Bayesian random effects model for disease mapping of relative risks
|
|
- Νανα Στεφανόπουλος
- 6 χρόνια πριν
- Προβολές:
Transcript
1 Avalable onlne at Scholars Research Lbrary Annals of Bologcal Research, 014, 5 (1):3-31 ( ISS CODE (USA): ABRBW Bayesan random effects model for dsease mappng of relatve rsks Srnvasan R. and Venkatesan P.* atonal Insttute for Research n Tuberculoss, ICMR, Chenna ABSTRACT The use of random effects assumes that every regon has some common rsk rates and allows estmates to combne nformaton from several regons. Ths random effect s common n Bayesan approach dsease mappng usng lognormal model. Bayesan posteror dstrbutons are obtaned va Markov Chan Monte Carlo (MCMC) computatons. HIV Data was obtaned from atonal Insttute for Research n Tuberculoss. The result of the study reveals that the random effects model, gves the smoother values of relatve rsk than the Posson gamma model. Spatal analyss s proved to be more useful for studyng spread of HIV analyss. Keywords: Dsease mappng, Posson gamma, Log-normal and random effects model. ITRODUCTIO The applcatons of Bayesan methods for dsease mappng, rsk assessment and predcton wthn spatal research are numerous. There are two domnant approaches called, emprcal and fully Bayesan method. In the Emprcal Bayesan (EB) method, parameters of pror dstrbutons are estmated usng observed margnal dstrbutons, but n the fully Bayesan approach, the pror and posteror dstrbutons are obtaned va Markov Chan Monte Carlo (MCMC) computatons. The dsease mappng s useful to fnd the geographcal dstrbuton of dsease burden and dseases ncdence n whch dsease s shaded accordng to the hgh and low rsk areas n Chenna ward. Bayesan methods for dsease mappng of dsease n Chenna ward usng Posson-Gamma model and Log-normal model are explored. The am s to compare whether Bayesan estmates of random effects model of log normal model are more stable than the Posson gamma model estmates. The dea of Emprcal Bayesan and Fully Bayesan methods for dsease mappng was revewed and explored n dfferent tmes pont [1,9,16]. Many author dscussed about mportance of pror and errors n covarates model n dsease mappng [,3]. The comparsons of varous models for dsease mappng provdes a comprehensve revew of the recent developments n Bayesan dsease mappng[7, 14, 15]. In the Full Bayesan, Inference s made by usng MCMC[11,1] technques that provde an estmate of the posteror dstrbuton of the parameters of the model. Fully Bayesan dsease mappng was explored n dfferent stuaton [4,5,6,10] and Spato-temporal model was used to fnd the spato temporal changes between years and place[0]. The most recent Herarchcal Bayesan models that are used for dsease mappng usng full Bayes estmaton was revewed by [8]. The several model for nfectous dsease lke HIV and Tuberculoss was done by [18,19]. Geographcal analyss of heart dseases for tamlnadu was by studed [17]. Spatal mappng of cholera for Chenna were done by [13]. Scholars Research Lbrary 3
2 Srnvasan R. and Venkatesan P. Annals of Bologcal Research, 014, 5 (1):3-31 Posson-Gamma Model The Posson model holds the assumpton that mean and varance are same, but t s n the spatal context, the data are over dspersed and varance s hgher than mean. A smple way to allow for a hgher varance s to use negatve bnomal dstrbuton nstead of Posson. The negatve bnomal dstrbuton can also be regarded as a mxed model n whch random effect follow a Gamma dstrbuton for each area. Ths combnaton s known as Posson Gamma model. A sample model s; Y n ~ Po( Eθ ), = 1,..., I and θ ~ Gamma( a, b), and Varance σ a = b whch denotes gamma dstrbuton wth mean a µ = b The crude SMR rates and RR are often subject to large chance varaton when rare dseases are nvestgated n small areas. Lterature on Bayesan dsease mappng presents mxed effects Posson models that are characterzed as spatal smoothng. The methods assume spatally varyng or randomly varyng RRs and the assocated jont pror probablty for poolng data and borrowng strength. In ths secton, these consderatons are motvated and explored through fully Bayesan mappng models whch requres a pror dstrbuton on parameters. Y θ, β θ 0 ~ Posson(E e ~ Gamma( α, α) here pror for β 0 α and ~ orm(m,v) α ~ Gamma(a,b) β 0 s β0 θ ) (1) () two ssues s normally arsng, when expected count of E s small, a small varaton n O can produce dramatc changes n the value of SMR, secondly, n Posson model, nformaton s borrowed from all the areas n order to construct the posteror estmates gven that a and b are the same for every regon. Log-ormal Model Clayton and Kaldor (1987) proposed another rsk estmator based on assumpton that the logarthm of the relatve β = follows multvarate normal dstrbuton wth mean µ and varance σ. The estmate of the rsks ( log( θ ) log relatve rsk s log ( O + 1/ ) / E nstead of log ( O )/ E zero., because n the Posson model s not defned f O s In the Posson gamma model whch s easy to ft but we cannot nclude the non-spatal random effect and zero case s not dfferentated, so we have to see alternatve technque lke Posson log-normal model. A Posson log-normal non-spatal random effects model s gven by Y β, V V ~ d ~ d or(0, σ ) Posson( E µ e v V ) (3) Where V are area-specfc random effects that capture the resdual or unexplaned (log) relatve rsk of dsease n area, = 1... n. Here we have V θ = e ~ Lognormal(0, σ ). (4) Scholars Research Lbrary 4
3 Srnvasan R. and Venkatesan P. Annals of Bologcal Research, 014, 5 (1):3-31 MATERIALS AD METHODS The lattce or areal data of Chenna wards for HIV/AIDS dsease mappng are consdered for ths work. Chenna cty conssts of 155 wards. Let Y (=1,,,155) s the observed count of HIV/AIDS dsease and E (=1,,,155) s the expected count n the th regon. If the model follows the Posson dstrbuton, θ (=1, n) s the relatve rsk n the th regon. It measures of how much of a rsk factor n regons leads to dfference n the varance of regonal estmates. Here Y s a random varable, and E s a fxed and known functon of θ where θ s a number of persons at rsk for the dsease n regon. We assume that E = y r θ θ θ, (5) where r s the overall dsease rates n the entre study regon and here we assume that ths dsease rates constant n all the regons. Ths method of calculatng expected count s called nternal standardzaton or drect standardzaton. The HIV patents were regstered durng 004 to 006 at the atonal Insttute for Research n Tuberculoss was consdered for ths work. The observed cases were aggregated for each ward level n Chenna and expected numbers of cases were calculated usng ndrect standardzaton method from ward populaton. The total number of cases recorded durng 004 and 006 were collected and also the populaton of each ward was collected from census β and gamma (1,1) pror for α and run the teraton 001. In the Posson gamma model, specfed the flat pror for 0 for after dscardng ntal 3000 as burn-n. The convergence of the model was checked by Gelman Rubn convergence test. RESULTS The results are presented n Table 1. The posteror relatve rsk estmate ranges from 0.51 to.74 and hghest relatve rsk shrunk toward the mean. Bayesan Posson gamma model smoothed towards the global mean and the varatons n the map dsappeared. Table 1 Posteror Means of RR under Bayesan Posson Gamma and Lognormal Model Ward Posson Gamma Model Lognormal Model Mean SD Credble Interval Mean SD Credble Interval RR[1] , , 1.1 RR[] , , RR[3] , , RR[4] , , RR[5] , , 1.89 RR[6] , , 1.57 RR[7] , , RR[8] , , RR[9] , , RR[10] , , RR[11] , , RR[1] , , 1.61 RR[13] , ,.071 RR[14] , , RR[15] , , RR[16] , , RR[17] , , 1.39 RR[18] , , 1.76 RR[19] , , 1.58 RR[0] , , RR[1] , , RR[] , , 1.57 RR[3] , , 1.75 RR[4] , , RR[5] , , RR[6] , , RR[7] , , RR[8] , RR[9] , , 1.78 RR[30] , , 1.71 Scholars Research Lbrary 5
4 Srnvasan R. and Venkatesan P. Annals of Bologcal Research, 014, 5 (1):3-31 RR[31] , , RR[3] , , RR[33] , , RR[34] , , RR[35] , ,.014 RR[36] , , RR[37] , , RR[38] , , RR[39] , , 1.40 RR[40] , , RR[41] , , RR[4] , , RR[43] , , RR[44] , , RR[45] , RR[46] , , RR[47] , , RR[48] , , 1.58 RR[49] , , RR[50] , , RR[51] , , 1.54 RR[5] , , 1.69 RR[53] , , RR[54] , , RR[55] , , 1.93 RR[56] , , RR[57] , ,.13 RR[58] , , RR[59] , , RR[60] , , RR[61] , , RR[6] , , RR[63] , , 1.36 RR[64] , , 1.15 RR[65] , , RR[66] , , 1.19 RR[67] , , 1.45 RR[68] , , RR[69] , , RR[70] , , RR[71] , , RR[7] , , 1.53 RR[73] , , RR[74] , , RR[75] , , 1.8 RR[76] , , RR[77] , , RR[78] , , RR[79] , , RR[80] , , RR[81] , , RR[8] , , RR[83] , , RR[84] , , 1.70 RR[85] , , RR[86] , , RR[87] , , RR[88] , , RR[89] , , RR[90] , , RR[91] , , RR[9] , , RR[93] , , RR[94] , ,.096 RR[95] , , RR[96] , ,.007 RR[97] , , 1.64 RR[98] , , RR[99] , , RR[100] , , RR[101] , , Scholars Research Lbrary 6
