιθανότητα απώλεια ζωής ίση με 0.0%. Οι πιθανότητες αυτές είναι φορές μικρότερες από την πιθανότητα απώλειας ανθρώπινης ζωής σε αυτοκινητιστικό δυστύχημα. Η θέσπιση των παραπάνω πολύ μικρών αποδεκτών πιθανοτήτων απώλειας ανθρώπινης ζωής στα τεχνικά έργα οφείλεται κυρίως στη διαφορά μεταξύ του λεγόμενου εκούσιου και ακούσιου κινδύνου, δηλαδή ότι η εκούσια επιλογή χρήσης του αυτοκινήτου δικαιολογεί κατά κάποιον τρόπο τον αυξημένο κίνδυνο από ατύχημα, ενώ αντίθετα ο κίνδυνος από τη διαρροή τοξικών αποβλήτων από μια βιομηχανία είναι ακούσιος (δεδομένου ότι οι κάτοικοι της περιοχής δεν συμμετέχουν στη λήψη της απόφασης για το βαθμό ασφάλειας του έργου). Το παραπάνω συμπέρασμα δεν είναι απόλυτο αν υπολογίσει κανείς τους θανάτους πεζών από αυτοκινητιστικά ατυχήματα, τα οποία αποτελούν ακούσιο κίνδυνο. Στην Ελλάδα, ο μέσος ετήσιος αριθμός θανάτων πεζών σε τροχαία ατυχήματα είναι 00 και συνεπώς κατά το προηγούμενο παράδειγμα: λ = 00/ = 0-5. Συνεπώς, η πιθανότητα θανάτου ενός πεζού από τροχαίο ατύχημα κατά τη διάρκεια της ζωής του ( = 75 έτη) είναι: λ = e = 7.5 x 0-4 = % Η πιθανότητα αυτή είναι βεβαίως πολύ μικρότερη από την πιθανότητα θανάτου ενός επιβαίνοντος σε αυτοκίνητο ( =.49%), όμως και πάλι είναι 7.5 φορές μεγαλύτερη από τη μέγιστη αποδεκτή πιθανότητα απώλειας ανθρώπινης ζωής για τη λήψη μέτρων επισκευής ενός υφιστάμενου τεχνικού έργου και φορές μεγαλύτερη από την αντίστοιχη πιθανότητα για το σχεδιασμό νέων τεχνικών έργων. Αν το γεγονός που προκαλεί την αστοχία του έργου δεν είναι σπάνιο, δηλαδή εάν η μέση συχνότητα εμφάνισής του (λ) δεν είναι πολύ μικρή, τότε ισχύουν τα εξής: Έστω ( ) η πιθανότητα να συμβεί (σε μοναδιαίο χρονικό διάστημα, π.χ. ενός έτους) κάποιο γεγονός που προκαλεί την αστοχία του έργου. Τότε, η πιθανότητα αστοχίας του έργου σε χρονικό διάστημα () ετών είναι: = ( ) Από την παραπάνω σχέση προκύπτει ότι εάν η χρήσιμη ζωή του έργου είναι () έτη και η αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας του κατά τη διάρκεια της χρήσιμης ζωής του είναι (), τότε το έργο θα πρέπει να σχεδιασθεί έναντι κάποιου γεγονότος που έχει πιθανότητα να συμβεί (ανά έτος): = δηλαδή έναντι κάποιου γεγονότος με μέση περίοδο επαναφοράς: = = Τυπικές περιπτώσεις φαίνονται στον ακόλουθο πίνακα:
8 Πιθανοτική θεώρηση της αστοχίας των τεχνικών έργων 9-8 ΜΕΣΗ ΠΕΡΙΟΔΟΣ ΕΠΑΝΑΦΟΡΑΣ (σε έτη) ΓΕΓΟΝΟΤΟΣ ΣΧΕΔΙΑΣΜΟΥ (για σπάνια και μή-σπάνια γεγονότα) Αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας: 0% 5% % Χρήσιμη διάρκεια ζωής του έργου (έτη) Δηλαδή, εάν 5% είναι η αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας ενός έργου με χρήσιμη διάρκεια ζωής 0 ετών, το έργο θα πρέπει να σχεδιασθεί έναντι γεγονότων με μέση περίοδο επαναφοράς περίπου 200 ετών. Αντίστοιχα, εάν δίνονται:. Η μέση πιθανότητα ( ) να συμβεί (εντός ενός έτους) το γεγονός που προκαλεί την αστοχία του έργου και 2. Η αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας του έργου () τότε, η χρήσιμη ζωή του έργου ( έτη) υπολογίζεται από τη σχέση: ln( ) = ln ( ) Παράδειγμα εφαρμογής: Η σήραγγα προσωρινής εκτροπής ενός φράγματος σχεδιάζεται με χρήσιμη διάρκεια ζωής τριών ετών. Η αποδεκτή πιθανότητα υπερπήδησης του υπό κατασκευήν φράγματος (κατά το διάστημα των τριών ετών) είναι 0%. Να υπολογισθεί το μέγεθος της πλημμύρας σχεδιασμού της σήραγγας προσωρινής εκτροπής. Λύση: = 0.0, n = 3 έτη, οπότε: 3 = 0. 0 = 3.45% δηλαδή το έργο προσωρινής εκτροπής θα πρέπει να σχεδιασθεί για πλημμύρα με πιθανότητα υπέρβασης 3.45% το έτος, δηλαδή για πλημμύρα με μέση περίοδο επαναφοράς 29 ετών. Αν κατά την επίλυση είχε χρησιμοποιηθεί η σχέση για σπάνια γεγονότα, τότε: 3 = = = 28.5 έτη ln ln 0.0 ΛΥΜΕΝΑ ΠΡΟΒΛΗΜΑΤΑ ( ) ( ) Πρόβλημα : Τα φράγματα σχεδιάζονται έναντι υπερπήδησης με τη λεγόμενη πλημμύρα Ν-ετίας. Το μέγεθος της πλημμύρας αυτής έχει μέση πιθανότητα υπέρβασης /Ν σε κάθε συγκεκριμένο έτος, δηλαδή (ισοδύναμα) η μέση συχνότητα υπέρβασης της πλημμύρας αυτής είναι μια φορά (κατά μέσον όρο) ανά Ν έτη. Συχνά η περίοδος των Ν ετών αναφέρεται και ως μέση περίοδος επαναφοράς του συγκεκριμένου γεγονότος. Όπως προκύπτει από τα ανωτέρω, η μέση περίοδος επαναφοράς ενός γεγονότος (Ν έτη) είναι ίση με το αντίστροφο της μέσης πιθανότητας υπέρβασης ( = /Ν) του γεγονότος αυτού στη μονάδα του χρόνου. Αν θεωρηθεί ότι οι πλημμύρες αυτού του μεγέθους ή μεγαλύτερες συμβαίνουν χρονικά διαστήματα που ακολουθούν την κατανομή Pissn (δηλαδή είναι σπάνια γεγονότα ανεξάρτητα μεταξύ τους), τότε η σταθερά της κατανομής Pissn είναι: λ = /Ν. Ας θεωρηθεί λοιπόν ότι ένα φράγμα σχεδιάσθηκε με την πλημμύρα 50-ετίας. Τότε η πιθανότητα υπερπήδησης του φράγματος εντός διαστήματος 50 ετών (δηλαδή = 50) είναι: 50/50 ( X > 0) = e = e = 63.2 % Εάν το φράγμα είχε σχεδιασθεί με την πλημμύρα 00-ετίας, τότε η πιθανότητα υπερπήδησης κατά το διάστημα των 50 ετών είναι: 50/00 0. X > 0 = e = e = 39.3 % ( ) 5
9 Πιθανοτική θεώρηση της αστοχίας των τεχνικών έργων 9-9 Τέλος, αν το φράγμα είχε σχεδιασθεί με την πλημμύρα 000-ετίας, τότε η πιθανότητα υπερπήδησης σε διάστημα 50 ετών είναι: 50 / ( X > 0) = e = e = 4.9 % Γενικότερα, εάν (Ν) είναι η μέση περίοδος επαναφοράς ενός σπανίου γεγονότος που η υπέρβασή του προκαλεί αστοχία του έργου, και (n) είναι η διάρκεια της χρήσιμης ζωής του έργου, τότε η πιθανότητα αστοχίας του έργου κατά τη διάρκεια της χρήσιμης ζωής του είναι: R = e Η πιθανότητα αυτή συχνά ονομάζεται κίνδυνος (risk ) αστοχίας του έργου. Ο ακόλουθος πίνακας παρουσιάζει τυπικές περιπτώσεις εκτίμησης του κινδύνου αστοχίας ενός έργου: ΚΙΝΔΥΝΟΣ ΑΣΤΟΧΙΑΣ ΕΝΟΣ ΕΡΓΟΥ (%) Χρήσιμη διάρκεια ζωής (έτη) Μέση περίοδος επαναφοράς του γεγονότος σχεδιασμού (έτη) % 8.% 39.3% 63.2% 86.5% % 9.5% 22.% 39.3% 63.2% 250 2% 3.9% 9.5% 8.% 32.9% 500 % 2% 4.9% 9.5% 8.% % % 2.5% 4.9% 9.5% Δηλαδή, εάν 5% είναι η αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας ενός έργου με χρήσιμη διάρκεια ζωής 50 ετών, το έργου θα πρέπει να σχεδιασθεί έναντι σπάνιων γεγονότων με μέση περίοδο επαναφοράς περίπου 000 ετών. Ας θεωρηθεί ότι στην Ελλάδα υπάρχουν 30 φράγματα που έχουν σχεδιασθεί όλα έναντι της πλημμύρας 000-ετίας και συνεπώς το καθένα από αυτά έχει πιθανότητα υπερπήδησης κατά τη διάρκεια μιας 50-ετίας (χρήσιμη ζωή του έργου): = 4.9 % σύμφωνα με το παραπάνω αποτέλεσμα. Στα επόμενα προσδιορίζεται η πιθανότητα να μην αστοχήσει λόγω υπερπήδησης κανένα από τα 30 φράγματα στο διάστημα της επόμενης πεντηκονταετίας. Ο αριθμός των φραγμάτων που είναι πιθανόν να υπερπηδηθούν στην επόμενη πεντηκονταετία ακολουθεί τη διωνυμική κατανομή και συνεπώς: n x nx ( X = x) = ( ) x όπου = 0.049, n = 30 και (x) είναι ο αριθμός των φραγμάτων που πιθανώς υπερπηδούνται. Συνεπώς, η πιθανότητα να μην αστοχήσει δι υπερπηδήσεως κανένα φράγμα είναι: 30 ( X = 0) = 0 ( ) 30 = ( ) 30 = 22.2 % 0 Συνεπώς, η πιθανότητα να αστοχήσει λόγω υπερπήδησης τουλάχιστον ένα από τα 30 φράγματα είναι 77.8 % (αρκετά μεγάλη πράγματι). Πρόβλημα 2: Το μέγεθος (σε μονάδες Richer) των σεισμών στην Ελλάδα θεωρείται ότι κατανέμεται εκθετικά με παράμετρο r = 2.35, δηλαδή η πιθανότητα όταν συμβεί ένας σεισμός το μέγεθός του (M) να υπερβαίνει την τιμή (m) είναι: και με τη μορφή πίνακα: n N m r ( M > m) = e
