CHAPTER 7: DISTRIBUTION OF SAMPLE STATISTICS. Sampling from a Population
|
|
- Ahmet Kunt
- 5 yıl önce
- İzleme sayısı:
Transkript
1 CHAPTER 7: DISTRIBUTION OF SAMPLE STATISTICS Sampling from a Population Örnek: 2, 4, 6, 6, 7, 8 say lar ndan oluşan bir populasyonumuz olsun Bu say lardan 3 elemanl bir örneklem (sample) seçebiliriz. Bu elemanlar da 2, 6, 7 olsun. Bu 3 say n n ortalamas 5 tir. Ama populasyonumuzun ortalamas 5.5 tir. 1
2 Örneklemler seçmeye devam edersek Örneklem Ortalama 2, 6, 7 5 2, 7, , 7, , 4, Burada 3 elemanl örneklemlerin ortalamalar n n ne kadar de¼gişebilece¼gi (4.33, 5,..., 5.66) hakk nda kir sahibi olduk (distribution of sample means) 2
3 Örneklem kullanman n (sampling) ve örneklem da¼g l m n (sampling distribution) bulman n en önemli yararlar ndan biri, örneklemin seçildi¼gi populasyonun da¼g l m normal olsun ya da olmas n, örneklemin da¼g l m n n normal da¼g l ma yaklaşt ¼g d r (Central Limit Theorem). Dolay s yla ileriki bölümlerde bir çok testi örneklem da¼g l m n n üzerinde uygulayabilece¼giz 3
4 Sampling Distribution of Sample Means We denote population mean with, and population variance with 2. Let s denote a random sample from this population by X, and the unknown elements of X by X 1 ; X 2 ; :::; X n : 4
5 The expectation of sample mean is de ned as follows: X = 1 np X n i where E( X) = Proof: i=1 E( X) = E( 1 n (X 1 + X 2 + ::: + X n )) = n n = This proof follows the fact that each unknown observation has an expected mean of 5
6 The variance of sample mean is de ned as: Proof: V ar( X) = 2 X = 2 n 2 X = V ar( X) = var( 1 n (X 1 + X 2 + ::: + X n )) = ( 1 n )2 n P i=1 2 i = 1 n 2n2 = 2 n This proof follows the fact that the randomly selected observations have zero covariance 6
7 Central Limit Theorem: As n becomes large, the distribution of X Z = X = X = p n approaches the standard normal distribution regardless of the underlying probability distribution. That is X N(; 2 n ) 7
8 Not: Genel olarak örneklem da¼g l m n n normal da¼g l ma yaklaşmas için en az 25 elemanl olmalar gerekti¼gi gibi bir kabul vard r 8
9 Örnek: Bir işyerindeki çal şanlar n y ll k maaş art şlar ortalamas %12.2, standart sapmas %3.6 olan normal bir da¼g l m göstermektedir. Bu işyeri çal şanlar ndan 9 kişilik bir örneklem al nd ¼g nda, örneklem ortalamas n n %14.4 ten fazla olma ihtimali nedir? 9
10 Verilenler: = 12:2 = 3:6 n = 9 ) X = p n = 3:6 p 9 = 1:2 14:4 12:2 P (14:4 < X) = P ( < Z) 1:2 = P (1:83 < Z) = 1 F (1:83) = 0:0336 Not: F (1:83) de¼gerine standart normal tablosundan bakt k 10
11 The standard deviation of the distribution of X decreases when sample size, n; increases 11
12 Law of large numbers: Central limit theorem states that X N(; 2 =n). Hence, as n become large, the mean of the samples, X, converges to the population mean, : Örnek: Bir populasyonun da¼g l m n n (normal olsun ya da olmas n) ortalamas 5, standart sapmas da 2 olsun. Bu populasyondan seçilen çeşitli bütüklükteki örneklemlerin (n=10, n=25, n=50) da¼g l ma bakal m 12
13 Burada bize verilen; = 5 ve = 2. Şimdi farkl elemanl örneklemlerin da¼g l mlar na bakal m If n = 10; X N(; 2 =n) ) X N(5; 2 2 =10) ) X N(5; 0:4) If n = 25; X N(; 2 =n) ) X N(5; 2 2 =25) ) X N(5; 0:16) If n = 100; X N(; 2 =n) ) X N(5; 2 2 =100) ) X N(5; 0:04) 13
14 Örneklemin eleman say s artt kça örneklem ortalamas n n varyasyonunun düştü¼günü görmenin başka bir yolu ise bu örneklem da¼g l mlar için data n n %95 ini içeren güven aral ¼g na bakmak olabilir 14
15 Standart normal tablosundan datan n ini içeren Z de¼gerini bulabiliriz; bu da 1.96 d r. E¼ger n = 10 ise, datan n %95 ini içeren aral k Üst limit Alt limit 1:96 = X 5 2= p 10 1:96 = X 5 2= p 10 ) X = 6:3 ) X = 3:7 15
16 E¼ger n = 25 ise, [5 1:96 2= p 25 < X < 5 + 1:96 2= p 25] ) [4:2 < X < 5:8] E¼ger n = 100 ise, [5 1:96 2= p 100 < X < 5 + 1:96 2= p 100] ) [4:6 < X < 5:4] Örneklemlerin eleman say s artt kça, örneklem ortalamas giderek populasyon ortalamas etraf nda daha s k bir şekilde da¼g lmaktad r 16
17 Sampling Distribution of Sample Proportions Let X be the number of successes in a binomial sample of n observations. Then the proportion of successes ^p x = X n in the sample is called the sample proportion 17
18 Remember from the binomial distribution that the distribution of number of successes with n trail, where the probability of success in the population is p;is given as E(X) = np V ar(x) = np (1 P ) 18
19 Hence, the distribution of sample proportion can be found as E(^p x ) = E( X n ) = 1 n E(X) = 1 n np = P V ar(^p x ) = V ar( X n ) = 1 P (1 P ) n2v ar(x) = n ^p = r P (1 P ) n 19
20 If the sample size is large, then the following statistics is distributed approximately as standard normal Z = ^p x E(^p x ) = ^p x P ^p ^p 20
