AÇIK ĐŞLETME BASAMAKLARI TENÖR KONTROLÜNDE JEOĐSTATĐSTĐKSEL TAHMĐN MODELĐ SEÇĐMĐ
|
|
- Nesrin Sevim
- 8 yıl önce
- İzleme sayısı:
Transkript
1 Eskişehir Osmagazi Üiversitesi Müh.Mim.Fak.Dergisi C.XXI, S., 2008 Eg&Arch.Fac. Eskişehir Osmagazi Uiversity, Vol..XXI, No:, 2008 Makalei Geliş Tarihi : Makalei Kabul Tarihi : AÇIK ĐŞLETME BASAMAKLARI TENÖR KONTROLÜNDE JEOĐSTATĐSTĐKSEL TAHMĐN MODELĐ SEÇĐMĐ Haka AK, Ada KONUK 2 ÖZET: Bu çalışmada Kütahya Gümüşköy gümüş madeide arama sodajı teör verileride faydalaılarak, iki farklı jeoistatistiksel tahmi yötemi ile işletilmekte ola basamağa teör tahmileri yapılmış ve basamakta açıla herbir patlatma deliğide alıa gerçek gümüş teör değerleri ile karşılaştırılmıştır. Ordiary ve Simple krigig tahmi yötemlerii karşılaştırılabilmesi içi e çok kullaıla karşılaştırma ormlarıda ola korelasyo katsayısı (r), blok faktörü (BF), değişkelik katsayısı (Ve) ve krigig ağırlıklı hata (WSE) yötemleride faydalaılmıştır. Jeoistatistiksel tahmi modellerii birbirie ola üstülükleri bu ormlara göre yorumlamış ve uygu ola yötemi seçimi yapılmıştır. ANAHTAR KELĐMELER: Jeoistatistik, Krigig, Teör tahmii. THE SELECTION OF GEOSTATISTICAL PREDICTION MODEL IN GRADE CONTROL OF THE OPEN PIT BENCH ABSTRACT: I this study, usig the silver grade data from the exploratio drilligs i the Kutahya Gumuskoy silver mie, grades were estimated with two differet geostatistical estimatio methods ad the results were compared with true silver grade data obtaied from bech blastig holes. I order to compare ordiary ad simple krigig methods, correlatio coefficiet (r), block factor (BF), variability coefficiet (Ve) ad krigig weighted error (WSE) orms were used. Based o these orms, the superior of geostatistical estimatio models was iterpreted ad the optimum method was selected. KEYWORDS: Geostatistic, Krigig, Grade estimatio., 2 Eskişehir Osmagazi Üiversitesi, Mühedislik Mimarlık Fakültesi, Made Mühedisliği Bölümü, Batı Meşelik, ESKĐŞEHĐR
2 58 I. GĐRĐŞ Arama sodajı verileride yararlaarak, bir made yatağıı plalaması içi gerekli parametreleri jeolojik ve coğrafik dağılımı yöüde doğru hesaplamasıı öemi, her türlü madecilikte uzu zamada beri bilimektedir. Heüz işletmeye geçilmemiş ocaklarda arama sodajları yardımıyla soyut olarak basamaklar oluşturarak, varsayıla basamakları blok teörüü tahmi etmek, işletmei geleceği açısıda çok öemli olmaktadır. Buu yapabilmek içi de çeşitli jeoistatistiksel tahmi modelleride faydalaılmaktadır. Bu çalışmada Kütahya 00. Yıl Gümüş Madei Đşletmesi arama sodajlarıı ve basamak patlatma deliklerii teör aalizi, jeoistatistiksel yötemleri kullaa GEO-EAS (Geostatistical Evirometal Assesmet Software) programı yardımıyla yapılmıştır. Đlk aşama olarak arama sodajları ile Gümüşköy gümüş yatağıı yösel değişimi, etki mesafesi ve aizotropi oraları variogram aalizleri yardımıyla bulumuştur. Daha soraki aşamada ise variogram aalizleride elde edile krigig parametrelerii kullaarak basamak patlatma deliklerii içie ala ve soyut olarak taımlaa bölgelere arama sodajları yardımıyla Ordiary ve Simple krigig yötemleri ile tahmiler yapılmıştır. So aşama olarak ise souçlar mukayese edilmiş ve aralarıdaki farklılıklar tartışılmıştır. II. JEOĐSTATĐSTĐKSEL TAHMĐN MODELLERĐ Jeoistatistiksel bir tahmi modeli ola krigig, bir bloğu değişke değerii (teör, kalılık, kalori, kül, su vb.), bloğu kedi içideki ve çevredeki örek değerleri setii doğrusal birleşimi olarak tahmi etmede kullaıla bir yötemdir. Krigig yötemii amacı, blok çevresideki ve içideki örek değerlerii bloğa atamasıyla, blok değerii tahmiideki hataları varyasıı e küçüklemektir. Bu amaçla da, krigig yötemiyle blok içideki ve çevredeki örek değerlerii blok değerie etkisii açıklaya ağırlık katsayıları bulumaya çalışılır. Bu ağırlık katsayıları, tahmi varyasıı e küçükleyecek bir kombiasyou içerir. Çalışmada kullaıla jeoistatistiksel tahmi modelleride Ordiary ve Simple krigig yötemleri aşağıda detaylı bir şekilde alatılmaktadır.