10 Πιθανοτική θεώρηση της αστοχίας των τεχνικών έργων 9-0 Μέγεθος (m) Πιθανότητα υπέρβασης (%) Επιπλέον, θεωρείται ότι οι σεισμοί μεγάλου μεγέθους είναι σπάνια γεγονότα και συμβαίνουν με χρονική συχνότητα που ακολουθεί την κατανομή Pissn. Στην περιοχή του φράγματος του Ευήνου, η μέση συχνότητα εμφάνισης σεισμών μεγέθους άνω του 3.0 είναι ένας σεισμός ανά έτος, δηλαδή η μέση περίοδος επαναφοράς των σεισμών μεγέθους Μ > 3.0 είναι Τ = έτος. Το φράγμα σχεδιάζεται για μια χρήσιμη ζωή 50 ετών και η αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας του από σεισμό στη διάρκεια της ζωής του δεν πρέπει να υπερβαίνει το 0%. Ζητείται να προσδιορισθεί το μέγεθος του σεισμού σχεδιασμού του έργου. Λύση: Αν θεωρηθεί ότι ο σεισμός σχεδιασμού του έργου είναι σπάνιο γεγονός που ακολουθεί την κατανομή Pissn και η πιθανότητα να μην υπερβληθεί στη διάρκεια ζωής του έργου θα πρέπει να είναι 90% (αφού η αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας είναι 0%), τότε: λ 3 ( X = 0) = 0.90 = e λ = ln( 0.90) λ = ln( 0.90) = δηλαδή η μέση περίοδος επαναφοράς του σεισμού σχεδιασμού του έργου θα πρέπει να είναι: T = = έτη λ Ζητείται λοιπόν να προσδιορισθεί το μέγεθος σεισμού με περίοδο επαναφοράς ετών όταν είναι γνωστό ότι σεισμοί μεγέθους άνω του 3.0 έχουν περίοδο επαναφοράς ενός έτους. Κατά την κατανομή Pissn, η πιθανότητα υπέρβασης ενός σεισμού μεγέθους (m) εντός χρονικού διαστήματος () είναι: λ T ( M > m) = e = e όπου (λ) είναι η σταθερά της κατανομής και Τ = /λ είναι η μέση περίοδος επαναφοράς του σεισμού σχεδιασμού του έργου. Η παραπάνω σχέση ισχύει για ισχυρούς σεισμούς (σπάνια γεγονότα). Για ασθενείς σεισμούς αντίστοιχα ισχύει: ( M > m) = T Επιπλέον, θεωρήθηκε παραπάνω ότι τα μεγέθη των σεισμών που συμβαίνουν σε κάποιο χρονικό διάστημα κατανέμονται εκθετικά και συνεπώς: m r ( M > m ) e ( T ) = = m2 r T2 ( M > m2 ) e e όπου (Τ, Τ 2 ) είναι οι μέσες περίοδοι επαναφοράς των σεισμών μεγέθους (m, m 2 ). Από την ανωτέρω σχέση προκύπτει ότι: ( m ) ( ) 2 m r T e = T2 e Εφαρμόζοντας την ανωτέρω σχέση για: m = 3, Τ = έτος, Τ 2 = έτη, r = 2.35 και για χρονικό διάστημα = 50 έτη, προκύπτει: m 2 = 8.4, δηλαδή ο σεισμός σχεδιασμού του έργου θα πρέπει να έχει μέγεθος 8.4. Αν θεωρηθεί ότι ο σχεδιασμός του φράγματος για σεισμό μεγέθους 8.4 είναι αντι-οικονομικός και επιλεγεί ως σεισμός σχεδιασμού ένας σεισμός μεγέθους Μ = 8.0, ζητείται να προσδιορισθεί η πιθανότητα αστοχίας του φράγματος λόγω σεισμού μεγέθους Μ = 8.0 σε διάστημα 50 ετών. Εφαρμογή της παραπάνω σχέσης με: m = 3, Τ = έτος, = 50 έτη, m 2 = 8, r = 2.35 δίνει Τ 2 = έτη, δηλαδή ότι ο σεισμός μεγέθους Μ = 8.0 έχει περίοδο επαναφοράς ετών. Συνεπώς, εάν το φράγμα σχεδιασθεί έναντι σεισμού μεγέθους Μ = 8.0, η πιθανότητα αστοχίας κατά τη διάρκεια της χρήσιμης ζωής του θα είναι: T 2 ( M > 8.0) = e = e =.9%
11 Πιθανοτική θεώρηση της αστοχίας των τεχνικών έργων 9- που προφανώς είναι ελαφρώς μεγαλύτερη από τη θεωρούμενη ως αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας (0%). Πρόβλημα 3: Ένα διυλιστήριο πετρελαιοειδών διαθέτει n = 30 δεξαμενές αποθήκευσης καυσίμων. Οι δεξαμενές αυτές έχουν προσδοκώμενη μέση διάρκεια ζωής = 30 έτη, δηλαδή η μέση περίοδος εμφάνισης διαρροών είναι 30 έτη. Η χρήσιμη ζωή των δεξαμενών (δηλαδή ο χρόνος μέχρι την αντικατάστασή τους) προσδιορίζεται από τη συνθήκη ότι η πιθανότητα εμφάνισης διαφυγών κατά τη διάρκεια της χρήσιμης ζωής τους δεν θα πρέπει να υπερβαίνει το = 25 % (αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας). Το κόστος της επισκευής μιας δεξαμενής σε περίπτωση εμφάνισης διαφυγών είναι C = 0 6 δρχ. Να προσδιορισθεί το μέσο αναμενόμενο ετήσιο κόστος του διυλιστηρίου για την επισκευή των δεξαμενών από διαρροές. Να προσδιορισθεί επίσης το αντίστοιχο κόστος του διυλιστηρίου σε περίπτωση που οι δεξαμενές αντικαθίστανται σε τακτικότερα διαστήματα (π.χ. όταν = 5%). Λύση: Στην περίπτωση που η αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας της κάθε δεξαμενής είναι = 25%, η διάρκεια της χρήσιμης ζωής (δηλαδή ο χρόνος μέχρι την αντικατάσταση) κάθε δεξαμενής θα πρέπει να είναι: = ln( ) = 30 ln( 0.25) = 8.63 έτη Κατά τη διάρκεια της χρήσιμης ζωής των δεξαμενών του διυλιστηρίου (8.63 έτη), τα πιθανά ενδεχόμενα, οι αντίστοιχες πιθανότητες και το κόστος επισκευής για κάθε ενδεχόμενο είναι: Ενδεχόμενο Πιθανότητα Κόστος επισκευής ουδεμία δεξαμενή αστοχεί (0) C 0 = 0 μiα δεξαμενή αστοχεί () C = C 2 δεξαμενές αστοχούν (2) C 2 = 2 * C δεξαμενές αστοχούν (30) C 2 = 30 * C όπου: 30 x Οπότε το συνολικό αναμενόμενο κόστος θα είναι: C = C 0 + C C T = C x 30x ( x) = ( ) ( ) ( ) 3 ( 30) = { 0 ( 0) + ( ) ( 30) } 6 = 30 C = = δρχ. και συνεπώς το μέσο ετήσιο αναμενόμενο κόστος θα είναι: C = / 8.63 = δρχ/έτος Αντίστοιχα, εάν = 0.5, τότε με την παραπάνω μεθοδολογία προκύπτει ότι: = 4.88 έτη C = 30 x 0 6 x 0.5 = δρχ. και: C = / 4.88 = δρχ/έτος δηλαδή η μείωση της μέσης πιθανότητας αστοχίας προκαλεί αύξηση του μέσου ετήσιου κόστους συντήρησης. Από το ανωτέρω παράδειγμα προκύπτει το (προφανές) συμπέρασμα ότι η μείωση της αποδεκτής πιθανότητας αστοχίας των έργων συνεπάγεται αυξημένο κόστος. Επιπλέον, προέκυψε ότι, αν μοναδική συνιστώσα του κόστους της αστοχίας του έργου είναι το κόστος επισκευής ή αντικατάστασής του, τότε από καθαρά λογιστική άποψη συμφέρει η επισκευή ή αντικατάσταση των έργων να γίνεται στα κατά το δυνατόν μεγαλύτερα χρονικά διαστήματα. Στο συγκεκριμένο παράδειγμα η αύξηση του χρόνου αντικατάσταστης των δεξαμενών από 4.88 έτη σε 8.63 έτη μείωσε το ετήσιο κόστος από 9223 δρχ. σε δρχ. Βεβαίως, η αντικατάσταση των δεξαμενών σε μεγαλύτερο χρονικό διάστημα συνεπάγεται αύξηση της πιθανότητας αστοχίας κάθε δεξαμενής (στο συγκεκριμένο παράδειγμα από 5% σε 25%). Συνήθως, η αυξημένη πιθανότητα αστοχίας περιλαμβάνει και ένα =
12 Πιθανοτική θεώρηση της αστοχίας των τεχνικών έργων 9-2 πρόσθετο κόστος λόγω της ανάγκης αποκατάστασης των ζημιών που θα προκληθούν από την ενδεχόμενη αστοχία. Πρόβλημα 4: Ο πυθμένας ταμιευτήρα αποθήκευσης τοξικών αποβλήτων επιφάνειας κατόψεως 30 στρεμμάτων έχει επενδυθεί με συνθετική στεγανωτική μεμβράνη PVC πάχους 2 mm. Κάτω από τη μεμβράνη έχει κατασκευασθεί συμπυκνωμένη αργιλική στρώση πάχους.20 m. Η αργιλική στρώση υπέρκειται καρστικών ασβεστολίθων που επικοινωνούν ελευθέρως με τον υδροφορέα της περιοχής. Η συνθετική μεμβράνη αποτελείται από λωρίδες πλάτους 4 μέτρων και μήκους 20 μέτρων που έχουν συγκολληθεί με διπλή ραφή. Λόγω τυχαίων σφαλμάτων κατά τη συγκόλληση των φύλλων, οι ραφές δεν είναι πλήρως στεγανές αλλά κατά θέσεις έχουν οπές. Η εμπειρία δείχνει ότι η κατανομή του αριθμού των οπών ακολουθεί την κατανομή Pissn (δηλαδή είναι σπάνια γεγονότα) με μέση τιμή μια () οπή ανά τέσσερα στρέμματα μεμβράνης. Συνέπεια της ύπαρξης μιας οπής στη στεγανωτική μεμβράνη του πυθμένα του ταμιευτήρα είναι η διαφυγή αποβλήτων διαμέσου της οπής προς την υποκείμενη συμπυκνωμένη αργιλική στρώση. Λόγω αλληλεπίδρασης των τοξικών αποβλήτων με τα αργιλικά πλακίδια, η άργιλος βαθμιαία αχρηστεύεται λόγω διόγκωσης και η διαπερατότητά της αυξάνει σημαντικά. Η διόγκωση της αργίλου αρχίζει από την ανώτερη επιφάνεια της στρώσης και βαθμιαία προχωρεί προς τα κάτω. Η προβλεπόμενη διάρκεια ζωής του συγκεκριμένου ταμιευτήρα αποβλήτων είναι 20 έτη. Πειράματα έχουν δείξει ότι μετά από 20-ετή έκθεση στα τοξικά απόβλητα, το πάχος της αργιλικής στρώσης που αχρηστεύεται λόγω διόγκωσης έχει εκθετική κατανομή με μέση τιμή m = 20 cm, δηλαδή: d m ( D > d ) = e σχέση που δίνει την πιθανότητα το πάχος της ζώνης της αργίλου που έχει αχρηστευθεί (μετά από 20- ετή έκθεση σε τοξικά απόβλητα) να υπερβαίνει την τιμή d (σε cm). Η παραπάνω σχέση δίνει τις τιμές του ακόλουθου πίνακα: d (cm) (D > d) Για παράδειγμα, μετά 20-ετή έκθεση στα τοξικά απόβλητα, υπάρχει πιθανότητα 5% να έχει αχρηστευθεί η άργιλος σε πάχος μεγαλύτερο από 60 cm. Λόγω της τοπικής μείωσης του ενεργού πάχους της αργιλικής στεγανωτικής στρώσης, και για να αποφευχθεί το φαινόμενο της διασωλήνωσης 4 (iing) του υπολειπόμενου πάχους της αργιλικής στρώσης θα πρέπει να μειωθεί το βάθος των αποβλήτων στον ταμιευτήρα. Με τον τρόπο αυτό θα μειωθεί η υδραυλική κλίση και συνεπώς θα μειωθεί ο κίνδυνος ανάπτυξης του φαινομένου της διασωλήνωσης. Συγκεκριμένα, είναι επιθυμητό να διατηρηθεί η ίδια τιμή της υδραυλικής κλίσης (i) εντός της αργίλου πριν και μετά την αχρήστευση μέρους της αργιλικής στρώσης, ώστε να διατηρηθεί ο ίδιος βαθμός ασφάλειας έναντι διασωλήνωσης. Έστω: H = αρχικό επιτρεπόμενο βάθος αποβλήτων στον ταμιευτήρα = 2 m L =.20 m = αρχικό πάχος αργιλικής στρώσης d = πάχος της αργίλου που έχει αχρηστευθεί λόγω διόγκωσης μέσω της έκθεσης στα απόβλητα. Αντιστοιχεί στην τυχαία μεταβλητή D. h = επιτρεπόμενο βάθος αποβλήτων στον ταμιευτήρα που αντιστοιχεί σε ενεργό πάχος αργίλου (L - d). Αντιστοιχεί στην τυχαία μεταβλητή Η. Συνεπώς, το βάθος (h) υπολογίζεται ως εξής: H h H i = = h = H d L L d L 4 κατά το φαινόμενο αυτό, λόγω υψηλής τιμής της υδραυλικής κλίσης, γίνεται έκπλυση της αργίλου, με συνέπεια την απότομη αύξηση των διαφυγών. Το φαινόμενο επιταχύνεται με την πάροδο του χρόνου λόγω της συνεχιζόμενης έκπλυσης της αργίλου προς τα υποκείμενα στρώματα.