21 Örnek: Bir bölgedeki evlerin %20 sinin eski bir tesisat sistemine sahip oldu¼gunu düşünelim. Buradan seçilecek 270 tane evin %16 ila %24 aras nda olan oran n n eski tesisata sahip olma olas l ¼g kaçt r? Burada bize verilenler P = 0:2 ve n = 270: Dolay s yla r r P (1 P ) 0:2 0:8 ^p = = = 0:024 n
22 Arad ¼g m z ihtimal ise P (:16 < ^p x < :24) :16 0:2 = P ( 0:024 < Z < :24 0:2 0:024 ) = P ( 1:67 < Z < 1:67) = F (1:67) F ( 1:67) = F (1:67) [1 F (1:67)] = :9525 (1 :9525) = :
23 Ö¼grenciler aras nda yap lan bir araşt rmaya göre ahlak dersinin ö¼grencilerin davran şlar üzerinde olumlu etki yat ¼g na inananlar n oran %43 tür. Bu ö¼grenciler içinden rastgele seçilen 80 kişilik bir gruptakilerin yar s ndan fazlas n n bu görüşte olma olas l ¼g nedir? 23
24 r p(1 p) ^p = = n Arad ¼g m z ihtimal P (:5 < ^p x ) = P ( :5 :5 :43 = P ( :055 r 0:43 0:57 80 = 0:055 P < ^p x P ) ^p ^p < Z) = P (1:27 < Z) = 1 F Z (1:27) = 1 :8980 = :
25 Sampling Distribution of Sample Variances Let the population variance is given as 2 = E[(X ) 2 ] And the sample variance np (x i x) 2 s 2 = i=1 n 1 25
26 To analyze whether the sample variance is a good approximation to the population variance, we will need both expected value of the sample variance, and also its variance 26
27 Let s denote the random sample by X, and its unknown elements by X 1 ; X 2 ; :::; X n : The sample variance is de ned as follows s 2 = 1 n 1 We already know that np (X i X) 2 i=1 E(s 2 ) = 2 27
28 If we rearrange the last two equations, we obtain the following random variable np (n 1)s 2 (X i X) 2 i=1 2 = 2 which, under the assumption of normally distributes population, has a 2 (chi-square) distribution with n 1 degrees of freedom 28
29 We denote the 2 distribution with degrees of freedom by 2. And the mean and variance of this distribution are E( 2 ) = and V ar( 2 ) = 2 29
30 As our random variable (n 1)s 2 = 2 has a distributed with 2, its mean and the variance (n 1) can be written as (n 1)s2 E[ 2 ] = (n 1) (n 1)s2 V ar[ 2 ] = 2(n 1) 30
31 The mean (n 1)s2 E[ 2 ] = (n 1) implies that (n 1) 2 E(s 2 ) = (n 1) hence we obtain E(s 2 ) = 2 31
32 The variance (n 1)s2 V ar[ 2 ] = 2(n 1) implies that (n 1) 2 4 V ar(s 2 ) = 2(n 1) hence we obtain V ar(s 2 ) = 24 (n 1) 32
33 Örnek: Üretilen bir mal n dayan m süresi normal bir da¼g l ma sahip olup, 3.6 oran nda da standart sapmaya sahiptir. Bu mallardan 4 elemanl rastgele bir örneklem seçilirse, bu örneklemin dayan m süresinin varyasyonunun 30 dan büyük olma ihtimali kaçt r? Cevap P (s 2 > 30) = P ( (n 1)s2 2 > 30(n 1) 2 ) = P ( 2 3 > :6 2 ) = P (2 3 > 6:94) 33
34 Chi-square tablosunda 3 serbestlik dereceli bir da¼g l m için 6.94 ü kapsayacak iki de¼ger 6.25 ve 7.81 dir. Bunlar n karş l ¼g ise P ( 2 3 > 6:25) = :1 P (2 3 > 7:81) = :05 dolay s yla tekrar arad ¼g m z ihtimal 0:05 < P (s 2 > 30) < :10 34
35 35
36 Örnek: Bir cips üreticisi, sat lan cipslerin paket a¼g rl ¼g n n reklamlarda belirtilen a¼g rl klar ndan fazla sapmas n istemiyor. Bu paketlerin a¼g rl ¼g n n normal da¼g l ma sahip oldu¼gu varsay l rsa, 20 tane rastgele seçilen paket için aşa¼g daki ihtimalleri sa¼glayan K y bulal m P ( s2 < K) = :05 2 *Burada örneklemdeki varyasyonun popülasyondaki varyasyondan küçük olmas ihtimali %5 olarak tan mlan yor. 36
37 Arad ¼g m z ihtimal aşa¼g daki şekilde yaz labilir :05 = P ( s2 1)s2 < K) = P ((n 2 2 < (n 1)K) Dolay s yla = P ( 2 (n 1) < (n 1)K) :05 = P ( 2 19 < 19K) 37
38 Chi-square tablosundan 19 serbestlik dereceli bir chi-square da¼g l m için 19K = 10:12 ) K = :533 Örneklem varyasyonunun popülasyon varyasyonunun %53 ünden küçük olma ihtimali %5 dir 38
Istatistik ( IKT 253) 4. Çal şma Sorular - Cevaplar 7. CHAPTER (DISTRIBUTION OF SAM- PLE STATISTICS) 1 Ozan Eksi, TOBB-ETU
TOBB-ETÜ, Iktisat Bölümü Istatistik ( IKT 253) 4. Çal şma Sorular - Cevaplar 7. CHAPTER (DISTRIBUTION OF SAM- PLE STATISTICS) 1 Soru 1-(Sampling Distribution of Sample Means): Bir bölgedeki evlerin ortalama
DetaylıCHAPTER 8: CONFIDENCE INTERVAL ESTIMATION: ONE POPULATION
CHAPTER 8: CONFIDENCE INTERVAL ESTIMATION: ONE POPULATION A point estimator of a population parameter is a function of the sample information that yields a single number An interval estimator of a population
DetaylıIt is symmetrical around the mean The random variable has an in nite theoretical range: 1 to +1
The Normal Distribution f(x) µ s x It is bell-shaped Mean = Median = Mode It is symmetrical around the mean The random variable has an in nite theoretical range: 1 to +1 1 If random variable X has a normal
DetaylıWe test validity of a claim or a conjecture (hypothesis) about a population parameter by using a sample data
CHAPTER 10: HYPOTHESIS TESTS OF A SINGLE POP- ULATION Concepts of Hypothesis Testing We test validity of a claim or a conjecture (hypothesis) about a population parameter by using a sample data 1 Null