3 59 II. Ordiary krigig Ordiary krigig, blok modellemeler içi kullaıla jeoistatistiksel bir yötemdir. Doğrusal bir yötemdir ve bu edele doğrusal ağırlıklı ortalamalara bağlı bir tahmici olarak ifade edilebilir. Ordiary krigig i temel presipleri şulardır: Değişke değeri tahmi edilecek blok içide alıa örekler söz kousu bloğu değişke değerii tahmi edilmeside kullaılır. Alıa örekleri, değişke değerii uzaysal değişkeliğii yasıta ağırlık katsayıları belirleir. Blok tahmilerii yapmak içi ağırlıklı ortalamalar hesaplaır []. Ordiary krigig yötemi, veri değerlerii doğrusal birleşimi ile bir paou değişke değerii tahmi edilmeside kullaılmaktadır [2]. Değişke değeri tahmi edilmeye çalışıla v hacimli bloğu değeri aşağıdaki eşitlikte hesaplaabilir: Ζ * v i i = W Ζ( S ) () Burada; Z v * v hacimli bloğu merkezie ataa tahmii değişke değeri, örek sayısı, Z(S i ) S i öreğii gerçek değişke değeri, W i ise Z(S i ) değerli S i öreğii ağırlık katsayısıdır [3]. Ağırlık katsayılarıı değeri iki şart ile saptaır: Ağırlık katsayılarıı toplamı e ( W ) eşittir. i = Ağırlık katsayıları, tahmi varyasıı e küçükler. Tahmi varyasıı e küçükleye ağırlık katsayıları (W, W,., W ), aşağıdaki krigig sistemii çözümü ile elde edilir.
4 60 ( i j) λ γ( i ) Wi γ S, S = S, v i =, 2,., (2) W i = (3) Burada; γ( Si, S j ) herhagi bir S i ve S j oktaları arasıdaki ortalama kovaryas, γ(s i,v) herhagi bir S i ve tahmi edile v bloğu arasıdaki ortalama kovaryas, λ ise ağırlık katsayılarıı toplamıı e eşit olması içi sisteme yerleştirile lagrage çarpaıdır. Krigig varyası aşağıdaki eşitlikle hesaplaabilir. 2 σ = γ ( v, v) + λ γ ( S, v) (4) k i Burada; γ(v,v), tahmi edile blok içideki herhagi iki okta arasıdaki ortalama kovaryasdır. II.2. Simple krigig Made yatağı değişke değeri ortalamasıı bilidiğii varsayıldığı durumda krigig tahmicisi aşağıdaki şekli alır [2]. [ ( i) ] Z * = W Z S M + M i (5) Z * = Wi Z( Si) + M Wi (6) Burada; M made yatağıı ortalama değişke değeridir. Tahmi edile blok içi e küçük tahmi varyasıı vere ağırlıklar (W, W 2,.W ), aşağıdaki krigig sistemii çözümü ile elde edilir.