5 Srnvasan R. and Venkatesan P. Annals of Bologcal Research, 014, 5 (1):3-31 RR[10] , , 1.58 RR[103] , , 1.78 RR[104] , , RR[105] , , 1.94 RR[106] , , RR[107] , , RR[108] , ,.069 RR[109] , , RR[110] , , RR[111] , , RR[11] , ,.014 RR[113] , , 1.64 RR[114] , , RR[115] , , RR[116] , , RR[117] , , RR[118] , , 1.58 RR[119] , , RR[10] , , RR[11] , , 1.57 RR[1] , , RR[13] , ,. RR[14] , , 1.70 RR[15] , , 1.44 RR[16] , , RR[17] , , RR[18] , , 1.39 RR[19] , , 1.30 RR[130] , , RR[131] , , RR[13] , , RR[133] , , RR[134] , RR[135] , , RR[136] , , RR[137] , ,. RR[138] , , RR[139] , , RR[140] , , RR[141] , , RR[14] , RR[143] , , RR[144] , , RR[145] , ,.047 RR[146] , ,.198 RR[147] , , RR[148] , , 1.9 RR[149] , RR[150] , , RR[151] , , 1.66 RR[15] , , RR[153] , , 1.35 RR[154] , , RR[155] , , The posteror RR for Posson gamma model ranges between comparng to lognormal model whch mples that log normal model gves better smoothng for ths HIV data due to addng random effect n Chenna ward. After ncorporatng the random effects n the log normal model, the extreme values dsappear and relatve rsk extremely shrunk toward the global mean. Fgure () dsplays the relatve rsk estmates for all the wards n Chenna after convergence was acheved. The spatal pattern n relatve rsk s very smlar to the one obtaned usng the Posson-gamma model but more smoother map wth less extremes n the relatve rsk estmates. The relatve rsk ranges from 0.5 to Scholars Research Lbrary 7
6 Srnvasan R. and Venkatesan P. Annals of Bologcal Research, 014, 5 (1):3-31 The map of the Posson model revealed that the extreme values shrunk towards the mean and there s no ward comes under RR > 1. (samples)means f or RR (0) < 0.5 medan f or RR () < 0.5 (65) (9) >= 1.0 (79) (76) >= 1.0 (samples)means f or theta () < 0.5 medan f or theta (6) < 0.5 (9) (99) (63) >= 1.0 (5) >= 1.0 Fgure 1 Posteror Expected Relatve (Mean and Medan) and Posteror Probablty of Theta (Mean and Medan) under Posson Gamma Model Table Posteror summares for Posson gamma model and Log normal model Posson Gamma model Log-normal model Parameter Mean SD MC error Credble Interval Mean SD MC error Credble Interval α , 4.68 β , σ , 0.68 Scholars Research Lbrary 8
7 Srnvasan R. and Venkatesan P. Annals of Bologcal Research, 014, 5 (1):3-31 (samples)means f or RR (0) < 0.5 medan f or RR () < 0.5 (157) (155) (0) >= 1.0 (0) >= 1.0 medan f or h (140) < 0.5 (samples)means f or h (140) < 0.5 (16) ( 16) (1) >= 1.0 (1) >= 1.0 Fgure Posteror Expected Relatve Rsk (Mean and Medan) and Resdual (Mean and Medan) under Lognormal Model The posteror estmates of the parameter for Bayesan Posson gamma and Log-normal model are gven n Table. The posteror mean for α s 3.07, compared to 3.17 under log-normal, and the posteror mean for β s 0.17, compared to The MC error for Posson gamma model s hgh compared wth random effect log-normal model. Also, Credble Interval for log normal model s very narrow. Scholars Research Lbrary 9
8 Srnvasan R. and Venkatesan P. Annals of Bologcal Research, 014, 5 (1):3-31 Table 3 Devance values for Posson gamma and Log normal models Model D Dˆ D p DIC Posson-gamma Log-normal The Devance Informaton Crteron (DIC) for log-normal model s less (584.35) compared wth Posson-gamma model whch mples that log-normal model has the advantage of spatal random effect and better ft for ths HIV dsease mappng model. box plot: RR box plot: h [137] [57] [13] [146] [94] [13] [108] [14] [1] [35] [96] [11] [145] [7] [7] [4] [8] [60] [81] [33] [86] [89] [105] [107] [16] [148] [14] [9] [37] [49] [18] [0] [3] [30] [41] [44] [5] [61] [71] [84] [] [4] [6][9] [1] [16] [5] [43] [46] [47] [73] [76] [77] [8] [85] [87] [90] [93] [103] [95] [99] [100] [101] [104] [106] [109] [8] [15] [19] [] [38] [40] [11] [6][3] [4] [45] [48] [51] [59] [70] [53] [7] [56] [17] [3] [31] [34] [36] [39] [54] [58] [67] [68] [69] [78] [80] [9] [97] [110] [113] [117] [14] [136] [143] [1] [134] [144] [147] [151] [98] [10] [83] [88] [91] [118] [11] [15] [131] [111] [116] [139] [150] [156] [157] [74] [79] [115] [119] [10] [15] [17] [13] [133] [5] [55] [114] [18] [130] [135] [138] [155] [140] [141] [154] [1] [63] [10] [50] [64] [66] [75] [19] [149] [153] [6] [65] [86] [96] [4] [57] [85] [89] [13] [13] [11] [137] [146] [14] [7] [94] [108] [145] [] [7] [18] [1] [35] [44] [46] [60] [8] [9] [33] [49] [81] [10] [105] [61] [107] [16] [148] [14] [143] [37] [3] [30] [40] [47] [51] [95] [131] [38] [84] [87] [8] [16] [41] [5] [] [1] [3] [4] [6][9] [11] [15] [0] [5] [3] [34] [36] [54] [56] [63] [70] [58] [67] [68] [7] [73] [74] [76] [77] [8] [93][99] [103] [117] [136] [151] [155] [80] [97][104] [106] [109] [113] [1] [90] [5] [39] [4][48] [53][59] [6] [64] [65] [69] [75] [101] [110][118] [11] [14] [144] [134] [147] [153] [1] [17] [19] [43] [66] [71] [78] [6] [10] [31] [45] [50] [55] [79] [83] [88] [91] [9][98] [100] [114] [116] [18] [130] [13] [138] [139] [15] [150] [156] [135] [141] [154] [157] [10] [15] [19] [111] [115] [119][17] [133] [140] [149] Fgure 3 Box plot for Relatve rsk and resdual usng Lognormal Model COCLUSIO Bayesan dsease mappng technques n whch the random effect model method gves smoother relatve rsk, especally when rare dseases are nvestgated n an area wth a small populaton. The result reveals that there are 8 wards havng no rsk HIV/AIDS ward and 75 wards havng hgher rsk whch was scattered throughout Chenna. Bayesan model wth random effect gves better shrnkage and smaller DIC than Posson gamma model. Ths approach would observe the unobserved and unexplaned spatal varaton of nterest. Bayesan random effect dsease mappng of RR shrunk extreme towards the global mean and lowest RR pulls upwards and hghest RR pulls downwards. The MC error and credble Interval for Bayesan random effect model s very narrow and posteror medan also close wth posteror mean whch mples that random effect model s better for dsease mappng of HIV/AIDS data. REFERECES [1] Banerjee S, Carln B and Gelfand A E (004): Herarchcal Modelng and Analyss for Spatal Data. Boca Raton: Chapman & Hall. [] Bernardnell L, Clayton D and Montomol C (1995): Statstcs n Medcne, 14: [3] Bernardnell L, Pascutto C, Best G and Glks W R (1997): Statstcs n Medcne, 16: [4] Besag J (1974): Journal of Royal Statstcal Socety, Seres-B, 36: [5] Besag J and Green P J (1993): Journal of Royal Statstcal Socety, Seres-B, 55: [6] Besag J, York J C and Molle A (1991): Annals of the Insttute of Statstcal Mathematcs, 43: [7] Best, Waller L, Thomas A, Conlon E and Arnold R (1999): Bayesan models for spatally correlated dseases and exposure data. In Bayesan Statstcs 6, eds. J.M. Bernardo et al. Oxford: Oxford Unversty Press, pp [8] Best, Rchardson S and Thomson A (005): Statstcal Methods n Medcal Research. 14: [9] Carln B P and Lous T A (1996): Bayes and Emprcal Bayes Methods for Data Analyss. London: Chapman & Hall. [10] Clayton D and Kaldor J (1987): Bometrcs 43: [11] Ellott P, Wakefeld J C, Best G and Brggs D J (000): Spatal Epdemology: Methods and Applcatons. Oxford: Oxford Unversty Press. [1] GeoBUGS User Manual (004): GeoBUGS User Manual. Verson 1.. [13] Jayakumar K and Malarvannan S (013): Archves of Appled Scence Research, 5 (3):93-99 [14] Lawson A (000): Statstcs n Medcne, 19: [15] Lawson A (009): Bayesan dsease mappng: Herarchcal modelng n spatal epdemology, Chapman & Hall/ Scholars Research Lbrary 30
9 Srnvasan R. and Venkatesan P. Annals of Bologcal Research, 014, 5 (1):3-31 CRC. [16] Marshall, R (1991): Appled Statstcs, 40: [17] Tamlenth1 S, Arul P, Punthavath P and Manonman I.K(011), Archves of Appled Scence Research, 3 ():63-74 [18] Venkatesan P and Srnvasan R (008): Appled Bayesan Statstcal Analyss : [19] Venkatesan P, Srnvasan R and Bose M S C (007): Varahmr Journal of Mathematcal Scences, 7 : [0] Waller L A and Gotway C A (004): Appled Spatal Statstcs for Publc Health Data. ew York: Wley. Scholars Research Lbrary 31
8.1 The Nature of Heteroskedasticity 8.2 Using the Least Squares Estimator 8.3 The Generalized Least Squares Estimator 8.