DetaylıIstatistik ( IKT 253) 5. Çal şma Sorular - Cevaplar 10. CHAPTER ( HYPOTHESIS TESTS OF A SINGLE POPULATION) 1 Ozan Eksi, TOBB-ETU
TOBB-ETÜ, Iktisat Bölümü Istatistik ( IKT 253) 5. Çal şma Sorular - Cevaplar 10. CHAPTER ( HYPOTHESIS TESTS OF A SINGLE POPULATION) 1 Soru 1 (Tests of the Mean of a Normal Distribution: Population Variance
DetaylıIstatistik ( IKT 253) 3. Çal şma Sorular - Cevaplar 5. CHAPTER (DISCRETE PROBABIL- ITY DISTRIBUTIONS - SÜREKS IZ OLASI- LIK DA ¼GILIMLARI)
TOBB-ETÜ, Iktisat Bölümü Istatistik ( IKT 253) 3. Çal şma Sorular - Cevaplar 5. CHAPTER (DISCRETE PROBABIL- ITY DISTRIBUTIONS - SÜREKS IZ OLASI- LIK DA ¼GILIMLARI) 1 Soru 1 : Bir ma¼gazaya gelen herhangi
DetaylıTOBB-ETÜ, Iktisat Bölümü - Istatistik ( IKT 253) 2. Çal şma Sorular - Cevaplar 4. CHAPTER (PROBABILITY METH- ODS - OLASILIK METODLARI)
TOBB-ETÜ, Iktisat Bölümü - Istatistik ( IKT 253) 2. Çal şma Sorular - Cevaplar 4. CHAPTER (PROBABILITY METH- ODS - OLASILIK METODLARI) 1 Soru 1: Bir torba içinde 4 mavi, 4 tane de k rm z bilye olsun. 4
DetaylıThis is the variable that is used in the Random Experiment
CHAPTER 5 & 6: DISCRETE AND CONTINUOUS PROBABILITY DISTRIBUTIONS New Notation: X: Random variable (Rassal, Rastgele De¼gişken) This is the variable that is used in the Random Experiment X=x is the set
DetaylıIstatistik ( IKT 253) 1. Çal şma Sorular - Cevaplar
TOBB-ETÜ, Iktisat Bölümü Istatistik ( IKT 253) 1. Çal şma Sorular - Cevaplar Soru 1: Bir hafta boyunca saat 2-3pm aras nda bir ma¼gazay ziyaret eden insan say s aşa¼g daki gibidir Pzt. Sa. Çar. Per. Cu.
DetaylıWEEK 11 CME323 NUMERIC ANALYSIS. Lect. Yasin ORTAKCI.
WEEK 11 CME323 NUMERIC ANALYSIS Lect. Yasin ORTAKCI yasinortakci@karabuk.edu.tr 2 INTERPOLATION Introduction A census of the population of the United States is taken every 10 years. The following table
DetaylıBBM Discrete Structures: Midterm 2 Date: , Time: 16:00-17:30. Question: Total Points: Score:
BBM 205 - Discrete Structures: Midterm 2 Date: 8.12.2016, Time: 16:00-17:30 Ad Soyad / Name: Ögrenci No /Student ID: Question: 1 2 3 4 5 6 7 Total Points: 12 22 10 10 15 16 15 100 Score: 1. (12 points)
DetaylıExponential Distribution. diger. Probability Distributions. Sürekli Şans Değişkenleri. 0 diger. SÜREKLİ RASSAL DEĞİŞKENLER ve OLASILIK DAĞILIMLARI
Probability Distributions Probability Distributions SÜREKLİ RASSAL DEĞİŞKENLER ve OLASILIK DAĞILIMLARI Dr. Mehmet AKSARAYLI Dokuz Eylül Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Ekonometri Bölümü
Detaylı1 Ozan Eksi, TOBB-ETU
Ex: S = [1; 2; 3; 4; 5; 6] A = [2; 4; 6] B = [4; 5; 6] Complements: A = [1; 3; 5] B = [1; 2; 3] Intersections: A \ B = [4; 6] A \ B = [5] Unions: A [ B = [2; 4; 5; 6] A [ A = [1; 2; 3; 4; 5; 6] = S 1 Ex:
DetaylıIstatistik ( IKT 253) Normal Da¼g l m Çal şma Metni
TO-ETÜ, Iktisat ölümü Istatistik ( IKT 253) Normal Da¼g l m Çal şma Metni Ortalamas 0, standart sapmas 1 olan normal da¼g l ma standart normal da¼g l m denir ve bu da¼g l m n de¼gerleri z ile gösterilir.
DetaylıImagine that there are 6 red, 3 green and 2 blue balls in a bag. What is the probability of not drawing a blue ball if you draw 4 ball in a row
Örnek Sorular Imagine that there are 6 red, 3 green and 2 blue balls in a bag. What is the probability of not drawing a blue ball if you draw 4 ball in a row without putting them back into the bag? Bir
DetaylıYrd. Doç.Dr. Neşet Demirci, Balıkesir Üniversitesi, NEF, Fizik Eğitimi. Hipotez Testine Giriş
Yrd. Doç.Dr. Neşet Demirci, Balıkesir Üniversitesi, NEF, Fizik Eğitimi 5. ders Hipotez Testine Giriş Yrd. Doç.Dr. Neşet Demirci, Balıkesir Üniversitesi, NEF, Fizik Eğitimi Hipotez Yazma Popülasyon hakkındaki
Detaylıfonksiyonu, her x 6= 1 reel say s için tan ml d r. (x 1)(x+1) = = x + 1 yaz labilir. Bu da; f (x) = L
Limit Bu bölümde, matematik analizde temel bir görevi olan it kavram incelenecektir. Analizdeki bir çok problemin çözümünde it kavram na gereksinim duyulmaktad r. Bunlardan baz lar ; bir noktada bir e¼griye
DetaylıT.C. Hitit Üniversitesi. Sosyal Bilimler Enstitüsü. İşletme Anabilim Dalı
T.C. Hitit Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü İşletme Anabilim Dalı X, Y, Z KUŞAĞI TÜKETİCİLERİNİN YENİDEN SATIN ALMA KARARI ÜZERİNDE ALGILANAN MARKA DENKLİĞİ ÖĞELERİNİN ETKİ DÜZEYİ FARKLILIKLARININ
DetaylıAppendix C: İstatistiksel Çıkarsama
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Notları Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. edition, Thomson Learning Appendix C: İstatistiksel Çıkarsama
DetaylıYTÜ İktisat Bölümü EKONOMETRİ I Ders Notları
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. edition, Thomson Learning Appendix C: İstatistiksel Çıkarsama Doç.