5 6 ( ) γ( ) Wi Si, S j = Si, v i =, 2,, (7) Simple krigig yötemide tahmi varyası ise aşağıdaki gibi hesaplaır; 2 ks i i ( v v) W ( S v) σ = γ, γ, (8) III. TAHMĐN SONUÇLARININ KARŞILAŞTIRILMASI Jeoistatistiksel çalışmalarda, gerçek değişke değerleri ile tahmileri karşılaştırılmasıda birçok yötem öerilmektedir. Aşağıda sırasıyla bu karşılaştırmalarda öerile yötemler taıtılmaktadır. III.. Regresyo-korelasyo aalizi Krigig tahmi yötemlerii karşılaştırılmasıda e sık başvurula yötemlerde birisi regresyo-korelasyo aalizleridir [4]. Bu aalizlerde, gerçek ve tahmii değişke değerleri iki değişkeli dağılım gibi düşüülmekte ve herhagi birisi bağımlı (Y) ve diğeri bağımsız (X) değişke olarak ele alımaktadır. Bağımlı ve bağımsız değişkeler arası Y = a+bx şeklideki basit doğrusal ilişkii regresyo katsayıları (a: sabit ve b: eğim) hesaplaarak, değişkeler arası regresyo ilişkisi belirlemektedir. Değişkeler arası ilişkii (gerçek ile tahmii değişkeleri) regresyo doğrusu boyuca gösterdiği dağılım, değişkeler arası ilişkii güçlülüğüü ve zayıflığıı bir göstergesidir. Değişkeler arası ilişkii derecesii açıklaya korelasyo katsayısı; r = ( X X) ( Y Y) ( X X) ( Y Y) 2 2 (9) eşitliği yardımıyla hesaplaabilmektedir. Korelasyo katsayısıı (r) ± e yaklaşması halide değişkeler arası ilişkii güçlediği, 0 a yaklaşması halide ise zayıfladığı söyleebilir. Tahmi yötemlerii seçimi sırasıda, mutlak değerce
6 62 korelasyo katsayısı e büyük ola (+ e e yakı), taımlaabilir. e iyi yötem olarak III.2. Blok faktörü Gerçek ile tahmii değişkeleri istatistiksel ortalamasıa bağlı olarak; * Zm BF= 00 Z m (0) eşitliği ile hesaplaa blok faktör (BF), gerçek ile tahmii değişkeleri dağııklığıı küresel eğilimii bir göstergesidir [2]. Burada; Z m gerçek değişkeleri aritmetik ortalamasıı, Z m * tahmii değişkeleri aritmatik ortalamasıı göstermektedir. Blok faktörüü (BF) 00 olması, gerçek ile tahmileri ortalamalarıı ayı olduğuu, 00 de büyük olması tahmileri ortalamasıı gerçek değerlerde daha büyük ve 00 de küçük olması ise tahmileri ortalamasıı gerçek değerlerde küçük olduğuu açıklamaktadır. Blok faktörüü 00 de uzaklaşması, tahmileri gerçek değişke değerlerii yasıtmadığıı bir göstergesi olmaktadır. Bu edele, tahmi yötemlerii karşılaştırılması durumuda, BF = 00 e e yakı yötem, e iyi tahmi yötemi olarak değerledirilebilmektedir. III.3. Hataları değişkelik katsayısı Krigig tahmilerii karşılaştırılması içi diğer öemli bir istatistik, gerçek değişke değerleri ile tahmiler arası mutlak farklardır. Gerçek ile tahmiler arası mutlak farkları istatistiksel ortalamasıa tahmileri ortalama hatası (Ee) ve stadart sapmasıa ise tahmileri stadart hatası (Se) deilmekte olup, bular aşağıdaki eşitliklerle ifade edilmektedir. Ee = x y ()
7 63 Se = ( x y) 2 (2) Burada; x gerçek değişke değeri, y tahmii değişke değeri ve ise karşılaştırıla değişke değeri sayısıdır. Tahmi yötemlerii karşılaştırılması sırasıda, e küçük ortalama ve stadart hatayı vere yötem, e iyi yötem olarak taımlaabilir. Acak, ortalama ve stadart hataları birbiride farklı yötemleri eiyileme eğilimide olması durumuda; Se Ve= (3) Ee eşitliği ile hesaplaa hataları değişkelik katsayısı a (Ve) bakarak karar vermek gerekir. Bu durumda Ve katsayısı e küçük ola yötemi, e iyi yötem olarak taımlamak gerekmektedir. III.4. Krigig ağırlıklı hata Krigig yötemleriyle yapıla değişke tahmileride, tahmi yötemlerii hata boyutuu belirlemede, her bir tahmii krigig varyasıı da dikkate ala krigig ağırlıklı hata (WSE) yötemi kullaılabilmektedir [5]. WSE= E 2 i 2 Gi G 2 i (4) Burada; E i gerçek ve tahmii değişke değerleri arası farklar, G i i ici okta veya bloğa yapıla değişke tahmiide meydaa gele krigig stadart sapması değeridir. Tahmi yötemlerii karşılaştırılması sırasıda, e küçük krigig ağırlıklı hatayı sağlaya yötem, e iyi yötem olarak seçilebilir.