8.1 The Nature of Heteroskedastcty 8. Usng the Least Squares Estmator 8.3 The Generalzed Least Squares Estmator 8.4 Detectng Heteroskedastcty E( y) = β+β 1 x e = y E( y ) = y β β x 1 y = β+β x + e 1 Fgure
Διαβάστε περισσότεραDownloaded from hakim.hbi.ir at 17:53 IRST on Thursday October 11th : . C.A.MAN AFP. 1 Acute Flaccid Paralysis (AFP)
Downloaded from hakm.hb.r at 7: IRST on Thursday October th 08 * - - 08-80 : 08-86066 : 67-7 :. : * mahub@umsha.ac.r : 88/0/9 : 88//7 :. : :. 8.. C.A.MAN ArcGs9.. R.8.0. :. :...(9)... :.(- ) AFP (6) (7)
Διαβάστε περισσότεραA Sequential Experimental Design based on Bayesian Statistics for Online Automatic Tuning. Reiji SUDA,
Bayes, Bayes mult-armed bandt problem Bayes A Sequental Expermental Desgn based on Bayesan Statstcs for Onlne Automatc Tunng Re SUDA, Ths paper proposes to use Bayesan statstcs for software automatc tunng
Διαβάστε περισσότεραΠανεπιστήµιο Κρήτης - Τµήµα Επιστήµης Υπολογιστών. ΗΥ-570: Στατιστική Επεξεργασία Σήµατος. ιδάσκων : Α. Μουχτάρης. εύτερη Σειρά Ασκήσεων.
Πανεπιστήµιο Κρήτης - Τµήµα Επιστήµης Υπολογιστών ΗΥ-570: Στατιστική Επεξεργασία Σήµατος 2015 ιδάσκων : Α. Μουχτάρης εύτερη Σειρά Ασκήσεων Λύσεις Ασκηση 1. 1. Consder the gven expresson for R 1/2 : R 1/2
Διαβάστε περισσότεραGeneralized Linear Model [GLM]
Generalzed Lnear Model [GLM]. ก. ก Emal: nkom@kku.ac.th A Lttle Hstory Multple lnear regresson normal dstrbuton & dentty lnk (Legendre, Guass: early 19th century). ANOVA normal dstrbuton & dentty lnk (Fsher:
Διαβάστε περισσότεραVariance of Trait in an Inbred Population. Variance of Trait in an Inbred Population
Varance of Trat n an Inbred Populaton Varance of Trat n an Inbred Populaton Varance of Trat n an Inbred Populaton Revew of Mean Trat Value n Inbred Populatons We showed n the last lecture that for a populaton
Διαβάστε περισσότεραOne and two particle density matrices for single determinant HF wavefunctions. (1) = φ 2. )β(1) ( ) ) + β(1)β * β. (1)ρ RHF
One and two partcle densty matrces for sngle determnant HF wavefunctons One partcle densty matrx Gven the Hartree-Fock wavefuncton ψ (,,3,!, = Âϕ (ϕ (ϕ (3!ϕ ( 3 The electronc energy s ψ H ψ = ϕ ( f ( ϕ
Διαβάστε περισσότεραΠΤΥΧΙΑΚΗ/ ΙΠΛΩΜΑΤΙΚΗ ΕΡΓΑΣΙΑ
ΑΡΙΣΤΟΤΕΛΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΕΣΣΑΛΟΝΙΚΗΣ ΣΧΟΛΗ ΘΕΤΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΤΜΗΜΑ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΠΤΥΧΙΑΚΗ/ ΙΠΛΩΜΑΤΙΚΗ ΕΡΓΑΣΙΑ «ΚΛΑ ΕΜΑ ΟΜΑ ΑΣ ΚΑΤΑ ΠΕΡΙΠΤΩΣΗ ΜΕΣΩ ΤΑΞΙΝΟΜΗΣΗΣ ΠΟΛΛΑΠΛΩΝ ΕΤΙΚΕΤΩΝ» (Instance-Based Ensemble
Διαβάστε περισσότεραOther Test Constructions: Likelihood Ratio & Bayes Tests
Other Test Constructions: Likelihood Ratio & Bayes Tests Side-Note: So far we have seen a few approaches for creating tests such as Neyman-Pearson Lemma ( most powerful tests of H 0 : θ = θ 0 vs H 1 :
Διαβάστε περισσότεραα & β spatial orbitals in
The atrx Hartree-Fock equatons The most common method of solvng the Hartree-Fock equatons f the spatal btals s to expand them n terms of known functons, { χ µ } µ= consder the spn-unrestrcted case. We
Διαβάστε περισσότεραAppendix. Appendix I. Details used in M-step of Section 4. and expect ultimately it will close to zero. αi =α (r 1) [δq(α i ; α (r 1)
Appendx Appendx I. Detals used n M-step of Secton 4. Now wrte h (r) and expect ultmately t wll close to zero. and h (r) = [δq(α ; α (r) )/δα ] α =α (r 1) = [δq(α ; α (r) )/δα ] α =α (r 1) δ log L(α (r
Διαβάστε περισσότερα5.4 The Poisson Distribution.