DetaylıRegresyon. Regresyon korelasyon ile yakından ilişkilidir
Regresyon Regresyona Giriş Regresyon korelasyon ile yakından ilişkilidir Regresyon bir bağımlı değişken ile (DV) bir veya daha fazla bağımsız değişken arasındaki doğrusal ilişkiyi inceler. DV için başka
DetaylıZ = S n E(S n ) V ar(sn ) = S n nµ. S nn. n 1/2 n σ
YTÜ-İktisat İstatistik II Merkezi Limit Teoremi 1 MERKEZİ LİMİT TEOREMİ CENTRAL LIMIT THEOREM X 1,X 2,...,X n herbirinin ortalaması µ ve varyansı σ 2 olan ve aynı dağılıma uyan n tane bağımsız r.d. olsun.
DetaylıUnlike analytical solutions, numerical methods have an error range. In addition to this
ERROR Unlike analytical solutions, numerical methods have an error range. In addition to this input data may have errors. There are 5 basis source of error: The Source of Error 1. Measuring Errors Data
DetaylıÖrneklem Dağılımları ve Merkezi Limit Teoremi
Örneklem Dağılımları ve Merkezi Limit Teoremi Çıkarımsal İstatistik (Inferential Statistics) : Örneklemden yola çıkarak ana kütleyle (popülasyonla) ilgili çıkarımlarda bulunmak (Smidt, 2001) İstatistiksel
Detaylıİstatistiksel Kavramların Gözden Geçirilmesi
İstatistiksel Kavramların Gözden Geçirilmesi Bazı Kuramsal Olasılık Dağılımları Ekonometri 1 Konu 2 Sürüm 2,0 (Ekim 2011) UADMK Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial
DetaylıSPSS (Statistical Package for Social Sciences)
SPSS (Statistical Package for Social Sciences) SPSS Data Editor: Microsoft Excel formatına benzer satır ve sütunlardan oluşan çalışma sayfası (*sav) Data Editör iki arayüzden oluşur. 1. Data View 2. Variable
DetaylıSürekli Rastsal Değişkenler
Sürekli Rastsal Değişkenler Normal Dağılım: Giriş Normal Dağılım: Tamamen ortalaması ve standart sapması ile tanımlanan bir rastsal değişken, X, için oluşturulan sürekli olasılık dağılımına normal dağılım
Detaylı1.BÖLÜM ÇÖZÜM SORU. A= {a, b, {a, b}, {c}} kümesi veriliyor. Afla dakilerden kaç tanesi do rudur? I. a A II. {a, b} A III. {c} A IV. {b} A. V.
1.ÖLÜM MTMT K Derginin bu say s nda Kümeler konusunda çözümlü sorular yer almaktad r. u konuda, ÖSS de ç kan sorular n çözümü için gerekli temel bilgileri ve pratik yollar, sorular m z n çözümü içinde
DetaylıPARAMETRİK ve PARAMETRİK OLMAYAN (NON PARAMETRİK) ANALİZ YÖNTEMLERİ.
AED 310 İSTATİSTİK PARAMETRİK ve PARAMETRİK OLMAYAN (NON PARAMETRİK) ANALİZ YÖNTEMLERİ. Standart Sapma S = 2 ( X X ) (n -1) =square root =sum (sigma) X=score for each point in data _ X=mean of scores
Detaylıİki Ortalama Arasındaki Farkın Önemlilik Testi (Student s t Test) Ankara Üniversitesi Tıp Fakültesi Biyoistatistik Anabilim Dalı
İki Ortalama Arasındaki Farkın Önemlilik Testi (Student s t Test) Ankara Üniversitesi Tıp Fakültesi Biyoistatistik Anabilim Dalı İki Ortalama Arasındaki Farkın Önemlilik Testi (Student s t test) Ölçümle
DetaylıİSTATİSTİKSEL TAHMİNLEME. Örneklem istatistiklerinden hareketle ana kütle parametreleri hakkında genelleme yapmaya istatistiksel tahminleme denir.
İSTATİSTİKSEL TAHMİNLEME Örneklem istatistiklerinden hareketle ana kütle parametreleri hakkında genelleme yapmaya istatistiksel tahminleme denir. 1 ŞEKİL: Evren uzay-örneklem uzay İstatistiksel tahmin
DetaylıÖrneklem Dağılımları & Hipotez Testleri Örneklem Dağılımı
Örneklem Dağılımları & Hipotez Testleri Örneklem Dağılımı Ortalama veya korelasyon gibi istatistiklerin dağılımıdır Çıkarımsal istatistikte örneklem dağılımı temel fikirlerden biridir. Çıkarımsal istatistik
DetaylıAppendix B: Olasılık ve Dağılım Teorisi
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Notları Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. edition, Thomson Learning Appendix B: Olasılık ve Dağılım
DetaylıDo ufl Üniversitesi Matematik Kulübü Matematik Bireysel Yar flmas 2004 Soru ve Yan tlar
o ufl Üniversitesi Matematik Kulübü Matematik ireysel Yar flmas 2004 Soru ve Yan tlar Soru. S f rdan farkl bir a say s için sonsuz ondal klarla oluflan ifadesinin de eri nedir? ise, Soru 2. 0 < < 0 olmak
DetaylıInterval Estimation for Nonnormal Population Variance with Kurtosis Coefficient Based on Trimmed Mean
ORİJİNAL ARAŞTIRMA ORIGINAL RESEARCH DOI: 10.5336/biostatic.2017-57348 Interval Estimation for Nonnormal Population Variance with Kurtosis Coefficient Based on Trimmed Mean Budanmış Ortalamaya Dayalı Basıklık
DetaylıUYGULAMA 4 TANIMLAYICI İSTATİSTİK DEĞERLERİNİN HESAPLANMASI
1 UYGULAMA 4 TANIMLAYICI İSTATİSTİK DEĞERLERİNİN HESAPLANMASI Örnek 1: Ders Kitabı 3. konuda verilen 100 tane yaş değeri için; a. Aritmetik ortalama, b. Ortanca değer, c. Tepe değeri, d. En küçük ve en
Detaylı2. Topolojik Uzaylarda Ba¼glant l l k Ba¼glant l Topolojik Uzaylar. Tan m (X; ) topolojik uzay n n her biri boş kümeden farkl olan ayr k