8 64 IV. UYGULAMA ÇALIŞMASI Bu çalışmada, Kütühya-Gümüşköy gümüş madei işletmeside rezerv tespiti amacıyla açılmış ola arama sodajı verileri kullaılarak, made yatağıdaki açılmış ola bir basamaktaki teör tahmiii jeoistatistiksel yötemlerle yapılabilirliği ve krigig tahmi yötemlerii karşılaştırılması yapılmıştır. Şekil de arama sodajları ve basamak patlatma deliklerie ait koordiatlar görülmektedir. Şekil. Arama sodajları (26) ve basamak patlatma deliklerii (09) koumları [6].
9 65 IV.. Đstatistiksel aalizler Gümüşköy gümüş madei yatağıda, 50 adet arama sodajı ve üretim faaliyetleri sırasıda basamaklarda biride açıla 09 adet patlatma deliği lokasyolarıda faydalaılarak bu çalışma yapılmıştır. Arama sodajlarıı basamak seviyelerie karşılık gele ortalama teör değerlerii hesaplamak amacıyla yapıla çalışma soucuda, 50 adet arama sodajıda 44 adedii üretim yapıla basamak patlatma seviyesii kestiği belirlemiştir. Acak, basamak seviyesii geçe arama sodajlarıda 26 adedi cevheri kesmiştir. Arama sodajlarıı basamak seviyeleride kestiği cevher kütleleri ve basamak patlatma delikleride alıa cevher öreklerii ortalama teörleri ve diğer istatistiksel dağılım parametreleri Çizelge de verilmiştir. Çizelge. Basamak seviyeside arama sodajlarıı kestiği cevher kütleleri ve basamak patlatma delik öreklerii istatistiksel dağılım parametreleri [6]. Đstatistiksel parametreler Arama sodajları Basamak patlatma delikleri Aritmetik ortalama 98,57 288,6 Stadart sapma 3,89 82,92 Medya ortalama 55,02 236,00 Miimum teör 2,93 44,00 Maksimum teör 426,80 725,00 Değişkelik katsayısı,6 0,63 Örek sayısı IV.2. Semi-variogram modelleme ve krigig tahmii Basamak seviyelerii kese arama sodaj teör değerleri içi iki boyutlu semivariogram model parametreleri belirlemiş ve bu parametreleri kullaıldığı ordiary ve simple krigig tahmi yötemleride faydalaılarak basamak patlatma deliklerii olduğu bloklara (0x0 m) teör tahmileri yapılmıştır.
10 66 Arama sodajlarıı variogram modelii belirlemeside tüm veriler kullaılarak yösel olarak modellemeler yapılmış ve krigig tahmileride kullaılacak ola model parametreleri belirlemiştir (Çizelge 2). Çizelge 2. Arama sodajı verileri içi belirlee variogram parametreleri [6] Semi-variogram ve krigig elips parametreleri Nugget (C o ) 500 Sill (C) 9300 Küçük etki mesafesi (a mi ) (m) 50 Büyük etki mesafesi (a max ) (m) 90 Aa elips ekse açısı 90 o Elips araştırma mesafesi (A) (m) 70 Krigig tahmileri, Çizelge 2 deki variogram parametreleride faydalaılarak Ordiary ve Simple krigig tahmi yötemleri kullaılarak yapılmıştır. Arama sodaj verileri kullaılarak, basamak patlatma deliklerii buluduğu oktalarda oluşturula saal bloklara (0x0 m) yapıla krigig tahmileri soucuda elde edile tahmii blok teörlerii istatistiksel dağılım parametreleri Çizelge 3 de olduğu gibidir.