The worst thing you can do about a situation is nothing. Sr. O Shea Jackson 5.4 The Poisson Distribution. Description of the Poisson Distribution Discrete probability distribution. The random variable
Διαβάστε περισσότεραMulti-dimensional Central Limit Theorem
Mult-dmensonal Central Lmt heorem Outlne () () () t as () + () + + () () () Consder a sequence of ndependent random proceses t, t, dentcal to some ( t). Assume t 0. Defne the sum process t t t t () t tme
Διαβάστε περισσότεραProposal of Terminal Self Location Estimation Method to Consider Wireless Sensor Network Environment
1 2 2 GPS (SOM) Proposal of Termnal Self Locaton Estmaton Method to Consder Wreless Sensor Network Envronment Shohe OHNO, 1 Naotosh ADACHI 2 and Yasuhsa TAKIZAWA 2 Recently, large scale wreless sensor
Διαβάστε περισσότεραCHAPTER 25 SOLVING EQUATIONS BY ITERATIVE METHODS
CHAPTER 5 SOLVING EQUATIONS BY ITERATIVE METHODS EXERCISE 104 Page 8 1. Find the positive root of the equation x + 3x 5 = 0, correct to 3 significant figures, using the method of bisection. Let f(x) =
Διαβάστε περισσότεραGeneralized Fibonacci-Like Polynomial and its. Determinantal Identities
Int. J. Contemp. Math. Scences, Vol. 7, 01, no. 9, 1415-140 Generalzed Fbonacc-Le Polynomal and ts Determnantal Identtes V. K. Gupta 1, Yashwant K. Panwar and Ompraash Shwal 3 1 Department of Mathematcs,
Διαβάστε περισσότεραST5224: Advanced Statistical Theory II
ST5224: Advanced Statistical Theory II 2014/2015: Semester II Tutorial 7 1. Let X be a sample from a population P and consider testing hypotheses H 0 : P = P 0 versus H 1 : P = P 1, where P j is a known
Διαβάστε περισσότεραΜΕΛΕΤΗ ΤΗΣ ΜΑΚΡΟΧΡΟΝΙΑΣ ΠΑΡΑΜΟΡΦΩΣΗΣ ΤΟΥ ΦΡΑΓΜΑΤΟΣ ΚΡΕΜΑΣΤΩΝ ΜΕ ΒΑΣΗ ΑΝΑΛΥΣΗ ΓΕΩΔΑΙΤΙΚΩΝ ΔΕΔΟΜΕΝΩΝ ΚΑΙ ΜΕΤΑΒΟΛΩΝ ΣΤΑΘΜΗΣ ΤΑΜΙΕΥΤΗΡΑ
ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΠΑΤΡΩΝ ΠΟΛΥΤΕΧΝΙΚΗ ΣΧΟΛΗ ΤΜΗΜΑ ΠΟΛΙΤΙΚΩΝ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΜΕΛΕΤΗ ΤΗΣ ΜΑΚΡΟΧΡΟΝΙΑΣ ΠΑΡΑΜΟΡΦΩΣΗΣ ΤΟΥ ΦΡΑΓΜΑΤΟΣ ΚΡΕΜΑΣΤΩΝ ΜΕ ΒΑΣΗ ΑΝΑΛΥΣΗ ΓΕΩΔΑΙΤΙΚΩΝ ΔΕΔΟΜΕΝΩΝ ΚΑΙ ΜΕΤΑΒΟΛΩΝ ΣΤΑΘΜΗΣ ΤΑΜΙΕΥΤΗΡΑ ΔΙΔΑΚΤΟΡΙΚΗ
Διαβάστε περισσότεραSuppose Mr. Bump observes the selling price and sales volume of milk gallons for 10 randomly selected weeks as follows
Albert Ludwgs Unverst Freburg Department of Emprcal Research and Econometrcs Appled Econometrcs Dr Kestel ummer 9 EXAMPLE IMPLE LINEAR REGREION ANALYI uppose Mr Bump observes the sellng prce and sales
Διαβάστε περισσότεραΜηχανική Μάθηση Hypothesis Testing
ΕΛΛΗΝΙΚΗ ΔΗΜΟΚΡΑΤΙΑ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΡΗΤΗΣ Μηχανική Μάθηση Hypothesis Testing Γιώργος Μπορμπουδάκης Τμήμα Επιστήμης Υπολογιστών Procedure 1. Form the null (H 0 ) and alternative (H 1 ) hypothesis 2. Consider
Διαβάστε περισσότεραStatistical Inference I Locally most powerful tests
Statistical Inference I Locally most powerful tests Shirsendu Mukherjee Department of Statistics, Asutosh College, Kolkata, India. shirsendu st@yahoo.co.in So far we have treated the testing of one-sided
Διαβάστε περισσότεραMulti-dimensional Central Limit Theorem
Mult-dmensonal Central Lmt heorem Outlne () () () t as () + () + + () () () Consder a sequence of ndependent random proceses t, t, dentcal to some ( t). Assume t 0. Defne the sum process t t t t () t ();
Διαβάστε περισσότεραLecture 34 Bootstrap confidence intervals
Lecture 34 Bootstrap confidence intervals Confidence Intervals θ: an unknown parameter of interest We want to find limits θ and θ such that Gt = P nˆθ θ t If G 1 1 α is known, then P θ θ = P θ θ = 1 α
Διαβάστε περισσότεραNeutralino contributions to Dark Matter, LHC and future Linear Collider searches
Neutralno contrbutons to Dark Matter, LHC and future Lnear Collder searches G.J. Gounars Unversty of Thessalonk, Collaboraton wth J. Layssac, P.I. Porfyrads, F.M. Renard and wth Th. Dakonds for the γz
Διαβάστε περισσότεραFinite Field Problems: Solutions
Finite Field Problems: Solutions 1. Let f = x 2 +1 Z 11 [x] and let F = Z 11 [x]/(f), a field. Let Solution: F =11 2 = 121, so F = 121 1 = 120. The possible orders are the divisors of 120. Solution: The
Διαβάστε περισσότεραSolution Series 9. i=1 x i and i=1 x i.
Lecturer: Prof. Dr. Mete SONER Coordinator: Yilin WANG Solution Series 9 Q1. Let α, β >, the p.d.f. of a beta distribution with parameters α and β is { Γ(α+β) Γ(α)Γ(β) f(x α, β) xα 1 (1 x) β 1 for < x
Διαβάστε περισσότεραBayesian modeling of inseparable space-time variation in disease risk
Bayesian modeling of inseparable space-time variation in disease risk Leonhard Knorr-Held Laina Mercer Department of Statistics UW May, 013 Motivation Ohio Lung Cancer Example Lung Cancer Mortality Rates
Διαβάστε περισσότερα5 Haar, R. Haar,. Antonads 994, Dogaru & Carn Kerkyacharan & Pcard 996. : Haar. Haar, y r x f rt xβ r + ε r x β r + mr k β r k ψ kx + ε r x, r,.. x [,
4 Chnese Journal of Appled Probablty and Statstcs Vol.6 No. Apr. Haar,, 6,, 34 E-,,, 34 Haar.., D-, A- Q-,. :, Haar,. : O.6..,..,.. Herzberg & Traves 994, Oyet & Wens, Oyet Tan & Herzberg 6, 7. Haar Haar.,
Διαβάστε περισσότερα8. ΕΠΕΞΕΡΓΑΣΊΑ ΣΗΜΆΤΩΝ. ICA: συναρτήσεις κόστους & εφαρμογές
8. ΕΠΕΞΕΡΓΑΣΊΑ ΣΗΜΆΤΩΝ ICA: συναρτήσεις κόστους & εφαρμογές ΚΎΡΤΩΣΗ (KUROSIS) Αθροιστικό (cumulant) 4 ης τάξεως μίας τ.μ. x με μέσο όρο 0: kurt 4 [ x] = E[ x ] 3( E[ y ]) Υποθέτουμε διασπορά=: kurt[ x]
Διαβάστε περισσότεραMSM Men who have Sex with Men HIV -
,**, The Japanese Society for AIDS Research The Journal of AIDS Research HIV,0 + + + + +,,, +, : HIV : +322,*** HIV,0,, :., n,0,,. + 2 2, CD. +3-ml n,, AIDS 3 ARC 3 +* 1. A, MSM Men who have Sex with Men
Διαβάστε περισσότεραΜετρήσεις ηλιοφάνειας στην Κύπρο
Πτυχιακή εργασία Μετρήσεις ηλιοφάνειας στην Κύπρο Ιωσήφ Μικαίος Λεμεσός, Μάιος 2018 1 ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΥΠΡΟΥ ΣΧΟΛΗ ΓΕΩΤΕΧΝΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΚΑΙ ΔΙΑΧΕΙΡΙΣΗΣ ΠΕΡΙΒΑΛΛΟΝΤΟΣ ΤΜΗΜΑ ΕΠΙΣΤΗΜΗΣ ΚΑΙ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΑΣ
Διαβάστε περισσότεραSection 8.3 Trigonometric Equations
99 Section 8. Trigonometric Equations Objective 1: Solve Equations Involving One Trigonometric Function. In this section and the next, we will exple how to solving equations involving trigonometric functions.
Διαβάστε περισσότεραΠΑΡΑΜΕΤΡΟΙ ΕΠΗΡΕΑΣΜΟΥ ΤΗΣ ΑΝΑΓΝΩΣΗΣ- ΑΠΟΚΩΔΙΚΟΠΟΙΗΣΗΣ ΤΗΣ BRAILLE ΑΠΟ ΑΤΟΜΑ ΜΕ ΤΥΦΛΩΣΗ
ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΜΑΚΕΔΟΝΙΑΣ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΚΑΙ ΚΟΙΝΩΝΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΤΜΗΜΑ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΗΣ ΚΑΙ ΚΟΙΝΩΝΙΚΗΣ ΠΟΛΙΤΙΚΗΣ ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΜΕΤΑΠΤΥΧΙΑΚΩΝ ΣΠΟΥΔΩΝ ΠΑΡΑΜΕΤΡΟΙ ΕΠΗΡΕΑΣΜΟΥ ΤΗΣ ΑΝΑΓΝΩΣΗΣ- ΑΠΟΚΩΔΙΚΟΠΟΙΗΣΗΣ ΤΗΣ BRAILLE
Διαβάστε περισσότεραDESIGN OF MACHINERY SOLUTION MANUAL h in h 4 0.