2. Topolojik Uzaylarda Ba¼glant l l k 2.1. Ba¼glant l Topolojik Uzaylar Tan m 2.1.1. (X; ) topolojik uzay n n her biri boş kümeden farkl olan ayr k iki aç ktan oluşan bir örtüsü yok ise, (X; ) topolojik
DetaylıMerkezi Limit Teoremi
Örnekleme Dağılımı Merkezi Limit Teoremi Şimdiye kadar normal dağılıma uygun olan veriler ile ilgili örnekler incelendi. Çarpıklık gösteren veriler söz konusu olduğunda ne yapılması gerekir? Hala normal
DetaylıÜNİTE 5 KESİKLİ RASSAL DEĞİŞKENLER VE OLASILIK DAĞILIMLARI
ÜNİTE 5 KESİKLİ RASSAL DEĞİŞKENLER VE OLASILIK DAĞILIMLARI 1 Rassal Değişken Bir deney ya da gözlemin şansa bağlı sonucu bir değişkenin aldığı değer olarak düşünülürse, olasılık ve istatistikte böyle bir
DetaylıSPSS UYGULAMALARI-II Dr. Seher Yalçın 1
SPSS UYGULAMALARI-II 27.12.2016 Dr. Seher Yalçın 1 Normal Dağılım Varsayımının İncelenmesi Çarpıklık ve Basıklık Katsayısının İncelenmesi Analyze Descriptive Statistics Descriptives tıklanır. Açılan pencerede,
DetaylıYTÜ İktisat Bölümü EKONOMETRİ I Ders Notları
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. edition, Thomson Learning Appendix B: Olasılık ve Dağılım Teorisi
DetaylıYTÜ İktisat Bölümü EKONOMETRİ I Ders Notları
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. edition, Thomson Learning Appendix B: Olasılık ve Dağılım Teorisi
DetaylıÇalıştığı kurumun prestij kaynağı olup olmaması KIZ 2,85 ERKEK 4,18
1 * BAĞIMSIZ T TESTİ (Independent Samples t test) ÖRNEK: Yapılan bir anket çalışmasında katılımcılardan, çalıştıkları kurumun kendileri için bir prestij kaynağı olup olmadığını belirtmeleri istenmiş. 30
DetaylıAraştırma Yöntemleri. Çıkarımsal İstatistikler: Parametrik Testler I. Giriş
Araştırma Yöntemleri Çıkarımsal İstatistikler: Parametrik Testler I Giriş Bir önceki derste örneklem seçme mantığını işledik Evren ve örneklemden elde edilen değerleri tanımlamayı öğrendik Standart normal
DetaylıTÜRKİYE DENGELEME GÜÇ PİYASASI TALİMAT MİKTARLARI ÜZERİNE İSTATİSTİKSEL BİR ÇALIŞMA 1. Gökhan Ceyhan Yazılım ARGE Uzmanı, EPİAŞ
TÜRKİYE DENGELEME GÜÇ PİYASASI TALİMAT MİKTARLARI ÜZERİNE İSTATİSTİKSEL BİR ÇALIŞMA 1 Gökhan Ceyhan Yazılım ARGE Uzmanı, EPİAŞ ÖZET Bu makalede, Türkiye Dengeleme Güç Piyasası (DGP) kapsamında 2015 Ocak
Detaylı8. Uygulama. Bazı Sürekli Dağılımlar
8. Uygulama Bazı Sürekli Dağılımlar : Bir tür böcek 6 gün yaşadıktan sonra iki gün içinde aynı miktarlarda azalıp ölmektedir. X rasgele değişkeni bu türden bir böceğin ömrü olmak üzere, X U (6,8) dır.
DetaylıAnkara Üniversitesi, SBF İstatistik 2 Ders Notları Prof. Dr. Onur Özsoy 1
1 Rastgele bir denemede ortaya çıkması olası sonuçların tamamıdır Örnek: bir zar bir kez yuvarlandığında S= Yukarıdaki sonuçlardan biri elde edilecektir. Sonuçların her biri basit olaydır Örnek: Bir deste
DetaylıANADOLU ÜNİVERSİTESİ. ENM 317 Prof. Dr. Nihal ERGİNEL
ANADOLU ÜNİVERSİTESİ ENM 317 Prof. Dr. Nihal ERGİNEL 2 ÖRNEKLEME Anakütleden n birimlik örnek alınması ve anakütle parametrelerinin örnekten tahmin edilmesidir. 3 ÖRNEKLEME ALMANIN NEDENLERİ Anakütleye
DetaylıDers 2: Aktüerya. Ankara Üniversitesi. İST424 Aktüeryal Risk Analizi Ders Notları. Doç.Dr. Fatih Tank. Sigortacılığın.
yal ya yal Ders 2: ya Ankara Üniversitesi Giriş yal ya yal ya Tanım (5.1.1 Risk) Hasar oluşumundaki belirsizliğe risk denir. Objektif Risk Risk Subjektif Risk Tanım (5.1.2 Objektif Risk) Gerçekleşen hasarın
DetaylıUBE Machine Learning. Kaya Oguz
UBE 521 - Machine Learning Kaya Oguz Support Vector Machines How to divide up the space with decision boundaries? 1990s - new compared to other methods. How to make the decision rule to use with this boundary?
Detaylıise, genel bir eğilim (trend) gösteriyorsa bu seriye uygun doğru ya da eğriyi bulmaya çalışırız. Trend orta-uzun dönemde her iniş, çokışı
Trend Analizi Eğer zaman serisi i rastgele dağılmış ğ değil ise, genel bir eğilim (trend) gösteriyorsa bu seriye uygun doğru ya da eğriyi bulmaya çalışırız. Trend orta-uzun dönemde her iniş, çokışı yansıtmayacak,
DetaylıRİSK ANALİZİ VE. İşletme Doktorası
RİSK ANALİZİ VE MODELLEME İşletme Doktorası Programı Bölüm - 1 Portföy Teorisi Bağlamında Risk Yönetimi ile İlgili Temel Kavramlar 1 F23 F1 Risk Kavramı ve Riskin Ölçülmesi Risk istenmeyen bir olayın olma
DetaylıBasit Kafes Sistemler
YAPISAL ANALİZ 1 Basit Kafes Sistemler Kafes sistemler uç noktalarından birleştirilmiş narin elemanlardan oluşan yapılardır. Bu narin elemanlar, yapısal sistemlerde sıklıkla kullanılan ahşap gergi elemanları
Detaylı1) 6 kişilik bir aile yuvarlak bir masa etraf nda, anne ile baban n yan yana oturmamas koşulu ile kaç farkl biçimde oturabilir?