13 Πιθανοτική θεώρηση της αστοχίας των τεχνικών έργων 9-3 L Ισοδύναμα, ισχύει: d = L h H Με βάση τα ανωτέρω, ζητείται να προσδιορισθεί η συνάρτηση κατανομής του βάθους των αποβλήτων στον ταμιευτήρα, δηλαδή η πιθανότητα αστοχίας του πυθμένα του ταμιευτήρα λόγω διασωλήνωσης, συναρτήσει του βάθους των αποβλήτων στον ταμιευτήρα. Λύση: Η αστοχία του πυθμένα του ταμιευτήρα λόγω διασωλήνωσης του τμήματος της αργιλικής στρώσης που απομένει μετά την αχρήστευση μέρους της αργίλου από τα τοξικά απόβλητα είναι ένα ενδεχόμενο που εκφράζεται από τη σχέση: i > i H > h = H ( H L)d. Το συμπληρωματικό ενδεχόμενο (Η < h), δηλαδή η μή-αστοχία του πυθμένα του ταμιευτήρα μπορεί να συμβεί όταν και μόνον όταν συμβαίνει ένα από τα επόμενα:. Ο πυθμένας της δεξαμενής δεν έχει καμμία οπή, δηλαδή Χ = 0, όπου Χ είναι ο αριθμός των οπών. 2. Ο πυθμένας της δεξαμενής έχει μια οπή (Χ = ) και ταυτόχρονα, το αχρηστευθέν πάχος της αργίλου στη θέση εκείνη είναι μικρότερο από το ελάχιστο απαιτούμενο για να μην συμβεί διασωλήνωση, δηλαδή (D < d). 3. Ο πυθμένας έχει δυο οπές (Χ = 2) και στις θέσεις των δυο οπών D < d και D 2 < d. 4. Ως άνω για Χ = 3, D < d, D 2 < d, D 3 < d. 5. κλπ. Σημειώνεται ότι τα παραπάνω ενδεχόμενα είναι αμοιβαίως αποκλειόμενα (ξένα μεταξύ τους). Επίσης σε κάθε περίπτωση (π.χ. Χ = 3, D < d, D 2 < d, D 3 < d), οι συνθήκες αυτές είναι ανεξάρτητες μεταξύ d m τους. Επίσης: ( D < d ) = ( D2 < d ) =... = ( D < d ) = ( D < d ) = e. Τέλος: ( D < d ) = D < L h = ex L h H m H Σύμφωνα με τα παραπάνω: ( H < h ) = ( X = 0 ) + ( X = ) ( D < d ) + ( X = 2) ( D < d ) ( D < d ) + ( X = 3) { ( D < d )} Αλλά κατά την κατανομή Pissn: n L ( X = n) ( ) = e n! όπου λ = 0.25 οπές/στρέμμα και = 30 στρέμματα, δηλαδή: λ = 7.5. Συνδυάζοντας τις ανωτέρω σχέσεις προκύπτει: n n λ ( ) ( λ ) { ( D < d )} λ ( λ ){ ( D< d )} H < h = e = e e n= 0 n! και τελικώς, η πιθανότητα μή-αστοχίας του πυθμένα για βάθος αποβλήτων (h) είναι ίση με: L ( H < h) = ex ( λ ) ex L h m H Εφαρμογή για λ = 7.5, m = 20 cm, L = 20 cm, Η ο = 2 m δίνει: Βάθος αποβλήτων στον ταμιευτήρα h (m) λ λ n Πιθανότητα μή-αστοχίας, δηλαδή: (H < h) L Πιθανότητα αστοχίας
14 Πιθανοτική θεώρηση της αστοχίας των τεχνικών έργων 9-4 Κατά συνέπεια, αναλόγως της αποδεκτής πιθανότητας αστοχίας του πυθμένα, θα πρέπει να μειωθεί το βάθος των αποβλήτων στον ταμιευτήρα. Αν για παράδειγμα η αποδεκτή πιθανότητα αστοχίας του πυθμένα (και συνεπώς ρύπανσης του υποκείμενου υδροφορέα) είναι 0%, τότε το βάθος των αποβλήτων στον ταμιευτήρα θα πρέπει να μειώνεται βαθμιαία από 2 m στην αρχή έως 3.50 m μετά την πάροδο εικοσαετίας.
Τυχαία μεταβλητή (τ.μ.)
Τυχαία μεταβλητή (τ.μ.) Τυχαία μεταβλητή (τ.μ.) είναι μια συνάρτηση X ( ) με πεδίο ορισμού το δειγματικό χώρο Ω του πειράματος και πεδίο τιμών ένα υποσύνολο πραγματικών αριθμών που συμβολίζουμε συνήθως
Διαβάστε περισσότερα07/11/2016. Στατιστική Ι. 6 η Διάλεξη (Βασικές διακριτές κατανομές)
07/11/2016 Στατιστική Ι 6 η Διάλεξη (Βασικές διακριτές κατανομές) 1 2 Δοκιμή Bernoulli Ένα πείραμα σε κάθε εκτέλεση του οποίου εμφανίζεται ακριβώς ένα από δύο αμοιβαία αποκλειόμενα δυνατά αποτελέσματα
Διαβάστε περισσότεραΤ Ε Ι Ιονίων Νήσων Τμήμα Εφαρμογών Πληροφορικής στη Διοίκηση και την Οικονομία. Υπεύθυνος: Δρ. Κολιός Σταύρος
Τ Ε Ι Ιονίων Νήσων Τμήμα Εφαρμογών Πληροφορικής στη Διοίκηση και την Οικονομία Υπεύθυνος: Δρ. Κολιός Σταύρος Κατανομές Πιθανότητας Ως τυχαία μεταβλητή ορίζεται το σύνολο των τιμών ενός χαρακτηριστικού
Διαβάστε περισσότερα. Τι πρακτική αξία έχουν αυτές οι πιθανότητες; (5 Μονάδες)
Εργαστήριο Μαθηματικών & Στατιστικής Α ΣΕΙΡΑ ΘΕΜΑΤΩΝ η Πρόοδος στο Μάθημα Στατιστική //7 ο Θέμα α) Περιγράψτε τη σχέση Θεωρίας Πιθανοτήτων και Στατιστικής. β) Αν Α, Β ενδεχόμενα του δειγματικού χώρου Ω
Διαβάστε περισσότεραΔΙΑΛΕΞΗ 2 Ανάλυση της ευστάθειας γεωφραγμάτων
ΕΠΟΠΤΙΚΟ ΥΛΙΚΟ ΔΙΑΛΕΞΕΩΝ ΤΟΥ ΜΑΘΗΜΑΤΟΣ «ΕΙΔΙΚΑ ΓΕΩΤΕΧΝΙΚΑ ΕΡΓΑ - Γεωτεχνική Φραγμάτων» 9ο Εξ. ΠΟΛ. ΜΗΧ. - Ακαδ. Ετος 2006-07 ΔΙΑΛΕΞΗ 2 Ανάλυση της ευστάθειας γεωφραγμάτων 20.10.2006 Μέθοδος λωρίδων για
Διαβάστε περισσότεραΠΕΡΙΒΑΛΛΟΝΤΙΚΗΣ ΓΕΩΤΕΧΝΙΚΗΣ
ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΠΕΡΙΒΑΛΛΟΝΤΙΚΗΣ ΓΕΩΤΕΧΝΙΚΗΣ Μ. ΚΑΒΒΑΔΑΣ Μ. ΠΑΝΤΑΖΙΔΟΥ Ε. Μ. ΠΟΛΥΤΕΧΝΕΙΟ Σεπτέμβριος 2007 ii Στοιχεία Περιβαλλοντικής Γεωτεχνικής Μ. Καββαδάς, Αναπληρωτής Καθηγητής ΕΜΠ Μ. Πανταζίδου, Επίκουρη
Διαβάστε περισσότεραΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΤΩΝ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ. Κεφάλαιο 7. Τυχαίες Μεταβλητές και Διακριτές Κατανομές Πιθανοτήτων
ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΟ ΙΔΡΥΜΑ ΔΥΤΙΚΗΣ ΕΛΛΑΔΑΣ ΤΜΗΜΑ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΠΑΤΡΑΣ Εργαστήριο Λήψης Αποφάσεων & Επιχειρησιακού Προγραμματισμού Καθηγητής Ι. Μητρόπουλος ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΤΩΝ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ
Διαβάστε περισσότεραΘέμα: ΛΥΜΕΝΕΣ ΑΣΚΗΣΕΙΣ ΓΙΑ ΤΙΣ ΔΙΑΚΡΙΤΕΣ ΚΑΤΑΝΟΜΕΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ ΚΕΦΑΛΑΙΟ 7 ΒΙΒΛΙΟ KELLER
ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΟ ΙΔΡΥΜΑ ΔΥΤΙΚΗΣ ΕΛΛΑΔΑΣ ΤΜΗΜΑ: ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ (Πάτρας) Διεύθυνση: Μεγάλου Αλεξάνδρου 1, 263 34 ΠΑΤΡΑ Τηλ.: 2610 369051, Φαξ: 2610 396184, email: mitro@teipat.gr Καθηγητής
Διαβάστε περισσότεραΈλεγχος Υποθέσεων. Δρ. Αθανάσιος Δαγούμας, Επ. Καθηγητής Οικονομικής της Ενέργειας & των Φυσικών Πόρων, Πανεπιστήμιο Πειραιώς