DESIGN OF MACHINERY SOLUTION MANUAL -7-1! PROBLEM -7 Statement: Design a double-dwell cam to move a follower from to 25 6, dwell for 12, fall 25 and dwell for the remader The total cycle must take 4 sec
Διαβάστε περισσότεραΘωμάς ΣΑΛΟΝΙΚΙΟΣ 1, Χρήστος ΚΑΡΑΚΩΣΤΑΣ 2, Βασίλειος ΛΕΚΙΔΗΣ 2, Μίλτων ΔΗΜΟΣΘΕΝΟΥΣ 1, Τριαντάφυλλος ΜΑΚΑΡΙΟΣ 3,
Αξιοποίηση Έξι Σεισμών στην Πελοπόννησο για την Συσχέτιση Φασματικών Επιταχύνσεων με την Απόκριση του Δομημένου Περιβάλλοντος Correlation of Spectral Accelerations with the Response of the Built Environment
Διαβάστε περισσότεραΗΥ537: Έλεγχος Πόρων και Επίδοση σε Ευρυζωνικά Δίκτυα,
ΗΥ537: Έλεγχος Πόρων και Επίδοση σε Ευρυζωνικά Δίκτυα Βασίλειος Σύρης Τμήμα Επιστήμης Υπολογιστών Πανεπιστήμιο Κρήτης Εαρινό εξάμηνο 2008 Economcs Contents The contet The basc model user utlty, rces and
Διαβάστε περισσότερα6.3 Forecasting ARMA processes
122 CHAPTER 6. ARMA MODELS 6.3 Forecasting ARMA processes The purpose of forecasting is to predict future values of a TS based on the data collected to the present. In this section we will discuss a linear
Διαβάστε περισσότεραMatrices and Determinants
Matrices and Determinants SUBJECTIVE PROBLEMS: Q 1. For what value of k do the following system of equations possess a non-trivial (i.e., not all zero) solution over the set of rationals Q? x + ky + 3z
Διαβάστε περισσότεραC.S. 430 Assignment 6, Sample Solutions
C.S. 430 Assignment 6, Sample Solutions Paul Liu November 15, 2007 Note that these are sample solutions only; in many cases there were many acceptable answers. 1 Reynolds Problem 10.1 1.1 Normal-order
Διαβάστε περισσότεραVol. 34 ( 2014 ) No. 4. J. of Math. (PRC) : A : (2014) Frank-Wolfe [7],. Frank-Wolfe, ( ).
Vol. 4 ( 214 ) No. 4 J. of Math. (PRC) 1,2, 1 (1., 472) (2., 714) :.,.,,,..,. : ; ; ; MR(21) : 9B2 : : A : 255-7797(214)4-759-7 1,,,,, [1 ].,, [4 6],, Frank-Wolfe, Frank-Wolfe [7],.,,.,,,., UE,, UE. O-D,,,,,
Διαβάστε περισσότερα4.6 Autoregressive Moving Average Model ARMA(1,1)
84 CHAPTER 4. STATIONARY TS MODELS 4.6 Autoregressive Moving Average Model ARMA(,) This section is an introduction to a wide class of models ARMA(p,q) which we will consider in more detail later in this
Διαβάστε περισσότεραPhys460.nb Solution for the t-dependent Schrodinger s equation How did we find the solution? (not required)
Phys460.nb 81 ψ n (t) is still the (same) eigenstate of H But for tdependent H. The answer is NO. 5.5.5. Solution for the tdependent Schrodinger s equation If we assume that at time t 0, the electron starts
Διαβάστε περισσότεραHOMEWORK 4 = G. In order to plot the stress versus the stretch we define a normalized stretch:
HOMEWORK 4 Problem a For the fast loading case, we want to derive the relationship between P zz and λ z. We know that the nominal stress is expressed as: P zz = ψ λ z where λ z = λ λ z. Therefore, applying
Διαβάστε περισσότεραΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΑΝΑΛΥΣΗ
ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΑΝΑΛΥΣΗ ΕΛΕΝΑ ΦΛΟΚΑ Επίκουρος Καθηγήτρια Τµήµα Φυσικής, Τοµέας Φυσικής Περιβάλλοντος- Μετεωρολογίας ΓΕΝΙΚΟΙ ΟΡΙΣΜΟΙ Πληθυσµός Σύνολο ατόµων ή αντικειµένων στα οποία αναφέρονται
Διαβάστε περισσότεραApproximation of distance between locations on earth given by latitude and longitude
Approximation of distance between locations on earth given by latitude and longitude Jan Behrens 2012-12-31 In this paper we shall provide a method to approximate distances between two points on earth
Διαβάστε περισσότεραΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΥΠΡΟΥ ΣΧΟΛΗ ΓΕΩΠΟΝΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΒΙΟΤΕΧΝΟΛΟΓΙΑΣ ΚΑΙ ΕΠΙΣΤΗΜΗΣ ΤΡΟΦΙΜΩΝ. Πτυχιακή εργασία
ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΥΠΡΟΥ ΣΧΟΛΗ ΓΕΩΠΟΝΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΒΙΟΤΕΧΝΟΛΟΓΙΑΣ ΚΑΙ ΕΠΙΣΤΗΜΗΣ ΤΡΟΦΙΜΩΝ Πτυχιακή εργασία ΜΕΛΕΤΗ ΠΟΛΥΦΑΙΝΟΛΩΝ ΚΑΙ ΑΝΤΙΟΞΕΙΔΩΤΙΚΗΣ ΙΚΑΝΟΤΗΤΑΣ ΣΟΚΟΛΑΤΑΣ Αναστασία Σιάντωνα Λεμεσός
Διαβάστε περισσότεραLECTURE 4 : ARMA PROCESSES
LECTURE 4 : ARMA PROCESSES Movng-Average Processes The MA(q) process, s defned by (53) y(t) =µ ε(t)+µ 1 ε(t 1) + +µ q ε(t q) =µ(l)ε(t), where µ(l) =µ +µ 1 L+ +µ q L q and where ε(t) s whte nose An MA model
Διαβάστε περισσότεραAssalamu `alaikum wr. wb.
LUMP SUM Assalamu `alaikum wr. wb. LUMP SUM Wassalamu alaikum wr. wb. Assalamu `alaikum wr. wb. LUMP SUM Wassalamu alaikum wr. wb. LUMP SUM Lump sum lump sum lump sum. lump sum fixed price lump sum lump
Διαβάστε περισσότεραEE512: Error Control Coding
EE512: Error Control Coding Solution for Assignment on Finite Fields February 16, 2007 1. (a) Addition and Multiplication tables for GF (5) and GF (7) are shown in Tables 1 and 2. + 0 1 2 3 4 0 0 1 2 3
Διαβάστε περισσότεραInstruction Execution Times
1 C Execution Times InThisAppendix... Introduction DL330 Execution Times DL330P Execution Times DL340 Execution Times C-2 Execution Times Introduction Data Registers This appendix contains several tables
Διαβάστε περισσότεραDiscriminative Language Modeling Based on Risk Minimization Training
1,a) 1 1 1 2 Bayes Dscrmnatve Language Modelng Based on Rsk Mnmzaton Tranng Kobayash Ako 1,a) Oku Takahro 1 Fujta Yuya 1 Sato Shoe 1 Nakagawa Sech 2 Abstract: Ths paper descrbes dscrmnatve language models
Διαβάστε περισσότερα6.1. Dirac Equation. Hamiltonian. Dirac Eq.
6.1. Dirac Equation Ref: M.Kaku, Quantum Field Theory, Oxford Univ Press (1993) η μν = η μν = diag(1, -1, -1, -1) p 0 = p 0 p = p i = -p i p μ p μ = p 0 p 0 + p i p i = E c 2 - p 2 = (m c) 2 H = c p 2
Διαβάστε περισσότεραEstimators when the Correlation Coefficient. is Negative
It J Cotemp Math Sceces, Vol 5, 00, o 3, 45-50 Estmators whe the Correlato Coeffcet s Negatve Sad Al Al-Hadhram College of Appled Sceces, Nzwa, Oma abur97@ahoocouk Abstract Rato estmators for the mea of
Διαβάστε περισσότεραΕΛΛΗΝΙΚΗ ΔΗΜΟΚΡΑΤΙΑ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΡΗΤΗΣ. Ψηφιακή Οικονομία. Διάλεξη 7η: Consumer Behavior Mαρίνα Μπιτσάκη Τμήμα Επιστήμης Υπολογιστών
ΕΛΛΗΝΙΚΗ ΔΗΜΟΚΡΑΤΙΑ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΡΗΤΗΣ Ψηφιακή Οικονομία Διάλεξη 7η: Consumer Behavior Mαρίνα Μπιτσάκη Τμήμα Επιστήμης Υπολογιστών Τέλος Ενότητας Χρηματοδότηση Το παρόν εκπαιδευτικό υλικό έχει αναπτυχθεί
Διαβάστε περισσότεραThe Simply Typed Lambda Calculus
Type Inference Instead of writing type annotations, can we use an algorithm to infer what the type annotations should be? That depends on the type system. For simple type systems the answer is yes, and
Διαβάστε περισσότερα35 90% 30 35 85% 2000 2008 + 2 2008 22-37 1997 26 1953- 2000 556 888 0.63 2001 0.58 2002 0.60 0.55 2004 0.51 2005 0.47 0.45 0.43 2009 0.