) 6 kişilik bir aile yuvarlak bir masa etraf nda, anne ile baban n yan yana oturmamas koşulu ile kaç farkl biçimde oturabilir? Çözüm: Önce, anne ile baban n yan yana oturma durumunu düşünelim. Anne ile
DetaylıOlas l k Hesaplar (II)
Olas l k Hesaplar (II) B ir önceki yaz daki örneklerde olay say s sonluydu. Örne in, iki zarla 21 olay vard. fiimdi olay say m z sonsuz yapaca z. Kolay bir soruyla bafllayal m: [0, 1] aral nda rastgele
Detaylı1. YAPISAL KIRILMA TESTLERİ
1. YAPISAL KIRILMA TESTLERİ Yapısal kırılmanın araştırılması için CUSUM, CUSUMSquare ve CHOW testleri bize gerekli bilgileri sağlayabilmektedir. 1.1. CUSUM Testi (Cumulative Sum of the recursive residuals
DetaylıSayı: 2012-13 / 13 Haziran 2012 EKONOMİ NOTLARI. Belirsizlik Altında Yatırım Planları
EKONOMİ NOTLARI Belirsizlik Altında Yatırım Planları Yavuz Arslan Aslıhan Atabek Demirhan Timur Hülagü Saygın Şahinöz Özet: Bu notta belirsizlik ile firmaların yatırım beklentileri arasındaki ilişki İktisadi
DetaylıBölüm 6 Görüntü Onarma ve Geriçatma
BLM429 Görüntü İşlemeye Giriş Bölüm 6 Görüntü Onarma ve Geriçatma Dr. Öğr. Üyesi Caner ÖZCAN Gördüğümüz şeyler tek başlarına ne gördüğümüz değildir... Hislerimizin algı yeteneğinden ayrı olarak nesnelerin
DetaylıAraştırma Notu 11/113
Araştırma Notu 11/113 29 Nisan 2011 MİLLETVEKİLİ DAĞILIM SENARYOLARI VE YENİ ANAYASA Seyfettin Gürsel 1 Yönetici Özeti 12 Haziran milletvekili seçimlerinden çıkacak yeni TBMM nin bileşimi sadece iktidarı
DetaylıYAPISAL ANALİZ YRD.DOÇ.DR. KAMİLE TOSUN FELEKOĞLU
YAPISAL ANALİZ YRD.DOÇ.DR. KAMİLE TOSUN FELEKOĞLU 1 Basit Kafes Sistemler Kafes sistemler uç noktalarından birleştirilmiş narin elemanlardan oluşan yapılardır. Bu narin elemanlar, yapısal sistemlerde sıklıkla
DetaylıANKARA EMEKLİLİK A.Ş GELİR AMAÇLI ULUSLARARASI BORÇLANMA ARAÇLARI EMEKLİLİK YATIRIM FONU ÜÇÜNCÜ 3 AYLIK RAPOR
ANKARA EMEKLİLİK A.Ş GELİR AMAÇLI ULUSLARARASI BORÇLANMA ARAÇLARI EMEKLİLİK YATIRIM FONU ÜÇÜNCÜ 3 AYLIK RAPOR Bu rapor Ankara Emeklilik A.Ş Gelir Amaçlı Uluslararası Borçlanma Araçları Emeklilik Yatırım
DetaylıOlasılık ve İstatistik Dersinin Öğretiminde Deney ve Simülasyon
Olasılık ve İstatistik Dersinin Öğretiminde Deney ve Simülasyon Levent ÖZBEK Fikri ÖZTÜRK Ankara Üniversitesi Fen Fakültesi İstatistik Bölümü Sistem Modelleme ve Simülasyon Laboratuvarı 61 Tandoğan/Ankara
DetaylıBİYOİSTATİSTİK PARAMETRİK TESTLER
BİYOİSTATİSTİK PARAMETRİK TESTLER Doç. Dr. Mahmut AKBOLAT *Bir testin kullanılabilmesi için belirli şartların sağlanması gerekir. *Bir testin, uygulanabilmesi için gerekli şartlar; ne kadar çok veya güçlü
DetaylıBİR ÖRNEKLEM İÇİN T TESTİ İLİŞKİSİZ ÖRNEKLEMLER İÇİN T-TESTİ
1 BİR ÖRNEKLEM İÇİN T TESTİ İLİŞKİSİZ ÖRNEKLEMLER İÇİN T-TESTİ 2 BİR ÖRNEKLEM İÇİN T TESTİ 3 Ölçüm ortalamasını bir norm değer ile karşılaştırma (BİR ÖRNEKLEM İÇİN T TESTİ) Bir çocuk bakımevinde barındırılan
DetaylıDenetim Etkinliğini Artırmada Verinin Analizi
Denetim Etkinliğini Artırmada Verinin Analizi Benford Analizi Uygulama Mayıs, 2016 Antalya 1. Uygulama TANIMLAYICI İSTATİSTİKLER VE ÖRNEKLEM BAĞIMSIZLIK TESTLERİ Örneklemlerin Bağımsızlık Analizleri (Grupların
DetaylıİSTATİSTİK MHN3120 Malzeme Mühendisliği
İSTATİSTİK MHN3120 Malzeme Mühendisliği CBÜ - Malzeme Mühendisliği Bölümü Ofis: Mühendislik Fakültesi A Blok Ofis no:311 Tel: 0 236 2012404 E-posta :emre.yalamac@cbu.edu.tr YARDIMCI KAYNAKLAR Mühendiler
DetaylıDaha fazla seçenek için daha iyi motorlar
Daha fazla seçenek için daha iyi motorlar Kollmorgen, Universal Robots'un daha hafif ve daha güçlü olmasını sağlıyor Altı eksenli robotlar; örneğin, işleme ve üretim tesislerinde kullanılmaktadır. Bu robotlar,
DetaylıBölüm 6. Diziler (arrays) Temel kavramlar Tek boyutlu diziler Çok boyutlu diziler
Bölüm 6 Diziler (arrays) Temel kavramlar Tek boyutlu diziler Çok boyutlu diziler Chapter 6 Java: an Introduction to Computer Science & Programming - Walter Savitch 1 Genel Bakış Dizi: Hepsi aynı türde
DetaylıÖLÇÜM VARYASYONUNU BEL RLEMEK Ç N B R ÇALI MA
ÖLÇÜM VARYASYNUNU BL RLMK Ç N B R ÇALI MA Bahar SNNAR LU Marmara Üniversitesi Özlem YURTSVR Marmara Üniversitesi ÖZT lerin istenilen kalite özelliklerine uygunlu unu kontrol etmek için üretim hatlar ndan
Detaylı1 I S L U Y G U L A M A L I İ K T İ S A T _ U Y G U L A M A ( 5 ) _ 3 0 K a s ı m
1 I S L 8 0 5 U Y G U L A M A L I İ K T İ S A T _ U Y G U L A M A ( 5 ) _ 3 0 K a s ı m 2 0 1 2 CEVAPLAR 1. Tekelci bir firmanın sabit bir ortalama ve marjinal maliyet ( = =$5) ile ürettiğini ve =53 şeklinde
DetaylıMeriç Uluşahin Türkiye Bankalar Birliği Yönetim Kurulu Başkan Vekili. Beşinci İzmir İktisat Kongresi
Meriç Uluşahin Türkiye Bankalar Birliği Yönetim Kurulu Başkan Vekili Beşinci İzmir İktisat Kongresi Finansal Sektörün Sürdürülebilir Büyümedeki Rolü ve Türkiye nin Bölgesel Merkez Olma Potansiyeli 1 Kasım
DetaylıAEGON EMEKLİLİK VE HAYAT A.Ş. PARA PİYASASI LİKİT KAMU EMEKLİLİK YATIRIM FONU
1 OCAK- 31 ARALIK 2015 DÖNEMİNE AİT PERFORMANS SUNUŞ RAPORU VE YATIRIM PERFORMANSI KONUSUNDA KAMUYA AÇIKLANAN BİLGİLERE İLİŞKİN RAPOR A. TANITICI BİLGİLER PORTFÖYE BAKIŞ Halka arz tarihi: 04/12/2003 YATIRIM
DetaylıYANLILIK. Yanlılık örneklem istatistiği değerlerinin evren parametre değerinden herhangi bir sistematik sapması olarak tanımlanır.