Δρ. Αθανάσιος Δαγούμας, Επ. Καθηγητής Οικονομικής της Ενέργειας & των Φυσικών Πόρων, Πανεπιστήμιο Πειραιώς Η μηδενική υπόθεση είναι ένας ισχυρισμός σχετικά με την τιμή μιας πληθυσμιακής παραμέτρου. Είναι
Διαβάστε περισσότερασυγκέντρωση της ουσίας στον παραπόταμο είναι αυξημένη σε σχέση με τον ίδιο τον ποταμό;
Γραπτή Εξέταση Περιόδου Ιουνίου 008 στο Μάθημα Στατιστική /07/08. Η πιθανότητα να υπάρχει στο υπέδαφος μιας συγκεκριμένης περιοχής εκμεταλλεύσιμο κοίτασμα πετρελαίου είναι 50%. Μια εταιρεία, που πρόκειται
Διαβάστε περισσότεραΕΠΙΣΚΕΥΕΣ ΚΑΙ ΕΝΙΣΧΥΣΕΙΣ ΤΩΝ ΚΑΤΑΣΚΕΥΩΝ. Διδάσκων Καθηγητής Γιάννακας Νικόλαος Δρ. Πολιτικός Μηχανικός
ΕΠΙΣΚΕΥΕΣ ΚΑΙ ΕΝΙΣΧΥΣΕΙΣ ΤΩΝ ΚΑΤΑΣΚΕΥΩΝ Διδάσκων Καθηγητής Γιάννακας Νικόλαος Δρ. Πολιτικός Μηχανικός Κεφαλαιο 2 Μηχανισμοί μεταφοράς δυνάμεων Τα τελευταία χρόνια έχει γίνει συστηματική προσπάθεια για
Διαβάστε περισσότερα2.5.1 ΕΚΤΙΜΗΣΗ ΠΟΣΟΣΤΙΑΙΩΝ ΣΗΜΕΙΩΝ ΜΙΑΣ ΚΑΤΑΝΟΜΗΣ
.5. ΕΚΤΙΜΗΣΗ ΠΟΣΟΣΤΙΑΙΩΝ ΣΗΜΕΙΩΝ ΜΙΑΣ ΚΑΤΑΝΟΜΗΣ Η μέθοδος κατασκευής διαστήματος εμπιστοσύνης για την πιθανότητα που περιγράφεται στην προηγούμενη ενότητα μπορεί να χρησιμοποιηθεί για την κατασκευή διαστημάτων
Διαβάστε περισσότεραΕΜΠ Σχολή Πολιτικών Μηχανικών Τεχνική Υδρολογία Διαγώνισμα κανονικής εξέτασης
ΕΜΠ Σχολή Πολιτικών Μηχανικών Τεχνική Υδρολογία Διαγώνισμα κανονικής εξέτασης 2012-2013 1 ΠΡΩΤΗ ΕΞΕΤΑΣΗ-ΘΕΩΡΙΑ ΔΙΑΡΚΕΙΑ ΕΞΕΤΑΣΗΣ: 30 ΛΕΠΤΑ ΜΟΝΑΔΕΣ: 3 ΚΛΕΙΣΤΑ ΒΙΒΛΙΑ ΣΗΜΕΙΩΣΕΙΣ ΠΑΡΑΛΛΑΓΗ Α Θέμα 1 (μονάδες
Διαβάστε περισσότερα2.4 ΔΙΑΣΤΗΜΑΤΑ ΕΜΠΙΣΤΟΣΥΝΗΣ ΓΙΑ ΜΙΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ
.4 ΔΙΑΣΤΗΜΑΤΑ ΕΜΠΙΣΤΟΣΥΝΗΣ ΓΙΑ ΜΙΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ Η μέθοδος για τον προσδιορισμό ενός διαστήματος εμπιστοσύνης για την άγνωστη πιθανότητα =P(A) ενός ενδεχομένου A συνδέεται στενά με τον διωνυμικό έλεγχο. Ένα
Διαβάστε περισσότεραΤΥΧΑΙΟΙ ΑΡΙΘΜΟΙ - ΠΡΟΣΟΜΟΙΩΣΗ
ΚΕΦΑΛΑΙΟ 11 ΤΥΧΑΙΟΙ ΑΡΙΘΜΟΙ - ΠΡΟΣΟΜΟΙΩΣΗ ΤΥΧΑΙΟΙ ΑΡΙΘΜΟΙ Θα εισαγάγουμε την έννοια του τυχαίου αριθμού με ένα παράδειγμα. Παράδειγμα: Θεωρούμε μια τυχαία μεταβλητή με συνάρτηση πιθανότητας η οποία σε
Διαβάστε περισσότερα, όπου x = 0,1,...,300000. Έτσι, για την πιθανότητα σε ένα έτος να μην υπάρξουν θάνατοι ζώων από τον εμβολιασμό έχουμε, 2! 299998!
Η Κατανομή Poisso Ας δούμε ένα πρόβημα: Σε μια κτηνοτροφική περιοχή υπάρχουν 3 αιγοπρόβατα. Κάθε χρόνο όα τα αιγοπρόβατα εμβοιάζονται για προστασία από κάποια ασθένεια. Σύμφωνα με την άδεια χρήσης του
Διαβάστε περισσότερα. Υπολογίστε το συντελεστή διαπερατότητας κατά Darcy, την ταχύτητα ροής και την ταχύτητα διηθήσεως.
Μάθημα: Εδαφομηχανική Ι, 7 ο εξάμηνο. Διδάσκων: Ιωάννης Ορέστης Σ. Γεωργόπουλος, Επιστημονικός Συνεργάτης Τμήματος Πολιτικών Έργων Υποδομής, Δρ Πολιτικός Μηχανικός Ε.Μ.Π. Θεματική περιοχή: Υδατική ροή
Διαβάστε περισσότερα2.5 ΕΛΕΓΧΟΣ ΠΟΣΟΣΤΙΑΙΩΝ ΣΗΜΕΙΩΝ ΜΙΑΣ ΚΑΤΑΝΟΜΗΣ (The Quantile Test)
.5 ΕΛΕΓΧΟΣ ΠΟΣΟΣΤΙΑΙΩΝ ΣΗΜΕΙΩΝ ΜΙΑΣ ΚΑΤΑΝΟΜΗΣ (The Quantile Test) Ο διωνυμικός έλεγχος μπορεί να χρησιμοποιηθεί για τον έλεγχο υποθέσεων αναφερομένων στα ποσοστιαία σημεία μίας τυχαίας μεταβλητής. Στην
Διαβάστε περισσότερα2.6 ΟΡΙΑ ΑΝΟΧΗΣ. πληθυσµού µε πιθανότητα τουλάχιστον ίση µε 100(1 α)%. Το. X ονοµάζεται κάτω όριο ανοχής ενώ το πάνω όριο ανοχής.
2.6 ΟΡΙΑ ΑΝΟΧΗΣ Το διάστηµα εµπιστοσύνης παρέχει µία εκτίµηση µιας άγνωστης παραµέτρου µε την µορφή διαστήµατος και ένα συγκεκριµένο βαθµό εµπιστοσύνης ότι το διάστηµα αυτό, µε τον τρόπο που κατασκευάσθηκε,
Διαβάστε περισσότεραΗ Διωνυμική Κατανομή. μαθηματικών. 2 Ο γονότυπος μπορεί να είναι ΑΑ, Αα ή αα.
Η Διωνυμική Κατανομή Η Διωνυμική κατανομή συνδέεται με ένα πολύ απλό πείραμα τύχης. Ίσως το απλούστερο! Πρόκειται για τη δοκιμή Bernoulli, ένα πείραμα τύχης με μόνο δύο, αμοιβαίως αποκλειόμενα, δυνατά
Διαβάστε περισσότεραΘεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας
Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας Α. ΔΙΑΚΡΙΤΕΣ ΚΑΤΑΝΟΜΕΣ α) Διακριτή Ομοιόμορφη κατανομή β) Διωνυμική κατανομή γ) Υπεργεωμετρική κατανομή δ) κατανομή Poisson Β. ΣΥΝΕΧΕΙΣ
Διαβάστε περισσότεραΣτατιστική Επιχειρήσεων Ι
ΕΛΛΗΝΙΚΗ ΔΗΜΟΚΡΑΤΙΑ Τεχνολογικό Εκπαιδευτικό Ίδρυμα Πειραιά Στατιστική Επιχειρήσεων Ι Ενότητα 3: Χρήσιμες Κατανομές Μιλτιάδης Χαλικιάς, Επίκουρος Καθηγητής Τμήμα Διοίκησης Επιχειρήσεων Άδειες Χρήσης Το
Διαβάστε περισσότεραρ. Ευστρατία Μούρτου
ΑΝΩΤΑΤΟ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙ ΕΥΤΙΚΟ Ι ΡΥΜΑ ΠΑΤΡΩΝ ΣΧΟΛΗ ΕΠΑΓΓΕΛΜΑΤΩΝ ΥΓΕΙΑΣ ΚΑΙ ΠΡΟΝΟΙΑΣ ΤΜΗΜΑ ΝΟΣΗΛΕΥΤΙΚΗΣ ΕΞΑΜΗΝΟ : Ε ΑΚΑ ΗΜΑΪΚΟ ΕΤΟΣ : - ΜΑΘΗΜΑ «ΒΙΟΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ» ΚΕΦ. ΚΑΤΑΝΟΜΕΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ ρ. Ευστρατία Μούρτου
Διαβάστε περισσότεραΣτατιστική. Ενότητα 3 η : Χαρακτηριστικά Τυχαίων Μεταβλητών Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας για Διακριτή Τυχαία Μεταβλητή
ΑΡΙΣΤΟΤΕΛΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΕΣΣΑΛΟΝΙΚΗΣ ΑΝΟΙΚΤΑ ΑΚΑΔΗΜΑΪΚΑ ΜΑΘΗΜΑΤΑ Ενότητα 3 η : Χαρακτηριστικά Τυχαίων Μεταβλητών Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας για Διακριτή Τυχαία Μεταβλητή Γεώργιος Ζιούτας Άδειες
Διαβάστε περισσότεραΣτατιστική Επιχειρήσεων Ι. Βασικές διακριτές κατανομές
Στατιστική Επιχειρήσεων Ι Βασικές διακριτές κατανομές 2 Δοκιμή Bernoulli Ένα πείραμα σε κάθε εκτέλεση του οποίου εμφανίζεται ακριβώς ένα από δύο αμοιβαία αποκλειόμενα δυνατά αποτελέσματα Το ένα ονομάζεται