184 C913.7 A 1672-616221 2-21- 7 Vol.7 No.2 Apr., 21 1 26 1997 26 25 38 35 9% 8% 3 35 85% 2% 3 8% 21 1 2 28 + 2 1% + + 2 556 888.63 21 572 986.58 22 657 1 97 23 674 1 229.55 24 711 1 48.51 25 771 1 649.47
Διαβάστε περισσότεραExam Statistics 6 th September 2017 Solution
Exam Statstcs 6 th September 17 Soluto Maura Mezzett Exercse 1 Let (X 1,..., X be a raom sample of... raom varables. Let f θ (x be the esty fucto. Let ˆθ be the MLE of θ, θ be the true parameter, L(θ be
Διαβάστε περισσότεραIF(Ingerchange Format) [7] IF C-STAR(Consortium for speech translation advanced research ) [8] IF 2 IF
100080 e-mal:{gdxe, cqzong, xubo}@nlpr.a.ac.cn tel:(010)82614468 IF 1 1 1 IF(Ingerchange Format) [7] IF C-STAR(Consortum for speech translaton advanced research ) [8] IF 2 IF 2 IF 69835003 60175012 [6][12]
Διαβάστε περισσότεραPhasor Diagram of an RC Circuit V R
ESE Lecture 3 Phasor Dagram of an rcut VtV m snt V t V o t urrent s a reference n seres crcut KVL: V m V + V V ϕ I m V V m ESE Lecture 3 Phasor Dagram of an L rcut VtV m snt V t V t L V o t KVL: V m V
Διαβάστε περισσότεραΓΕΩΠΟΝΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΑΘΗΝΩΝ ΤΜΗΜΑ ΑΓΡΟΤΙΚΗΣ ΟΙΚΟΝΟΜΙΑΣ & ΑΝΑΠΤΥΞΗΣ
ΓΕΩΠΟΝΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΑΘΗΝΩΝ ΤΜΗΜΑ ΑΓΡΟΤΙΚΗΣ ΟΙΚΟΝΟΜΙΑΣ & ΑΝΑΠΤΥΞΗΣ Πρόγραμμα Μεταπτυχιακών Σπουδών «Ολοκληρωμένη Ανάπτυξη & Διαχείριση Αγροτικού Χώρου» ΜΕΤΑΠΤΥΧΙΑΚΗ ΔΙΑΤΡΙΒΗ «Η συμβολή των Τοπικών Προϊόντων
Διαβάστε περισσότεραCongruence Classes of Invertible Matrices of Order 3 over F 2
International Journal of Algebra, Vol. 8, 24, no. 5, 239-246 HIKARI Ltd, www.m-hikari.com http://dx.doi.org/.2988/ija.24.422 Congruence Classes of Invertible Matrices of Order 3 over F 2 Ligong An and
Διαβάστε περισσότεραInverse trigonometric functions & General Solution of Trigonometric Equations. ------------------ ----------------------------- -----------------
Inverse trigonometric functions & General Solution of Trigonometric Equations. 1. Sin ( ) = a) b) c) d) Ans b. Solution : Method 1. Ans a: 17 > 1 a) is rejected. w.k.t Sin ( sin ) = d is rejected. If sin
Διαβάστε περισσότερα«ΑΝΑΠΣΤΞΖ ΓΠ ΚΑΗ ΥΩΡΗΚΖ ΑΝΑΛΤΖ ΜΔΣΔΩΡΟΛΟΓΗΚΩΝ ΓΔΓΟΜΔΝΩΝ ΣΟΝ ΔΛΛΑΓΗΚΟ ΥΩΡΟ»
ΓΔΩΠΟΝΗΚΟ ΠΑΝΔΠΗΣΖΜΗΟ ΑΘΖΝΩΝ ΣΜΗΜΑ ΑΞΙΟΠΟΙΗΗ ΦΤΙΚΩΝ ΠΟΡΩΝ & ΓΕΩΡΓΙΚΗ ΜΗΥΑΝΙΚΗ ΣΟΜΕΑ ΕΔΑΦΟΛΟΓΙΑ ΚΑΙ ΓΕΩΡΓΙΚΗ ΥΗΜΕΙΑ ΕΙΔΙΚΕΤΗ: ΕΦΑΡΜΟΓΕ ΣΗ ΓΕΩΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗ ΣΟΤ ΦΤΙΚΟΤ ΠΟΡΟΤ «ΑΝΑΠΣΤΞΖ ΓΠ ΚΑΗ ΥΩΡΗΚΖ ΑΝΑΛΤΖ ΜΔΣΔΩΡΟΛΟΓΗΚΩΝ
Διαβάστε περισσότεραHomework 3 Solutions
Homework 3 Solutions Igor Yanovsky (Math 151A TA) Problem 1: Compute the absolute error and relative error in approximations of p by p. (Use calculator!) a) p π, p 22/7; b) p π, p 3.141. Solution: For
Διαβάστε περισσότεραΠΑΝΔΠΗΣΖΜΗΟ ΠΑΣΡΩΝ ΣΜΖΜΑ ΖΛΔΚΣΡΟΛΟΓΩΝ ΜΖΥΑΝΗΚΩΝ ΚΑΗ ΣΔΥΝΟΛΟΓΗΑ ΤΠΟΛΟΓΗΣΩΝ ΣΟΜΔΑ ΤΣΖΜΑΣΩΝ ΖΛΔΚΣΡΗΚΖ ΔΝΔΡΓΔΗΑ
ΠΑΝΔΠΗΣΖΜΗΟ ΠΑΣΡΩΝ ΣΜΖΜΑ ΖΛΔΚΣΡΟΛΟΓΩΝ ΜΖΥΑΝΗΚΩΝ ΚΑΗ ΣΔΥΝΟΛΟΓΗΑ ΤΠΟΛΟΓΗΣΩΝ ΣΟΜΔΑ ΤΣΖΜΑΣΩΝ ΖΛΔΚΣΡΗΚΖ ΔΝΔΡΓΔΗΑ Γηπισκαηηθή Δξγαζία ηνπ Φνηηεηή ηνπ ηκήκαηνο Ζιεθηξνιόγσλ Μεραληθώλ θαη Σερλνινγίαο Ζιεθηξνληθώλ
Διαβάστε περισσότεραExample Sheet 3 Solutions
Example Sheet 3 Solutions. i Regular Sturm-Liouville. ii Singular Sturm-Liouville mixed boundary conditions. iii Not Sturm-Liouville ODE is not in Sturm-Liouville form. iv Regular Sturm-Liouville note
Διαβάστε περισσότεραthe total number of electrons passing through the lamp.
1. A 12 V 36 W lamp is lit to normal brightness using a 12 V car battery of negligible internal resistance. The lamp is switched on for one hour (3600 s). For the time of 1 hour, calculate (i) the energy
Διαβάστε περισσότεραΗ θέση ύπνου του βρέφους και η σχέση της με το Σύνδρομο του αιφνίδιου βρεφικού θανάτου. ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΥΠΡΟΥ ΣΧΟΛΗ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΥΓΕΙΑΣ
ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΥΠΡΟΥ ΣΧΟΛΗ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΥΓΕΙΑΣ ΠΤΥΧΙΑΚΗ ΕΡΓΑΣΙΑ Η θέση ύπνου του βρέφους και η σχέση της με το Σύνδρομο του αιφνίδιου βρεφικού θανάτου. Χρυσάνθη Στυλιανού Λεμεσός 2014 ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ
Διαβάστε περισσότεραNotes on the Open Economy
Notes on the Open Econom Ben J. Heijdra Universit of Groningen April 24 Introduction In this note we stud the two-countr model of Table.4 in more detail. restated here for convenience. The model is Table.4.
Διαβάστε περισσότεραCS 1675 Introduction to Machine Learning Lecture 7. Density estimation. Milos Hauskrecht 5329 Sennott Square
CS 675 Itroducto to Mache Learg Lecture 7 esty estmato Mlos Hausrecht mlos@cs.tt.edu 539 Seott Square ata: esty estmato {.. } a vector of attrbute values Objectve: estmate the model of the uderlyg robablty
Διαβάστε περισσότεραHOMEWORK#1. t E(x) = 1 λ = (b) Find the median lifetime of a randomly selected light bulb. Answer:
HOMEWORK# 52258 李亞晟 Eercise 2. The lifetime of light bulbs follows an eponential distribution with a hazard rate of. failures per hour of use (a) Find the mean lifetime of a randomly selected light bulb.