AED 310 İSTATİSTİK YANLILIK Yanlılık örneklem istatistiği değerlerinin evren parametre değerinden herhangi bir sistematik sapması olarak tanımlanır. YANLILIK Yanlı bir araştırma tasarımı uygulandığında,
DetaylıÇan eğrisi biçimindeki simetrik dağılımdır.
Normal Dağılım Çan eğrisi biçimindeki simetrik dağılımdır. Ortalama ve varyans (standart sapma) dağılımın şeklini belirler Ortalama ve varyans normal dağılımın parametreleridir. Ezberlemenize gerek olmayan
DetaylıPopülasyon Ortalamasının Tahmin Edilmesi
Güven Aralıkları Popülasyon Ortalamasının Tahmin Edilmesi Tanımlar: Nokta Tahmini Popülasyon parametresi hakkında tek bir rakamdan oluşan tahmindir. Popülasyon ortalaması ile ilgili en iyi nokta tahmini
DetaylıCh. 5: SEKK (OLS) nin Asimptotik Özellikleri
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Notları Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Ch. 5: SEKK (OLS) nin Asimptotik
DetaylıSIRA İSTATİSTİKLERİ VE UYGULAMA ALANLARINDAN BİR ÖRNEĞİN DEĞERLENDİRMESİ
Sıra İstatistikleri ve Uygulama Alanlarından Bir Örneğin Değerlendirmesi 89 SIRA İSTATİSTİKLERİ VE UYGULAMA ALANLARINDAN BİR ÖRNEĞİN DEĞERLENDİRMESİ Esin Cumhur PİRİNÇCİLER Araş. Gör. Dr., Çanakkale Onsekiz
DetaylıYTÜ İktisat Bölümü EKONOMETRİ I Ders Notları
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Ch. 5: SEKK (OLS) nin Asimptotik Özellikleri
DetaylıYTÜ İktisat Bölümü EKONOMETRİ I Ders Notları
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Ch. 5: SEKK (OLS) nin Asimptotik Özellikleri
DetaylıÇARPANLAR VE KATLAR BİR DOĞAL SAYININ ÇARPANLARINI BULMA. 3. Aşağıda verilen sayıların çarpanlarından asal olanları belirleyelim.
ÇARPANLAR VE KATLAR 8.1.1.1. Verilen pozitif tam sayıların çarpanlarını bulur; pozitif tam sayıları üslü ifade yada üslü ifadelerin çarpımı şeklinde yazar. BİR DOĞAL SAYININ ÇARPANLARINI BULMA Her doğal
Detaylı1. Bir kümenin eleman say s 3 artt r ld nda, alt küme say s 56 artmaktad r.
1. ir kümenin eleman say s artt r ld nda, alt küme say s 56 artmaktad r. una göre, ilk durumdaki kümenin eleman say - s kaçt r? ) 2 ) ) D) 5 E) 6 6. ve kümelere E evrensel kümesinin alt kümeleri olmak
Detaylı10. Bir ana kütle oranının tahmininde α = 0,05 ise kullanılan Z değeri nedir? A) 1,64 B) 1,84 C) 1,96 D) 2,28 E) 3,08
1. Tanımlanan ana kütleden rassal seçilen örneklemlerden hesaplanan istatistikler yardımı ile ilgili ana kütle parametrelerinin değerini araştırma sürecine ne ad verilir? A) İstatistiksel hata B) İstatistiksel
Detaylı10.7442 g Na2HPO4.12H2O alınır, 500mL lik balonjojede hacim tamamlanır.
1-0,12 N 500 ml Na2HPO4 çözeltisi, Na2HPO4.12H2O kullanılarak nasıl hazırlanır? Bu çözeltiden alınan 1 ml lik bir kısım saf su ile 1000 ml ye seyreltiliyor. Son çözelti kaç Normaldir? Kaç ppm dir? % kaçlıktır?
DetaylıDeneysel Verilerin Değerlendirilmesi
Deneysel Verilerin Değerlendirilmesi Ölçme-Birimler-Anlamlı Rakamlar Ölçme: Bir nesnenin bazı özelliklerini (kütle, uzunluk vs..) standart olarak belirlenmiş birimlere göre belirlenmesi işlemidir (ölçüm,
DetaylıMatematik Mühendisliği - Mesleki İngilizce
Matematik Mühendisliği - Mesleki İngilizce Tanım - Definition Tanım nasıl verilmelidir? Tanım tanımlanan ismi veya sıfatı yeterince açıklamalı, gereğinden fazla detaya girmemeli ve açık olmalıdır. Bir
DetaylıDr. Erdener ILDIZ Yönetim Kurulu Başkanı ILDIZ DONATIM SAN. ve TİC. A.Ş.