Διαβάστε περισσότεραΗΥ-217-ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ-ΧΕΙΜΕΡΙΝΟ ΕΞΑΜΗΝΟ 2016 ΔΙΔΑΣΚΩΝ: ΠΑΝΑΓΙΩΤΗΣ ΤΣΑΚΑΛΙΔΗΣ
ΗΥ-217-ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ-ΧΕΙΜΕΡΙΝΟ ΕΞΑΜΗΝΟ 2016 ΔΙΔΑΣΚΩΝ: ΠΑΝΑΓΙΩΤΗΣ ΤΣΑΚΑΛΙΔΗΣ ΦΡΟΝΤΙΣΤΗΡΙΑ 6-7: ΔΙΑΚΡΙΤΕΣ ΤΥΧΑΙΕΣ ΜΕΤΑΒΛΗΤΕΣ ΕΠΙΜΕΛΕΙΑ: ΓΙΑΝΝΟΠΟΥΛΟΣ ΜΙΧΑΛΗΣ Τυχαία Μεταβλητή (Τ.Μ.): Συνάρτηση πραγματικών τιμών
Διαβάστε περισσότεραΑΞΙΟΠΙΣΤΙΑ ΚΑΙ ΣΥΝΤΗΡΗΣΗ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΩΝ ΣΥΣΤΗΜΑΤΩΝ Συμπληρωματικές Σημειώσεις Δημήτριος Παντελής. Pr T T0
ΑΞΙΟΠΙΣΤΙΑ ΚΑΙ ΣΥΝΤΗΡΗΣΗ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΩΝ ΣΥΣΤΗΜΑΤΩΝ Συμπληρωματικές Σημειώσεις Δημήτριος Παντελής Δεσμευμένη αξιοπιστία Η δεσμευμένη αξιοπιστία R t είναι η πιθανότητα το σύστημα να λειτουργήσει για χρονικό
Διαβάστε περισσότερα10,2. 1,24 Τυπική απόκλιση, s 42
Ασκηση 3.1 (a) Αν μία ράβδος οπλισμού θεωρηθεί ότι λυγίζει μεταξύ δύο διαδοχικών συνδετήρων με μήκος λυγισμού το μισό της απόστασης, s w, των συνδετήρων, να υπολογισθεί η απόσταση συνδετήρων, s w, πέραν
Διαβάστε περισσότεραΟι παραγγελίες ακολουθούν την κατανομή Poisson. Σύμφωνα με τα δεδομένα ο
ΘΕΜΑ 1 ο (ΜΟΝΑΔΕΣ 10) Μια βιοτεχνία καθαρισμού ρούχων λειτουργεί καθημερινά 8 ώρες. Η βιοτεχνία δέχεται κατά μέσο όρο 4 παραγγελίες την ημέρα για καθαρισμό ενδυμάτων. (ι). Να υπολογισθεί η πιθανότητα να
Διαβάστε περισσότερα10.7 Λυμένες Ασκήσεις για Διαστήματα Εμπιστοσύνης
10.7 Λυμένες Ασκήσεις για Διαστήματα Εμπιστοσύνης Διαστήματα εμπιστοσύνης για τον μέσο ενός πληθυσμού (Μικρά δείγματα) Άσκηση 10.7.1: Ο επόμενος πίνακας τιμών δείχνει την αύξηση σε ώρες ύπνου που είχαν
Διαβάστε περισσότεραΘέμα: ΑΣΚΗΣΕΙΣ ΣΤΙΣ ΔΙΑΚΡΙΤΕΣ ΚΑΤΑΝΟΜΕΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ ΚΕΦΑΛΑΙΟ 7 KELLER
ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΟ ΙΔΡΥΜΑ ΔΥΤΙΚΗΣ ΕΛΛΑΔΑΣ ΤΜΗΜΑ: ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ (Πάτρας) Διεύθυνση: Μεγάλου Αλεξάνδρου 1, 263 34 ΠΑΤΡΑ Τηλ.: 2610 369051, Φαξ: 2610 396184, email: mitro@teipat.gr TECHNOLOGICAL
Διαβάστε περισσότεραΚεφάλαιο 10 Εισαγωγή στην Εκτίμηση
Κεφάλαιο 10 Εισαγωγή στην Εκτίμηση Εκεί που είμαστε Κεφάλαια 7 και 8: Οι διωνυμικές,κανονικές, εκθετικές κατανομές και κατανομές Poisson μας επιτρέπουν να κάνουμε διατυπώσεις πιθανοτήτων γύρω από το Χ
Διαβάστε περισσότεραΔιακριτές Κατανομές. Κώστας Γλυκός ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΟΣ. Ασκήσεις για ΑΕΙ και ΤΕΙ. Kglykos.gr. σε Διακριτές Κατανομές. τεχνικές. 42 άλυτες ασκήσεις.
Διακριτές Κατανομές Κώστας Γλυκός Ασκήσεις για ΑΕΙ και ΤΕΙ σε Διακριτές Κατανομές τεχνικές 4 άλυτες ασκήσεις Ι δ ι α ί τ ε ρ α μ α θ ή μ α τ α 6 9 7. 3 0 0. 8 8. 8 8 Kglyos.gr 3 / 1 0 / 0 1 6 εκδόσεις
Διαβάστε περισσότεραΔιάλεξη 5: Τυχαία Μεταβλητή Κατανομές Πιθανότητας
Διάλεξη 5: ΑΣΚΗΣΕΙΣ 1. Έστω η ποιότητα ενός προϊόντος που παίρνουμε από ένα σύνολο προϊόντων με απλή τυχαία δειγματοληψία. Ανάλογα με το αν το προϊόν είναι ελαττωματικό, καλο ή άριστο, η παίρνει τις τιμές,
Διαβάστε περισσότεραΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΑΙΓΑΙΟΥ ΣΧΟΛΗ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΤΗΣ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΤΜΗΜΑ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΟΙΚΟΝΟΜΙΑΣ ΚΑΙ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΣΤΟΧΑΣΤΙΚΑ ΜΟΝΤΕΛΑ
ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΑΙΓΑΙΟΥ ΣΧΟΛΗ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΤΗΣ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΤΜΗΜΑ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΟΙΚΟΝΟΜΙΑΣ ΚΑΙ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΣΤΟΧΑΣΤΙΚΑ ΜΟΝΤΕΛΑ Ακαδ. Έτος 06-07 Διδάσκων: Βασίλης ΚΟΥΤΡΑΣ Λέκτορας v.outras@fme.aegean.gr Τηλ: 7035468 σ-άλγεβρα
Διαβάστε περισσότεραΈλεγχος υποθέσεων και διαστήματα εμπιστοσύνης
1 Έλεγχος υποθέσεων και διαστήματα εμπιστοσύνης Όπως γνωρίζουμε από προηγούμενα κεφάλαια, στόχος των περισσότερων στατιστικών αναλύσεων, είναι η έγκυρη γενίκευση των συμπερασμάτων, που προέρχονται από
Διαβάστε περισσότεραΣτατιστική Ι-Θεωρητικές Κατανομές ΙΙ
Στατιστική Ι-Θεωρητικές Κατανομές ΙΙ Γεώργιος Κ. Τσιώτας Τμήμα Οικονομικών Επιστημών Σχολή Κοινωνικών Επιστημών Πανεπιστήμιο Κρήτης 12 Δεκεμβρίου 2012 Περιγραφή 1 Θεωρητικές Κατανομές ΙΙ Περιγραφή 1 Θεωρητικές
Διαβάστε περισσότεραΠ.χ. πρωτεύουσες, Εκ περιτροπής από δευτερεύουσες σε τριτεύουσες
Συστήματα άρδευσης Συνεχούς ροής Εκ περιτροπής Με ελεύθερη ζήτηση Μείξη (π.χ. χ περιορισμένη ζήτηση, ελεύθερη ζήτηση αλλά ορισμένες ημέρες της εβδομάδας) ) Συνεχούς ροής (χρησιμοποιήθηκε στα συλλογικά
Διαβάστε περισσότερα7. Στρέψη. Κώστας Γαλιώτης, καθηγητής Τμήμα Χημικών Μηχανικών. 7. Στρέψη/ Μηχανική Υλικών
7. Στρέψη Κώστας Γαλιώτης, καθηγητής Τμήμα Χημικών Μηχανικών 7. Στρέψη/ Μηχανική Υλικών 2015 1 Εισαγωγή Σε προηγούμενα κεφάλαια μελετήσαμε πώς να υπολογίζουμε τις ροπές και τις τάσεις σε δομικά μέλη τα
Διαβάστε περισσότεραΒΑΣΙΚΕΣ ΙΑΚΡΙΤΕΣ ΚΑΤΑΝΟΜΕΣ (Συνέχεια)
(Συνέχεια) Χαράλαµπος Α. Χαραλαµπίδης 25 Νοεµβρίου 2009 Ορισµός Εστω X µια διακριτή τυχαία µεταβλητή µε συνάρτηση πιθανότητας f(x) = e λ λx, x = 0, 1,..., (1) x! όπου 0 < λ
Διαβάστε περισσότερα3. Κατανομές πιθανότητας
3. Κατανομές πιθανότητας Τυχαία Μεταβλητή Τυχαία μεταβλητή (τ.μ.) (X) είναι μια συνάρτηση που σε κάθε σημείο (ω) ενός δειγματικού χώρου (Ω) αντιστοιχεί έναν πραγματικό αριθμό. Ω ω X (ω ) R Διακριτή τ.μ.