Διαβάστε περισσότεραCalculating the propagation delay of coaxial cable
Your source for quality GNSS Networking Solutions and Design Services! Page 1 of 5 Calculating the propagation delay of coaxial cable The delay of a cable or velocity factor is determined by the dielectric
Διαβάστε περισσότεραEcon 2110: Fall 2008 Suggested Solutions to Problem Set 8 questions or comments to Dan Fetter 1
Eon : Fall 8 Suggested Solutions to Problem Set 8 Email questions or omments to Dan Fetter Problem. Let X be a salar with density f(x, θ) (θx + θ) [ x ] with θ. (a) Find the most powerful level α test
Διαβάστε περισσότεραAreas and Lengths in Polar Coordinates
Kiryl Tsishchanka Areas and Lengths in Polar Coordinates In this section we develop the formula for the area of a region whose boundary is given by a polar equation. We need to use the formula for the
Διαβάστε περισσότερα«ΧΩΡΙΚΗ ΜΟΝΤΕΛΟΠΟΙΗΣΗ ΤΗΣ ΚΑΤΑΝΟΜΗΣ ΤΟΥ ΠΛΗΘΥΣΜΟΥ ΤΗΣ ΠΕΡΔΙΚΑΣ (ALECTORIS GRAECA) ΣΤΗ ΣΤΕΡΕΑ ΕΛΛΑΔΑ»
ΓΕΩΠΟΝΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΕΙΟ ΑΘΗΝΩΝ ΤΜΗΜΑ ΑΞΙΟΠΟΙΗΣΗΣ ΦΥΣΙΚΩΝ ΠΟΡΩΝ & ΓΕΩΡΓΙΚΗΣ ΜΗΧΑΝΙΚΗΣ ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΜΕΤΑΠΤΥΧΙΑΚΩΝ ΣΠΟΥΔΩΝ ΕΙΔΙΚΕΥΣΗ: ΕΔΑΡΜΟΓΕΣ ΤΗΣ ΓΕΩΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΣΤΟΥΣ ΦΥΣΙΚΟΥΣ ΠΟΡΟΥΣ «ΧΩΡΙΚΗ ΜΟΝΤΕΛΟΠΟΙΗΣΗ
Διαβάστε περισσότεραΠανεπιστήμιο Κρήτης, Τμήμα Επιστήμης Υπολογιστών Άνοιξη 2009. HΥ463 - Συστήματα Ανάκτησης Πληροφοριών Information Retrieval (IR) Systems
Πανεπιστήμιο Κρήτης, Τμήμα Επιστήμης Υπολογιστών Άνοιξη 2009 HΥ463 - Συστήματα Ανάκτησης Πληροφοριών Information Retrieval (IR) Systems Στατιστικά Κειμένου Text Statistics Γιάννης Τζίτζικας άλ ιάλεξη :
Διαβάστε περισσότεραk A = [k, k]( )[a 1, a 2 ] = [ka 1,ka 2 ] 4For the division of two intervals of confidence in R +
Chapter 3. Fuzzy Arithmetic 3- Fuzzy arithmetic: ~Addition(+) and subtraction (-): Let A = [a and B = [b, b in R If x [a and y [b, b than x+y [a +b +b Symbolically,we write A(+)B = [a (+)[b, b = [a +b
Διαβάστε περισσότεραAreas and Lengths in Polar Coordinates
Kiryl Tsishchanka Areas and Lengths in Polar Coordinates In this section we develop the formula for the area of a region whose boundary is given by a polar equation. We need to use the formula for the
Διαβάστε περισσότεραΠτυχιακή Εργασία Η ΠΟΙΟΤΗΤΑ ΖΩΗΣ ΤΩΝ ΑΣΘΕΝΩΝ ΜΕ ΣΤΗΘΑΓΧΗ
ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΥΠΡΟΥ ΣΧΟΛΗ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΥΓΕΙΑΣ Πτυχιακή Εργασία Η ΠΟΙΟΤΗΤΑ ΖΩΗΣ ΤΩΝ ΑΣΘΕΝΩΝ ΜΕ ΣΤΗΘΑΓΧΗ Νικόλας Χριστοδούλου Λευκωσία, 2012 ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΥΠΡΟΥ ΣΧΟΛΗ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΥΓΕΙΑΣ
Διαβάστε περισσότερα8.324 Relativistic Quantum Field Theory II
Lecture 8.3 Relatvstc Quantum Feld Theory II Fall 00 8.3 Relatvstc Quantum Feld Theory II MIT OpenCourseWare Lecture Notes Hon Lu, Fall 00 Lecture 5.: RENORMALIZATION GROUP FLOW Consder the bare acton
Διαβάστε περισσότεραEstimating Time of a Simple Step Change in Nonconforming Items in High-Yield Processes
Internatonal Journal of Industral Engneerng & Producton Management (22) March 22, Volume 22, Number 4 pp. 39-33 http://ijiepm.ust.ac.r/ Estmatng Tme of a Smple Step Change n Nonconformng Items n Hgh-Yeld
Διαβάστε περισσότεραANSWERSHEET (TOPIC = DIFFERENTIAL CALCULUS) COLLECTION #2. h 0 h h 0 h h 0 ( ) g k = g 0 + g 1 + g g 2009 =?
Teko Classes IITJEE/AIEEE Maths by SUHAAG SIR, Bhopal, Ph (0755) 3 00 000 www.tekoclasses.com ANSWERSHEET (TOPIC DIFFERENTIAL CALCULUS) COLLECTION # Question Type A.Single Correct Type Q. (A) Sol least
Διαβάστε περισσότεραBayesian statistics. DS GA 1002 Probability and Statistics for Data Science.
Bayesian statistics DS GA 1002 Probability and Statistics for Data Science http://www.cims.nyu.edu/~cfgranda/pages/dsga1002_fall17 Carlos Fernandez-Granda Frequentist vs Bayesian statistics In frequentist
Διαβάστε περισσότεραΑΡΙΣΤΟΤΕΛΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΕΣΣΑΛΟΝΙΚΗΣ
ΑΡΙΣΤΟΤΕΛΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΕΣΣΑΛΟΝΙΚΗΣ Μελέτη των υλικών των προετοιμασιών σε υφασμάτινο υπόστρωμα, φορητών έργων τέχνης (17ος-20ος αιώνας). Διερεύνηση της χρήσης της τεχνικής της Ηλεκτρονικής Μικροσκοπίας
Διαβάστε περισσότεραα + α+ α! (=+9 [1] ι «Analyze-Regression-Linear». «Dependent» ι η η η!ηη ι «Independent(s)» η!ηη. # ι ι ι!η " ι ιηη, ι!" ι ηιι. 1 SPSS ι η η ι ιηη ι η
# η &, ε ε 007, ιη Pearson r "η η ι ι ι η ι!ι ι ι η ι η!ηη ι ι!ηη. η ι ιηη ι" η ι!"ι 0 ι η ( α ι ι α η 9 ( ι ι / + -predctor varable). * ι ι ι ι η ι ι ι!ηη η "ι ι ι ι!ηη η ι ι η η ι 'ι ι ι (η ) ι η ( "
Διαβάστε περισσότεραΜεταπτυχιακή διατριβή. Ανδρέας Παπαευσταθίου
Σχολή Γεωτεχνικών Επιστημών και Διαχείρισης Περιβάλλοντος Μεταπτυχιακή διατριβή Κτίρια σχεδόν μηδενικής ενεργειακής κατανάλωσης :Αξιολόγηση συστημάτων θέρμανσης -ψύξης και ΑΠΕ σε οικιστικά κτίρια στην
Διαβάστε περισσότεραΜηχανισμοί πρόβλεψης προσήμων σε προσημασμένα μοντέλα κοινωνικών δικτύων ΔΙΠΛΩΜΑΤΙΚΗ ΕΡΓΑΣΙΑ
ΕΘΝΙΚΟ ΜΕΤΣΟΒΙΟ ΠΟΛΥΤΕΧΝΕΙΟ ΣΧΟΛΗ ΗΛΕΚΤΡΟΛΟΓΩΝ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΚΑΙ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΥΠΟΛΟΓΙΣΤΩΝ ΤΟΜΕΑΣ ΕΠΙΚΟΙΝΩΝΙΩΝ, ΗΛΕΚΤΡΟΝΙΚΗΣ ΚΑΙ ΣΥΣΤΗΜΑΤΩΝ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ Μηχανισμοί πρόβλεψης προσήμων σε προσημασμένα μοντέλα κοινωνικών
Διαβάστε περισσότεραΣυνεχείς συναρτήσεις και συντελεστής µεταβλητότητας: Προσέγγιση µέσα από δειγµατοληψία
ΤΕΤΡΑ ΙΑ ΑΝΑΛΥΣΗΣ Ε ΟΜΕΝΩΝ, ΤΕΥΧΟΣ 16 (σσ. 14-) DATA ANALYSIS BULLETIN, ISSUE 16 (pp. 14-) Συνεχείς συναρτήσεις και συντελεστής µεταβλητότητας: Προσέγγιση µέσα από δειγµατοληψία Νικόλαος Φαρµάκης Τµήµα
Διαβάστε περισσότεραMath 6 SL Probability Distributions Practice Test Mark Scheme
Math 6 SL Probability Distributions Practice Test Mark Scheme. (a) Note: Award A for vertical line to right of mean, A for shading to right of their vertical line. AA N (b) evidence of recognizing symmetry
Διαβάστε περισσότεραdepartment listing department name αχχουντσ ϕανε βαλικτ δδσϕηασδδη σδηφγ ασκϕηλκ τεχηνιχαλ αλαν ϕουν διξ τεχηνιχαλ ϕοην µαριανι
She selects the option. Jenny starts with the al listing. This has employees listed within She drills down through the employee. The inferred ER sttricture relates this to the redcords in the databasee
Διαβάστε περισσότεραΠτυχιακή Εργασία. Παραδοσιακά Προϊόντα Διατροφική Αξία και η Πιστοποίηση τους
ΑΛΕΞΑΝΔΡΕΙΟ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΟ ΙΔΡΥΜΑ ΣΧΟΛΗ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΑΣ ΤΡΟΦΙΜΩΝ ΚΑΙ ΔΙΑΤΡΟΦΗΣ ΤΜΗΜΑ ΔΙΑΤΡΟΦΗΣ ΚΑΙ ΔΙΑΙΤΟΛΟΓΙΑΣ Πτυχιακή Εργασία Παραδοσιακά Προϊόντα Διατροφική Αξία και η Πιστοποίηση τους Εκπόνηση:
Διαβάστε περισσότερα: Monte Carlo EM 313, Louis (1982) EM, EM Newton-Raphson, /. EM, 2 Monte Carlo EM Newton-Raphson, Monte Carlo EM, Monte Carlo EM, /. 3, Monte Carlo EM
2008 6 Chinese Journal of Applied Probability and Statistics Vol.24 No.3 Jun. 2008 Monte Carlo EM 1,2 ( 1,, 200241; 2,, 310018) EM, E,,. Monte Carlo EM, EM E Monte Carlo,. EM, Monte Carlo EM,,,,. Newton-Raphson.