UÇAK SIĞINAKLARININ DIŞ KABUĞUNU EPDM SU YALITICISI İLE KAPLARKEN KABUK ÜZERİNDE MEYDANA GELEN RÜZGAR YÜKLERİVE BU YÜKLERE KARŞI ALINMASI GEREKEN ÖNLEMLERİN İNCELENMESİ Dr. Erdener ILDIZ Yönetim Kurulu
DetaylıMilli Gelir Büyümesinin Perde Arkası
2007 NİSAN EKONOMİ Milli Gelir Büyümesinin Perde Arkası Türkiye ekonomisi dünyadaki konjonktürel büyüme eğilimine paralel gelişme evresini 20 çeyrektir aralıksız devam ettiriyor. Ekonominin 2006 da yüzde
DetaylıİZMİR KÂTİP ÇELEBİ ÜNİVERSİTESİ ENGELSİZ ÜNİVERSİTE KOORDİNATÖRLÜĞÜ VE ENGELLİ ÖĞRENCİ BİRİMİ ÇALIŞMA USUL VE ESASLARI BİRİNCİ BÖLÜM
İZMİR KÂTİP ÇELEBİ ÜNİVERSİTESİ ENGELSİZ ÜNİVERSİTE KOORDİNATÖRLÜĞÜ VE ENGELLİ ÖĞRENCİ BİRİMİ ÇALIŞMA USUL VE ESASLARI BİRİNCİ BÖLÜM Amaç, Kapsam, Dayanak, Tanımlar ve Genel Esaslar Amaç Madde 1- (1)Bu
DetaylıÖRNEKLEME TEORİSİ 1/30
ÖRNEKLEME TEORİSİ 1/30 NİÇİN ÖRNEKLEME Zaman Kısıdı Maliyeti Azaltma YAPILIR? Hata Oranını Azaltma Sonuca Ulaşma Hızı /30 Örnekleme Teorisi konusunun içinde, populasyondan örnek alınma şekli, örneklerin
DetaylıTG 12 ÖABT İLKÖĞRETİM MATEMATİK
KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI ÖĞRETMENLİK ALAN BİLGİSİ TESTİ İLKÖĞRETİM MATEMATİK ÖĞRETMENLİĞİ TG ÖABT İLKÖĞRETİM MATEMATİK Bu testlerin her hakkı saklıdır. Hangi amaçla olursa olsun, testlerin tamamının
Detaylı*Bir boyutlu veri (bir özellik, bir rasgele değişken, bir boyutlu dağılım): ( x)
4. Ders Tablolar: Hazırlama ve Analiz *Bir boyutlu veri (bir özellik, bir rasgele değişken, bir boyutlu dağılım): Örnek1: 4 çocuklu bir ailede kız çocukların sayısı X rasgele değişkeni olsun. Mendel yasalarına
DetaylıTemel Bilgisayar Programlama
BÖLÜM 9: Fonksiyonlara dizi aktarma Fonksiyonlara dizi aktarmak değişken aktarmaya benzer. Örnek olarak verilen öğrenci notlarını ekrana yazan bir program kodlayalım. Fonksiyon prototipi yazılırken, dizinin
DetaylıTekrar ve Düzeltmenin Erişiye Etkisi Fusun G. Alacapınar
Journal of Language and Linguistic Studies Vol.2, No.2, October 2006 Tekrar ve Düzeltmenin Erişiye Etkisi Fusun G. Alacapınar Öz Problem durumu:tekrar, düzeltme ile başarı ve erişi arasında anlamlı bir
DetaylıÖRNEKLEME TEORİSİ. Prof.Dr.A.KARACABEY Doç.Dr.F.GÖKGÖZ
ÖRNEKLEME TEORİSİ 1 Bir popülasyonu istatistiksel açıdan incelemek ve işlemler yapabilmek için popülasyon içerisinden seçilen örneklemlerden yararlandığımızı söylemiştik. Peki popülasyonun istatistiksel
DetaylıFrom the Sabiha Gokçen Airport to the Zubeydehanim Ogretmenevi, there are two means of transportation.
1: To Zübeyde Hanım Öğretmenevi (Teacher s House) ---- from Sabiha Gökçen Airport Zübeyde Hanım Öğretmen Evi Sabiha Gökçen Airport From the Sabiha Gokçen Airport to the Zubeydehanim Ogretmenevi, there
Detaylı15.402 dersinin paketlenmesi
15.402 dersinin paketlenmesi 1 Büyük Resim: 2. Kısım - Değerleme A. Değerleme: Serbest Nakit akışları ve Risk 1 Nisan Ders: Serbest Nakit akışları Değerlemesi 3 Nisan Vaka: Ameritrade B. Değerleme: AOSM
DetaylıT TESTİ: ORTALAMALAR ARASI FARKLARIN TEST EDİLMESİ. Yrd. Doç. Dr. C. Deha DOĞAN
T TESTİ: ORTALAMALAR ARASI FARKLARIN TEST EDİLMESİ Yrd. Doç. Dr. C. Deha DOĞAN Gruplara ait ortalamalar elde edildiğinde, farklı olup olmadıkları ilk bakışta belirlenemez. Ortalamalar arsında bulunan
DetaylıGAZİOSMANPAŞA ÜNİVERSİTESİ YAZ OKULU YÖNERGESİ BİRİNCİ BÖLÜM
Amaç, Kapsam, Dayanak ve Tanımlar Amaç GAZİOSMANPAŞA ÜNİVERSİTESİ YAZ OKULU YÖNERGESİ BİRİNCİ BÖLÜM MADDE 1 (1) Bu Yönergenin amacı, Gaziosmanpaşa Üniversitesi bünyesinde yaz okulunda uygulanacak olan
DetaylıVAKIF MENKUL KIYMET YATIRIM ORTAKLIĞI A.Ş. (ESKİ UNVANI İLE VAKIF B TİPİ MENKUL KIYMETLER YATIRIM ORTAKLIĞI A.Ş. )
(ESKİ UNVANI İLE VAKIF B TİPİ MENKUL KIYMETLER YATIRIM ORTAKLIĞI A.Ş. ) 1 OCAK - 31 ARALIK 2014 DÖNEMİNE AİT PERFORMANS SUNUŞ RAPORU VE YATIRIM PERFORMANSI KONUSUNDA KAMUYA AÇIKLANAN BİLGİLERE İLİŞKİN
Detaylı