Διαβάστε περισσότεραP(200 X 232) = =
ΕΝΔΕΙΚΤΙΚΑ ΘΕΜΑΤΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ. Το μέγεθος ενός αναλογικού σήματος, που λαμβάνεται από έναν ανιχνευτή και μετράται σε microvolts, είναι τυχαία μεταβλητή που ακολουθεί την Κανονική κατανομή Ν(00, 6) σε συγκεκριμένη
Διαβάστε περισσότεραΕΝΤΥΠΟ ΘΕΜΑΤΩΝ ΕΞΕΤΑΣΕΩΝ
Όνομα: Επίθετο: Ημερομηνία: 7/07/207 Πρωί: Απόγευμα: Θεματική ενότητα: Αρχές Αναλογιστικής Προτυποποίησης, Κατασκευή και Αξιολόγηση Αναλογιστικών Προτύπων. Οι αναλογιστές μιας εταιρείας μοντελοποιούν την
Διαβάστε περισσότεραΘεωρία Πιθανοτήτων & Στατιστική
ΑΡΙΣΤΟΤΕΛΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΕΣΣΑΛΟΝΙΚΗΣ ΑΝΟΙΚΤΑ ΑΚΑΔΗΜΑΙΚΑ ΜΑΘΗΜΑΤΑ & Στατιστική Ενότητα 5 η : Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας για Διακριτή Τυχαία Μεταβλητή. Γεώργιος Ζιούτας Τμήμα Ηλεκτρολόγων Μηχανικών
Διαβάστε περισσότεραΥΔΡΟΛΟΓΙΑ. Ενότητα 3:Στατιστική και πιθανοτική ανάλυση υδρομετεωρολογικών μεταβλητών- Ασκήσεις. Καθ. Αθανάσιος Λουκάς
Τμήμα Πολιτικών Μηχανικών Πανεπιστήμιο Θεσσαλίας ΥΔΡΟΛΟΓΙΑ Ενότητα 3:Στατιστική και πιθανοτική ανάλυση υδρομετεωρολογικών μεταβλητών- Ασκήσεις Καθ. Αθανάσιος Λουκάς Εργαστήριο Υδρολογίας και Ανάλυσης Υδατικών
Διαβάστε περισσότεραΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ
ΤΕΙ ΥΤΙΚΗΣ ΜΑΚΕ ΟΝΙΑΣ ΠΑΡΑΡΤΗΜΑ ΚΑΣΤΟΡΙΑΣ ΤΜΗΜΑ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ & ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΑΣ Η/Υ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ 8 o ΜΑΘΗΜΑ Ι ΑΣΚΩΝ ΒΑΣΙΛΕΙΑ ΗΣ ΓΕΩΡΓΙΟΣ Email: gasil@math.auth.gr Ιστοσελίδα Μαθήματος: users.auth.gr/gasil
Διαβάστε περισσότεραΒΛΑΒΕΣ ΣΕ ΚΟΜΒΟΥΣ ΟΠΛΙΣΜΕΝΟΥ ΣΚΥΡΟΔΕΜΑΤΟΣ, ΑΙΤΙΑ ΕΜΦΑΝΙΣΗΣ ΑΥΤΩΝ ΚΑΙ ΜΕΘΟΔΟΙ ΑΠΟΚΑΤΑΣΤΑΣΗΣ ΚΑΙ ΕΝΙΣΧΥΣΗΣ ΤΩΝ ΑΝΤΟΧΩΝ ΤΟΥΣ
Εργασία Νο 18 ΒΛΑΒΕΣ ΣΕ ΚΟΜΒΟΥΣ ΟΠΛΙΣΜΕΝΟΥ ΣΚΥΡΟΔΕΜΑΤΟΣ, ΑΙΤΙΑ ΕΜΦΑΝΙΣΗΣ ΑΥΤΩΝ ΚΑΙ ΜΕΘΟΔΟΙ ΑΠΟΚΑΤΑΣΤΑΣΗΣ ΚΑΙ ΕΝΙΣΧΥΣΗΣ ΤΩΝ ΑΝΤΟΧΩΝ ΤΟΥΣ ΓΑΡΥΦΑΛΗΣ ΑΓΓΕΛΟΣ Περίληψη Στην παρούσα εργασία θα γίνει αναφορά
Διαβάστε περισσότεραΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ Ι Συμπληρωματικές Σημειώσεις Δημήτριος Παντελής
ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ Ι Συμπληρωματικές Σημειώσεις Δημήτριος Παντελής ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΕΣ ΕΚΤΙΜΗΣΕΙΣ Οι συναρτήσεις πιθανότητας ή πυκνότητας πιθανότητας των διαφόρων τυχαίων μεταβλητών χαρακτηρίζονται από κάποιες
Διαβάστε περισσότεραΤΜΗΜΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΚΑΙ ΑΣΦΑΛΙΣΤΙΚΗΣ ΕΠΙΣΤΗΜΗΣ Π
ΤΜΗΜΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΚΑΙ ΑΣΦΑΛΙΣΤΙΚΗΣ ΕΠΙΣΤΗΜΗΣ Π ι θ α ν ό τ η τ ε ς Ι Πειραιάς 2008 Πιθανότητες Ι-Μ. Κούτρας 2 Δοκιμές Bernoulli Ας θεωρήσουμε μία ακολουθία (σειρά) πειραμάτων στην οποία ισχύουν τα επόμενα
Διαβάστε περισσότεραΘεωρία Πιθανοτήτων & Στατιστική
ΑΡΙΣΤΟΤΕΛΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΕΣΣΑΛΟΝΙΚΗΣ ΑΝΟΙΚΤΑ ΑΚΑΔΗΜΑΙΚΑ ΜΑΘΗΜΑΤΑ & Στατιστική Ενότητα 6 η : Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας για Συνεχή Τυχαία Μεταβλητή. Γεώργιος Ζιούτας Τμήμα Ηλεκτρολόγων Μηχανικών
Διαβάστε περισσότεραΤΑΥΤΟΤΗΤΑ ΑΓΩΓΟΥ Απ1 περίοδος σχεδιασμού T = 40 έτη
ΤΑΥΤΟΤΗΤΑ ΑΓΩΓΟΥ Απ1 περίοδος σχεδιασμού T = 40 έτη πληθυσμός που εξυπηρετεί ο αγωγός Θ = 5000 κάτοικοι 0.40 0.35 μέση ημερήσια κατανάλωση νερού w 1 = 300 L/κατ/ημέρα μέση ημερ. βιομηχανική κατανάλωση
Διαβάστε περισσότεραΣΧ0ΛΗ ΤΕΧΝ0Λ0ΓΙΑΣ ΤΡΟΦΙΜΩΝ & ΔΙΑΤΡΟΦΗΣ ΤΜΗΜΑ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΑΣ ΤΡΟΦΙΜΩΝ ΕΡΓΑΣΤΗΡΙΟ: ΟΡΓΑΝΟΛΗΠΤΙΚΟΥ ΕΛΕΓΧΟΥ ΓΙΑΝΝΑΚΟΥΡΟΥ ΜΑΡΙΑ ΤΑΛΕΛΛΗ ΑΙΚΑΤΕΡΙΝΗ
ΣΧ0ΛΗ ΤΕΧΝ0Λ0ΓΙΑΣ ΤΡΟΦΙΜΩΝ & ΔΙΑΤΡΟΦΗΣ ΤΜΗΜΑ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΑΣ ΤΡΟΦΙΜΩΝ ΕΡΓΑΣΤΗΡΙΟ: ΟΡΓΑΝΟΛΗΠΤΙΚΟΥ ΕΛΕΓΧΟΥ ΓΙΑΝΝΑΚΟΥΡΟΥ ΜΑΡΙΑ ΤΑΛΕΛΛΗ ΑΙΚΑΤΕΡΙΝΗ ΕΙΣΑΓΩΓΗ Ο όρος «ποιότητα», είναι μια απλή έννοια που εκφράζεται
Διαβάστε περισσότεραΕΛΕΓΧΟΣ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΩΝ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ. Επαγωγική στατιστική (Στατιστική Συμπερασματολογία) Εκτιμητική Έλεγχος Στατιστικών Υποθέσεων
ΕΛΕΓΧΟΣ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΩΝ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ Επαγωγική στατιστική (Στατιστική Συμπερασματολογία) Εκτιμητική Έλεγχος Στατιστικών Υποθέσεων α) Σημειοεκτιμητική β) Εκτιμήσεις Διαστήματος ΕΛΕΓΧΟΣ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΩΝ ΥΠΟΘΕΣΕΩΝ Παράδειγμα
Διαβάστε περισσότεραΑΣΚΗΣΗ 2 Στην έξοδο λεκάνης απορροής µετρήθηκε το παρακάτω καθαρό πληµµυρογράφηµα (έχει αφαιρεθεί η βασική ροή):
ΑΣΚΗΣΗ 1 Αρδευτικός ταµιευτήρας τροφοδοτείται κυρίως από την απορροή ποταµού που µε βάση δεδοµένα 30 ετών έχει µέση τιµή 10 m 3 /s και τυπική απόκλιση 4 m 3 /s. Ο ταµιευτήρας στην αρχή του υδρολογικού
Διαβάστε περισσότεραΚΑΤΑΝΟΜΈΣ. 8.1 Εισαγωγή. 8.2 Κατανομές Συχνοτήτων (Frequency Distributions) ΚΕΦΑΛΑΙΟ
ΚΑΤΑΝΟΜΈΣ ΚΕΦΑΛΑΙΟ 8 81 Εισαγωγή Οι κατανομές διακρίνονται σε κατανομές συχνοτήτων, κατανομές πιθανοτήτων και σε δειγματοληπτικές κατανομές Στη συνέχεια θα γίνει αναλυτική περιγραφή αυτών 82 Κατανομές
Διαβάστε περισσότεραΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΔΥΤΙΚΗΣ ΜΑΚΕΔΟΝΙΑΣ ΤΜΗΜΑ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΠΕΡΙΒΑΛΛΟΝΤΟΣ ΥΔΡΟΛΟΓΙΑ 7. ΔΙΟΔΕΥΣΗ ΠΛΗΜΜΥΡΩΝ
ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΔΥΤΙΚΗΣ ΜΑΚΕΔΟΝΙΑΣ ΤΜΗΜΑ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΠΕΡΙΒΑΛΛΟΝΤΟΣ ΥΔΡΟΛΟΓΙΑ 7. ΔΙΟΔΕΥΣΗ ΠΛΗΜΜΥΡΩΝ 7.1. ΓΕΝΙΚΑ Ένα από τα συνηθέστερα προβλήματα στην επιστήμη της υδρολογίας είναι ο χωροχρονικός προσδιορισμός
Διαβάστε περισσότεραΣτατιστική Επιχειρήσεων ΙΙ
ΕΛΛΗΝΙΚΗ ΔΗΜΟΚΡΑΤΙΑ Ανώτατο Εκπαιδευτικό Ίδρυμα Πειραιά Τεχνολογικού Τομέα Στατιστική Επιχειρήσεων ΙΙ Ενότητα #4: Έλεγχος Υποθέσεων Μιλτιάδης Χαλικιάς Τμήμα Διοίκησης Επιχειρήσεων Άδειες Χρήσης Το παρόν
Διαβάστε περισσότεραΜηχανική Συμπεριφορά Εδαφών. Νικόλαος Σαμπατακάκης Νικόλαος Δεπούντης Σχολή Θετικών Επιστημών Τμήμα Γεωλογίας
Μηχανική Συμπεριφορά Εδαφών Νικόλαος Σαμπατακάκης Νικόλαος Δεπούντης Σχολή Θετικών Επιστημών Τμήμα Γεωλογίας Σκοποί ενότητας Η κατανόηση των βασικών χαρακτηριστικών του εδάφους που οριοθετούν τη μηχανική
Διαβάστε περισσότεραΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΟ ΙΔΡΥΜΑ ΑΘΗΝΑΣ ΣΧΟΛΗ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΩΝ ΕΦΑΡΜΟΓΩΝ ΤΜΗΜΑ ΠΟΛΙΤΙΚΩΝ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΚΑΙ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΤΟΠΟΓΡΑΦΙΑΣ & ΓΕΩΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ
ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΟ ΙΔΡΥΜΑ ΑΘΗΝΑΣ ΣΧΟΛΗ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΩΝ ΕΦΑΡΜΟΓΩΝ ΤΜΗΜΑ ΠΟΛΙΤΙΚΩΝ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΚΑΙ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΤΟΠΟΓΡΑΦΙΑΣ & ΓΕΩΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΤΕΧΝΙΚΗ ΓΕΩΛΟΓΙΑ 10. Εφαρμογές Τεχνικής Γεωλογίας Διδάσκων: Μπελόκας
Διαβάστε περισσότεραΔειγματοληψία. Πρέπει να γνωρίζουμε πως πήραμε το δείγμα Το πλήθος n ij των παρατηρήσεων σε κάθε κελί είναι τ.μ. με μ ij συμβολίζουμε την μέση τιμή:
Δειγματοληψία Πρέπει να γνωρίζουμε πως πήραμε το δείγμα Το πλήθος των παρατηρήσεων σε κάθε κελί είναι τ.μ. με μ συμβολίζουμε την μέση τιμή: Επομένως στην δειγματοληψία πινάκων συνάφειας αναφερόμαστε στον
Διαβάστε περισσότεραΤύποι χωμάτινων φραγμάτων (α) Με διάφραγμα (β) Ομογενή (γ) Ετερογενή ή κατά ζώνες
Χωμάτινα Φράγματα Κατασκευάζονται με γαιώδη υλικά που διατηρούν τα ιδιαίτερα χαρακτηριστικά τους Αντλούν την αντοχή τους από την τοποθέτηση, το συντελεστή εσωτερικής τριβής και τη συνάφειά τους. Παρά τη
Διαβάστε περισσότεραΥ: Νόσος. Χ: Παράγοντας Κινδύνου 1 (Ασθενής) 2 (Υγιής) Σύνολο. 1 (Παρόν) n 11 n 12 n 1. 2 (Απών) n 21 n 22 n 2. Σύνολο n.1 n.2 n..