Διαβάστε περισσότεραΑΡΙΣΤΟΤΕΛΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΕΣΣΑΛΟΝΙΚΗΣ ΤΜΗΜΑ ΟΔΟΝΤΙΑΤΡΙΚΗΣ ΕΡΓΑΣΤΗΡΙΟ ΟΔΟΝΤΙΚΗΣ ΚΑΙ ΑΝΩΤΕΡΑΣ ΠΡΟΣΘΕΤΙΚΗΣ
ΑΡΙΣΤΟΤΕΛΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΕΣΣΑΛΟΝΙΚΗΣ ΤΜΗΜΑ ΟΔΟΝΤΙΑΤΡΙΚΗΣ ΕΡΓΑΣΤΗΡΙΟ ΟΔΟΝΤΙΚΗΣ ΚΑΙ ΑΝΩΤΕΡΑΣ ΠΡΟΣΘΕΤΙΚΗΣ ΣΥΓΚΡΙΤΙΚΗ ΜΕΛΕΤΗ ΤΗΣ ΣΥΓΚΡΑΤΗΤΙΚΗΣ ΙΚΑΝΟΤΗΤΑΣ ΟΡΙΣΜΕΝΩΝ ΠΡΟΚΑΤΑΣΚΕΥΑΣΜΕΝΩΝ ΣΥΝΔΕΣΜΩΝ ΑΚΡΙΒΕΙΑΣ
Διαβάστε περισσότεραΥπολογιστική Φυσική Στοιχειωδών Σωματιδίων
Υπολογιστική Φυσική Στοιχειωδών Σωματιδίων Όρια Πιστότητας (Confidence Limits) 2/4/2014 Υπολογ.Φυσική ΣΣ 1 Τα όρια πιστότητας -Confidence Limits (CL) Tα όρια πιστότητας μιας μέτρησης Μπορεί να αναφέρονται
Διαβάστε περισσότεραΓΕΩΜΕΣΡΙΚΗ ΣΕΚΜΗΡΙΩΗ ΣΟΤ ΙΕΡΟΤ ΝΑΟΤ ΣΟΤ ΣΙΜΙΟΤ ΣΑΤΡΟΤ ΣΟ ΠΕΛΕΝΔΡΙ ΣΗ ΚΤΠΡΟΤ ΜΕ ΕΦΑΡΜΟΓΗ ΑΤΣΟΜΑΣΟΠΟΙΗΜΕΝΟΤ ΤΣΗΜΑΣΟ ΨΗΦΙΑΚΗ ΦΩΣΟΓΡΑΜΜΕΣΡΙΑ
ΕΘΝΙΚΟ ΜΕΣΟΒΙΟ ΠΟΛΤΣΕΧΝΕΙΟ ΣΜΗΜΑ ΑΓΡΟΝΟΜΩΝ-ΣΟΠΟΓΡΑΦΩΝ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΣΟΜΕΑ ΣΟΠΟΓΡΑΦΙΑ ΕΡΓΑΣΗΡΙΟ ΦΩΣΟΓΡΑΜΜΕΣΡΙΑ ΓΕΩΜΕΣΡΙΚΗ ΣΕΚΜΗΡΙΩΗ ΣΟΤ ΙΕΡΟΤ ΝΑΟΤ ΣΟΤ ΣΙΜΙΟΤ ΣΑΤΡΟΤ ΣΟ ΠΕΛΕΝΔΡΙ ΣΗ ΚΤΠΡΟΤ ΜΕ ΕΦΑΡΜΟΓΗ ΑΤΣΟΜΑΣΟΠΟΙΗΜΕΝΟΤ
Διαβάστε περισσότεραΗ ΠΡΟΣΩΠΙΚΗ ΟΡΙΟΘΕΤΗΣΗ ΤΟΥ ΧΩΡΟΥ Η ΠΕΡΙΠΤΩΣΗ ΤΩΝ CHAT ROOMS
ΕΛΛΗΝΙΚΗ ΔΗΜΟΚΡΑΤΙΑ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΟ ΙΔΡΥΜΑ Ι Ο Ν Ι Ω Ν Ν Η Σ Ω Ν ΤΜΗΜΑ ΔΗΜΟΣΙΩΝ ΣΧΕΣΕΩΝ & ΕΠΙΚΟΙΝΩΝΙΑΣ Ταχ. Δ/νση : ΑΤΕΙ Ιονίων Νήσων- Λεωφόρος Αντώνη Τρίτση Αργοστόλι Κεφαλληνίας, Ελλάδα 28100,+30
Διαβάστε περισσότεραΚΥΠΡΙΑΚΗ ΕΤΑΙΡΕΙΑ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ CYPRUS COMPUTER SOCIETY ΠΑΓΚΥΠΡΙΟΣ ΜΑΘΗΤΙΚΟΣ ΔΙΑΓΩΝΙΣΜΟΣ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ 19/5/2007
Οδηγίες: Να απαντηθούν όλες οι ερωτήσεις. Αν κάπου κάνετε κάποιες υποθέσεις να αναφερθούν στη σχετική ερώτηση. Όλα τα αρχεία που αναφέρονται στα προβλήματα βρίσκονται στον ίδιο φάκελο με το εκτελέσιμο
Διαβάστε περισσότεραΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΠΑΤΡΩΝ ΤΜΗΜΑ ΗΛΕΚΤΡΟΛΟΓΩΝ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΚΑΙ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΑΣ ΥΠΟΛΟΓΙΣΤΩΝ ΤΟΜΕΑΣ ΣΥΣΤΗΜΑΤΩΝ ΗΛΕΚΤΡΙΚΗΣ ΕΝΕΡΓΕΙΑΣ ΕΡΓΑΣΤΗΡΙΟ ΥΨΗΛΩΝ ΤΑΣΕΩΝ
ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΠΑΤΡΩΝ ΤΜΗΜΑ ΗΛΕΚΤΡΟΛΟΓΩΝ ΜΗΧΑΝΙΚΩΝ ΚΑΙ ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΑΣ ΥΠΟΛΟΓΙΣΤΩΝ ΤΟΜΕΑΣ ΣΥΣΤΗΜΑΤΩΝ ΗΛΕΚΤΡΙΚΗΣ ΕΝΕΡΓΕΙΑΣ ΕΡΓΑΣΤΗΡΙΟ ΥΨΗΛΩΝ ΤΑΣΕΩΝ Διπλωµατική Εργασία Της Φοιτήτριας του Τµήµατος Ηλεκτρολόγων
Διαβάστε περισσότεραΠΕΡΙΕΧΟΜΕΝΑ. Μάρκετινγκ Αθλητικών Τουριστικών Προορισμών 1
ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΑΙΓΑΙΟΥ ΣΧΟΛΗ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΤΗΣ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΤΜΗΜΑ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΔΙΑΤΜΗΜΑΤΙΚΟ ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΜΕΤΑΠΤΥΧΙΑΚΩΝ ΣΠΟΥΔΩΝ «Σχεδιασμός, Διοίκηση και Πολιτική του Τουρισμού» ΜΑΡΚΕΤΙΝΓΚ ΑΘΛΗΤΙΚΩΝ ΤΟΥΡΙΣΤΙΚΩΝ
Διαβάστε περισσότεραThe challenges of non-stable predicates
The challenges of non-stable predicates Consider a non-stable predicate Φ encoding, say, a safety property. We want to determine whether Φ holds for our program. The challenges of non-stable predicates
Διαβάστε περισσότερα