Μέτρα Κινδύνου για Δίτιμα Κατηγορικά Δεδομένα Σε αυτή την ενότητα θα ορίσουμε δείκτες μέτρησης του κινδύνου εμφάνισης μίας νόσου όταν έχουμε δίτιμες κατηγορικές μεταβλητές. Στην πιο απλή περίπτωση μας
Διαβάστε περισσότεραΠΕΡΙΟΔΟΣ ΣΕΠΤΕΜΒΡΙΟΥ-ΘΕΩΡΙΑ ΔΙΑΡΚΕΙΑ ΕΞΕΤΑΣΗΣ: 30 ΛΕΠΤΑ ΜΟΝΑΔΕΣ: 3 ΚΛΕΙΣΤΑ ΒΙΒΛΙΑ ΣΗΜΕΙΩΣΕΙΣ
ΕΜΠ Σχολή Πολιτικών Μηχανικών Τεχνική Υδρολογία Διαγώνισμα επαναληπτικής εξέτασης 2012-2013 1 ΠΕΡΙΟΔΟΣ ΣΕΠΤΕΜΒΡΙΟΥ-ΘΕΩΡΙΑ ΔΙΑΡΚΕΙΑ ΕΞΕΤΑΣΗΣ: 30 ΛΕΠΤΑ ΜΟΝΑΔΕΣ: 3 ΚΛΕΙΣΤΑ ΒΙΒΛΙΑ ΣΗΜΕΙΩΣΕΙΣ Θέμα 1 (μονάδες
Διαβάστε περισσότεραΘεωρία Πιθανοτήτων, εαρινό εξάμηνο Λύσεις του πέμπτου φυλλαδίου ασκήσεων.. Δηλαδή:
Θεωρία Πιθανοτήτων, εαρινό εξάμηνο 2017-18 Λύσεις του πέμπτου φυλλαδίου ασκήσεων 1 Σε ένα πρόβλημα πολλαπλής επιλογής προτείνονται n απαντήσεις από τις οποίες μόνο μία είναι σωστή Αν η σωστή απάντηση κερδίζει
Διαβάστε περισσότεραΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΟΛΟΓΙΑ για τη λήψη αποφάσεων
ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΟΛΟΓΙΑ για τη λήψη αποφάσεων ΠΡΑΓΜΑΤΙΚΟ ΚΟΣΤΟΣ ΣΥΛΛΟΓΗ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΩΝ ΕΚΤΙΜΗΣΗ ΠΑΡΑΜΕΤΡΩΝ ΕΠΙΛΟΓΗ ΚΑΤΑΝΟΜΗΣ Υπολογισμός πιθανοτήτων και πρόβλεψη τιμών από τις τιμές των παραμέτρων και
Διαβάστε περισσότερα4 o Μάθημα Διάστημα Εμπιστοσύνης του Μέσου
4 o Μάθημα Διάστημα Εμπιστοσύνης του Μέσου Για την εκτίμηση των παραμέτρων ενός πληθυσμού (όπως η μέση τιμή ή η διασπορά), χρησιμοποιούνται συνήθως δύο μέθοδοι εκτίμησης. Η πρώτη ονομάζεται σημειακή εκτίμηση.
Διαβάστε περισσότεραΙΑΣΤΑΣΙΟΛΟΓΗΣΗ ΚΑΙ ΕΛΕΓΧΟΣ ΑΠΟ ΟΣΕΩΣ ΤΩΝ ΤΑΜΙΕΥΤΗΡΩΝ
ΙΑΣΤΑΣΙΟΛΟΓΗΣΗ ΚΑΙ ΕΛΕΓΧΟΣ ΑΠΟ ΟΣΕΩΣ ΤΩΝ ΤΑΜΙΕΥΤΗΡΩΝ ΕΙΣΑΓΩΓΗ Οι ταµιευτήρες είναι υδραυλικά έργα που κατασκευάζονται µε σκοπό τον έλεγχο και την ρύθµιση της παροχής των υδατορρευµάτων. Ανάλογα µε το µέγεθός
Διαβάστε περισσότεραΕθνικό Μετσόβιο Πολυτεχνείο Σχολή Πολιτικών Μηχανικών Τοµέας Υδατικών Πόρων Μάθηµα: Αστικά Υδραυλικά Έργα Μέρος Α: Υδρευτικά έργα
Εθνικό Μετσόβιο Πολυτεχνείο Σχολή Πολιτικών Μηχανικών Τοµέας Υδατικών Πόρων Μάθηµα: Αστικά Υδραυλικά Έργα Μέρος Α: Υδρευτικά έργα Άσκηση E9: Εκτίµηση παροχών εξόδου κόµβων, υπολογισµός ελάχιστης κατώτατης
Διαβάστε περισσότεραΘεμελιώσεις τεχνικών έργων. Νικόλαος Σαμπατακάκης Σχολή Θετικών Επιστημών Τμήμα Γεωλογίας
Θεμελιώσεις τεχνικών έργων Νικόλαος Σαμπατακάκης Σχολή Θετικών Επιστημών Τμήμα Γεωλογίας Ορισμός Θεμελίωση (foundation) είναι το κατώτερο τμήμα μιας κατασκευής και αποτελεί τον τρόπο διάταξης των δομικών
Διαβάστε περισσότεραΛύσεις 4ης Ομάδας Ασκήσεων
ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΑΘΗΝΩΝ ΤΜΗΜΑ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ Γ. ΚΟΝΤΟΓΙΑΝΝΗΣ. Ζυγοβίστι Λύσεις 4ης Ομάδας Ασκήσεων Τμήμα Α Λ αʹ Το συνολικό πλήθος των τερμάτων που θα σημειωθούν είναι X + Y, και η μέση
Διαβάστε περισσότεραΚΑΤΑΝΟΜΕΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑΣ ΤΥΧΑΙΩΝ ΜΕΤΑΒΛΗΤΩΝ (Συνέχεια)
ΚΑΤΑΝΟΜΕΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑΣ ΤΥΧΑΙΩΝ ΜΕΤΑΒΛΗΤΩΝ (Συνέχεια) Χαράλαµπος Α. Χαραλαµπίδης 18 Νοεµβρίου 2009 ΑΣΚΗΣΕΙΣ 2.16. Εστω ότι το ετήσιο εισόδηµα X ενός µισθωτού µπορεί να ϑεωρηθεί ως µία συνεχής τυχαία µεταβλητή
Διαβάστε περισσότεραΕπίδραση του συνδυασμού μόνωσης και υαλοπινάκων στη μεταβατική κατανάλωση ενέργειας των κτιρίων
Επίδραση του συνδυασμού μόνωσης και υαλοπινάκων στη μεταβατική κατανάλωση ενέργειας των κτιρίων Χ. Τζιβανίδης, Λέκτορας Ε.Μ.Π. Φ. Γιώτη, Μηχανολόγος Μηχανικός, υπ. Διδάκτωρ Ε.Μ.Π. Κ.Α. Αντωνόπουλος, Καθηγητής
Διαβάστε περισσότεραΜΕΓΙΣΤΙΚΟΣ ΤΕΛΕΣΤΗΣ 18 Σεπτεμβρίου 2014
ΜΕΓΙΣΤΙΚΟΣ ΤΕΛΕΣΤΗΣ 18 Σεπτεμβρίου 2014 Περιεχόμενα 1 Εισαγωγή 2 2 Μεγιστικός τελέστης στην μπάλα 2 2.1 Βασικό θεώρημα........................ 2 2.2 Γενική περίπτωση μπάλας.................. 6 2.2.1 Στο
Διαβάστε περισσότεραΠερίληψη ϐασικών εννοιών στην ϑεωρία πιθανοτήτων
Περίληψη ϐασικών εννοιών στην ϑεωρία πιθανοτήτων 6 Απριλίου 2009 1 Συνδυαστική Η ϐασική αρχή µέτρησης µας λέει ότι αν σε ένα πείραµα που γίνεται σε δύο ϕάσεις και στο οποίο υπάρχουν n δυνατά αποτελέσµατα
Διαβάστε περισσότερα4 o Μάθημα Διάστημα Εμπιστοσύνης του Μέσου
4 o Μάθημα Διάστημα Εμπιστοσύνης του Μέσου Για την εκτίμηση των παραμέτρων ενός πληθυσμού (όπως η μέση τιμή ή η διασπορά), χρησιμοποιούνται συνήθως δύο μέθοδοι εκτίμησης. Η πρώτη ονομάζεται σημειακή εκτίμηση.
Διαβάστε περισσότεραΚεφάλαιο 14: Διαστασιολόγηση αγωγών και έλεγχος πιέσεων δικτύων διανομής
Κεφάλαιο 14: Διαστασιολόγηση αγωγών και έλεγχος πιέσεων δικτύων διανομής Έλεγχος λειτουργίας δικτύων διανομής με χρήση μοντέλων υδραυλικής ανάλυσης Βασικό ζητούμενο της υδραυλικής ανάλυσης είναι ο έλεγχος
Διαβάστε περισσότερα3. Δίκτυο διανομής επιλύεται για δύο τιμές στάθμης ύδατος της δεξαμενής, Η 1 και
ΕΜΠ Τομέας Υδατικών Πόρων και Περιβάλλοντος Αστικά Υδραυλικά Έργα Επαναληπτική εξέταση 10/2011 1 ΕΡΩΤΗΣΕΙΣ ΘΕΩΡΙΑΣ (Μονάδες 3, Διάρκεια 20') ΠΑΡΑΛΛΑΓΗ Α Απαντήστε στις ακόλουθες ερωτήσεις, σημειώνοντας
Διαβάστε περισσότεραΗ ΙΣΧΥΣ ΕΝΟΣ ΕΛΕΓΧΟΥ. (Power of a Test) ΚΕΦΑΛΑΙΟ 21
ΚΕΦΑΛΑΙΟ 21 Η ΙΣΧΥΣ ΕΝΟΣ ΕΛΕΓΧΟΥ (Power of a Test) Όπως είδαμε προηγουμένως, στον Στατιστικό Έλεγχο Υποθέσεων, ορίζουμε δύο είδη πιθανών λαθών (κινδύνων) που μπορεί να συμβούν όταν παίρνουμε αποφάσεις
Διαβάστε περισσότεραΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥΔΩΝ ΣΤΗΝ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ Ι (ΘΕ ΠΛΗ 12) ΕΡΓΑΣΙΑ 6 η Ημερομηνία Αποστολής στο Φοιτητή: 23 Απριλίου 2012
ΕΛΛΗΝΙΚΟ ΑΝΟΙΚΤΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥΔΩΝ ΣΤΗΝ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ Ι (ΘΕ ΠΛΗ ) ΕΡΓΑΣΙΑ 6 η Ημερομηνία Αποστολής στο Φοιτητή: Απριλίου 0 Ημερομηνία παράδοσης της Εργασίας: 8 Μαΐου 0 Πριν από τη
Διαβάστε περισσότεραΝομοθεσία για χώρους υγειονομικής ταφής απορριμμάτων (ΧΥΤΑ)
Νομοθεσία για χώρους υγειονομικής ταφής απορριμμάτων (ΧΥΤΑ) Οδηγία της ΕE για την υγειονομική ταφή αποβλήτων 99/31/EΚ http://eurlex.europa.eu/homepage.html?locale=el Κοινή Υπουργική Απόφαση (ΚΥΑ) 29407/3508/2002
Διαβάστε περισσότεραΣτατιστική Συμπερασματολογία
Στατιστική Συμπερασματολογία Διαφάνειες 4 ου κεφαλαίου Ελεγχοσυναρτήσεις Γενικευμένου Λόγου Πιθανοφανειών Σταύρος Χατζόπουλος 27/03/2017, 03/04/2017, 24/04/2017 1 Εισαγωγή Έστω το τ.δ. X,,, από την κατανομή
Διαβάστε περισσότεραΣτατιστική για Πολιτικούς Μηχανικούς Λυμένες ασκήσεις μέρους Α
Αριστοτέλειο Πανεπιστήμιο Θεσσαλονίκης Στατιστική για Πολιτικούς Μηχανικούς Λυμένες ασκήσεις μέρους Α Κουγιουμτζής Δημήτρης Τμήμα Πολιτικών Μηχανικών Α.Π.Θ. Θεσσαλονίκη, Μάρτιος 4 Άδειες Χρήσης Το παρόν
Διαβάστε περισσότεραΣτατιστικές Έννοιες (Υπολογισμός Χρηματοοικονομικού κινδύνου και απόδοσης, διαχρονική αξία του Χρήματος)
Στατιστικές Έννοιες (Υπολογισμός Χρηματοοικονομικού κινδύνου και απόδοσης, διαχρονική αξία του Χρήματος) 1 γ Ποιος είναι ο αριθμητικός μέσος όρος ενός δείγματος ετησίων αποδόσεων μιας μετοχής, της οποίας
Διαβάστε περισσότεραΔειγματικές Κατανομές
Δειγματικές Κατανομές Στατιστική συνάρτηση ή στατιστική Δειγματική κατανομή - Εκτιμητής Τα άγνωστα στοιχεία του πληθυσμού λέγονται παράμετροι. Τα συμπεράσματα για μια παράμετρο εξάγονται με τη βοήθεια
Διαβάστε περισσότεραΓ. Πειραματισμός - Βιομετρία
Γ. Πειραματισμός - Βιομετρία Πληθυσμοί και δείγματα Πληθυσμός Περιλαμβάνει όλες τις πιθανές τιμές μιας μεταβλητής, δηλαδή αναφέρεται σε μια παρατήρηση σε όλα τα άτομα του πληθυσμού Ο πληθυσμός προσδιορίζεται
Διαβάστε περισσότεραΑντοχή κατασκευαστικών στοιχείων σε κόπωση
11.. ΚΟΠΩΣΗ Ενώ ο υπολογισμός της ροπής αντίστασης της μέσης τομής ως το πηλίκο της ροπής σχεδίασης προς τη μέγιστη επιτρεπόμενη τάση, όπως τα μεγέθη αυτά ορίζονται κατά ΙΑS, προσβλέπει στο να εξασφαλίσει
Διαβάστε περισσότεραΕΞEΤΑΣΗ ΣΤΟ ΜΑΘΗΜΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ-ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΜΑΡΤΙΟΣ 2003 Λ Υ Σ Ε Ι Σ Τ Ω Ν Α Σ Κ Η Σ Ε Ω Ν ΜΕΡΟΣ Α
ΕΞEΤΑΣΗ ΣΤΟ ΜΑΘΗΜΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ-ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΜΑΡΤΙΟΣ Λ Υ Σ Ε Ι Σ Τ Ω Ν Α Σ Κ Η Σ Ε Ω Ν ΜΕΡΟΣ Α ) Έχουμε κατασκευάσει 4 δοκίμια. Να βρεθεί προσεγγιστικά ο αριθμός των δοκιμίων που περιέχονται μεταξύ των σημείων
Διαβάστε περισσότεραΣτατιστικές Έννοιες (Υπολογισμός Χρηματοοικονομικού κινδύνου και απόδοσης, διαχρονική αξία του Χρήματος)
Στατιστικές Έννοιες (Υπολογισμός Χρηματοοικονομικού κινδύνου και απόδοσης, διαχρονική αξία του Χρήματος) 1. Ποιος είναι ο αριθμητικός μέσος όρος ενός δείγματος ετησίων αποδόσεων μιας μετοχής, της οποίας
Διαβάστε περισσότεραΠερίπου ίση µε την ελάχιστη τιµή του δείγµατος.
1. Η µέση υπερετήσια τιµή δείγµατος µέσων ετήσιων παροχών Q (m3/s) που ακολουθούν κατανοµή Gauss, ξεπερνιέται κατά µέσο όρο κάθε: 1/0. = 2 έτη. 1/1 = 1 έτος. 0./1 = 0. έτος. 2. Έστω δείγµα 20 ετών µέσων
Διαβάστε περισσότεραΚ Α Λ Η Ε Π Ι Τ Υ Χ Ι Α!!!!!
Όνομα: Επίθετο: Ημερομηνία: 25/6/2018 Πρωί: Απόγευμα: Θεματική ενότητα: Αρχές Αναλογιστικής Προτυποποίησης, Κατασκευή και Αξιολόγηση Αναλογιστικών Προτύπων Κ Α Λ Η Ε Π Ι Τ Υ Χ Ι Α!!!!! 1/15 1. Η κατανομή
Διαβάστε περισσότεραpdf: X = 0, 1 - p = q E(X) = 1 p + 0 (1 p) = p V ar(x) = E[(X µ) 2 ] = (1 p) 2 p + (0 p) 2 (1 p) = p (1 p) [1 p + p] = p (1 p) = p q
Πιθανότητες και Αρχές Στατιστικής (7η Διάλεξη) Σωτήρης Νικολετσέας, καθηγητής Τμήμα Μηχανικών Η/Υ & Πληροφορικής, Πανεπιστήμιο Πατρών Ακαδημαϊκό Ετος 2018-2019 Σωτήρης Νικολετσέας, καθηγητής 1 / 39 Περιεχόμενα
Διαβάστε περισσότεραΔΙΑΛΕΞΕΙΣ ΤΟΥ ΜΑΘΗΜΑΤΟΣ «ΘΕΜΕΛΙΩΣΕΙΣ»
ΔΙΑΛΕΞΕΙΣ ΤΟΥ ΜΑΘΗΜΑΤΟΣ «ΘΕΜΕΛΙΩΣΕΙΣ» 7ο Εξ. ΠΟΛ-ΜΗΧ ΜΗΧ. ΕΜΠ - Ακαδ. Ετος 2005-06 ΔΙΑΛΕΞΗ 5 Καθιζήσεις Επιφανειακών Θεμελιώσεων : Υπολογισμός καθιζήσεων σε αργιλικά εδάφη 02.11.2005 Υπολογισμός καθιζήσεων
Διαβάστε περισσότεραpdf: X = 0, 1 - p = q E(X) = 1 p + 0 (1 p) = p V ar(x) = E[(X µ) 2 ] = (1 p) 2 p + (0 p) 2 (1 p) = p (1 p) [1 p + p] = p (1 p) = p q
7ο Μάθημα Πιθανότητες Σωτήρης Νικολετσέας, αναπληρωτής καθηγητής Τμήμα Μηχανικών Η/Υ & Πληροφορικής, Πανεπιστήμιο Πατρών Ακαδημαϊκό Ετος 2016-2017 Σωτήρης Νικολετσέας, αναπληρωτής καθηγητής 7ο Μάθημα Πιθανότητες
Διαβάστε περισσότεραΜΕΡΙΚΕΣ ΕΙΔΙΚΕΣ ΣΥΝΕΧΕΙΣ ΚΑΤΑΝΟΜΕΣ
ΚΕΦΑΛΑΙΟ 8 ΜΕΡΙΚΕΣ ΕΙΔΙΚΕΣ ΣΥΝΕΧΕΙΣ ΚΑΤΑΝΟΜΕΣ Στις ενότητες που ακολουθούν εξετάζουμε συνεχείς κατανομές με ευρεία χρήση στις εφαρμογές. Σε αυτές περιλαμβάνονται η ομοιόμορφη, η εκθετική, η Γάμμα και η
Διαβάστε περισσότεραΥ: Νόσος. Χ: Παράγοντας Κινδύνου 1 (Ασθενής) 2 (Υγιής) Σύνολο. 1 (Παρόν) n 11 n 12 n 1. 2 (Απών) n 21 n 22 n 2. Σύνολο n.1 n.2 n..
Μέτρα Κινδύνου για Δίτιμα Κατηγορικά Δεδομένα Σε αυτή την ενότητα θα ορίσουμε δείκτες μέτρησης του κινδύνου εμφάνισης μίας νόσου όταν έχουμε δίτιμες κατηγορικές μεταβλητές. Στην πιο απλή περίπτωση μας
Διαβάστε περισσότεραΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΤΩΝ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ. Κεφάλαιο 7. Τυχαίες Μεταβλητές και Διακριτές Κατανομές Πιθανοτήτων
ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΟ ΙΔΡΥΜΑ ΔΥΤΙΚΗΣ ΕΛΛΑΔΑΣ ΤΜΗΜΑ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΠΑΤΡΑΣ Εργαστήριο Λήψης Αποφάσεων & Επιχειρησιακού Προγραμματισμού Καθηγητής Ι. Μητρόπουλος ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΤΩΝ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ
Διαβάστε περισσότεραΣχεδιασµός κτηρίων Με και Χωρίς Αυξηµένες Απαιτήσεις Πλαστιµότητας: Συγκριτική Αξιολόγηση των δύο επιλύσεων
Σχεδιασµός κτηρίων Με και Χωρίς Αυξηµένες Απαιτήσεις Πλαστιµότητας: Συγκριτική Αξιολόγηση των δύο επιλύσεων (βάσει των ΕΑΚ-ΕΚΩΣ) Μ.Λ. Μωρέττη ρ. Πολιτικός Μηχανικός. ιδάσκουσα Παν. Θεσσαλίας.. Παπαλοϊζου
Διαβάστε περισσότεραΘεωρία Πιθανοτήτων, εαρινό εξάμηνο Λύσεις του έβδομου φυλλαδίου ασκήσεων. f X (t) dt για κάθε x. F Y (y) = P (Y y) = P X y b ) a.
Θεωρία Πιθανοτήτων, εαρινό εξάμηνο 207- Λύσεις του έβδομου φυλλαδίου ασκήσεων Αν η συνεχής τμ X έχει συνάρτηση κατανομής F X και συνάρτηση πυκνότητας πιθανότητας f X, να βρείτε τις αντίστοιχες συναρτήσεις
Διαβάστε περισσότεραΔΟΚΙΔΩΤΕΣ ΠΛΑΚΕΣ. Ενότητα Ζ 1. ΔΙΑΜΟΡΦΩΣΗ ΔΟΚΙΔΩΤΩΝ ΠΛΑΚΩΝ. 1.1 Περιγραφή Δοκιδωτών Πλακών. 1.2 Περιοχή Εφαρμογής. προκύπτει:
Ενότητα Ζ ΔΟΚΙΔΩΤΕΣ ΠΛΑΚΕΣ 1. ΔΙΑΜΟΡΦΩΣΗ ΔΟΚΙΔΩΤΩΝ ΠΛΑΚΩΝ 1.1 Περιγραφή Δοκιδωτών Πλακών Δοκιδωτές πλάκες, γνωστές και ως πλάκες με νευρώσεις, (σε αντιδιαστολή με τις συνήθεις πλάκες οι οποίες δηλώνονται
Διαβάστε περισσότεραΚΕΦΑΛΑΙΟ 7 ΓΕΩΣΥΝΘΕΤΙΚΑ ΥΛΙΚΑ. Ν. Σαμπατακάκης Καθηγητής Εργαστήριο Τεχνικής Γεωλογίας Παν/μιο Πατρών
ΚΕΦΑΛΑΙΟ 7 ΓΕΩΣΥΝΘΕΤΙΚΑ ΥΛΙΚΑ συνθετικά υλικά που χρησιμοποιούνται στις εφαρμογές της γεωτεχνικής μηχανικής και σε συναφείς κατασκευές, σε συνδυασμό συνήθως με κατάλληλα εδαφικά υλικά (γεωϋλικά). σύσταση
Διαβάστε περισσότερα