11 Çizelge 3. Ordiary ve Simple krigig yötemleriyle bloklara yapıla tahmileri istatistiksel aaliz souçları [6]. 67 Gerçek Basamak Teörleri Tahmii Basamak Teörleri Ordiary krigig Simple krigig Ortalama 288,6 233,46 22,67 Stadart Sapma 82,92 89,64 98,3 Varyas 33460, , ,09 Miimum 44 60,98 52,97 Maksimum ,97 399,2 Medya ,24 22,87 Değişkelik Katsayısı 0,634 0,384 0,443 Örek sayısı IV.3. Krigig tahmi yötemlerii karşılaştırılması Krigig tahmi yötemleri kullaılarak basamak patlatma deliklerii içie ala bloklara yapıla tahmiler ile gerçek teör değerleri arasıdaki ilişkiler çeşitli ormlara göre karşılaştırılmıştır (Çizelge 4). Bua göre; yapıla regresyo aalizi soucuda, gerçek ve tahmii teör değerleri arasıdaki korelasyo katsayısı (r), Simple krigig yötemi ile yapıla tahmide diğer yöteme göre biraz daha yüksek çıkmıştır ( e yakı ola). Dolayısıyla Simple krigig yötemi ile yapıla tahmiler soucuda, gerçek teör değerlerie daha yakı souçlar elde edilmektedir. Çizelge 4. Krigig tahmi yötemlerii çeşitli ormlara göre karşılaştırılması [6]. Tahmi Yötemi Ordiary krigig Korelasyo katsayısı (r) Karşılaştırma Yötemi Blok Değişkelik faktörü katsayısı (BF) (Ve) Krigig ağırlıklı hata (WSE) 0, ,89, ,70 Simple krigig 0,734 76,8, ,72 Diğerie göre üstü ola krigig tahmi yötemii gösterir
12 68 Blok faktörüe (BF) göre yapıla karşılaştırmada ise görüldüğü gibi 00 e e yakı faktör değeri Ordiary krigig yötemiyle yapıla tahmiler soucude elde edilmiştir. Dolayısıyla, Ordiary krigig yötemii yapıla tahmilerde diğer yöteme göre daha iyi souç verdiği soucu çıkmaktadır. Değişkelik katsayısıa (Ve) bağlı olarak yapıla değerledirmede ise yie Ordiary krigig yötemiyle yapıla tahmileri diğer yöteme göre daha yüksek doğrulukta olduğu söyleebilir ( e e yakı değer olduğuda). So olarak krigig ağırlıklı hata (WSE) yötemie göre yapıla karşılaştırmada ise e küçük krigig ağırlıklı hatayı sağlaya yötemi Ordiary krigig yötemi olduğu görülmektedir. Kısacası krigig ağırlıklı hata yötemie göre, Ordiary krigig tahmi yötemii gerçek değerleri tahmiide daha uygu bir yötem olduğu soucu çıkmaktadır. Krigig tahmi yötemlerii tahmi hatalarıı karşılaştırılmasıda kullaıla korelasyo katsayısı yötemi, diğer yötemlerde farklı olarak Simple krigig yötemii eiyilemektedir. Bu farklılık, basamak patlatma delikleri gerçek ve tahmii teör değerleri arasıda kurula regresyo modelii ortalama değerleri tahmi etmeside ve Simple krigig yötemii de made yatağı ortalama teör değerii temel almasıda kayaklamaktadır. Bu durumda, korelasyo katsayısı ile karşılaştırma yötemii, farklı krigig tahmi yötemlerii karşılaştırılmasıda kullaılmasıı hatalı değerledirmelere ede olabileceğii söylemek mümküdür. V. SONUÇ VE ÖNERĐLER Kütahya Gümüşköy gümüş madeide, arama sodajı teör verileride faydalaılarak, güümüzde işletilmekte ola bir basamaktaki basamak patlatma delikleride alıa teör verilerii alımış olduğu bloklara, jeoistatistiksel tahmi modelleride ikisi yardımıyla tahmiler yapılmıştır. Ordiary ve Simple krigig tahmi yötemleri kullaılarak basamak patlatma deliklerii içie ala saal bloklara yapıla teör tahmileri soucuda, gerçek ve tahmii teörler arasıdaki ilişkii derecesii tespit edilmesi mümkü olabilmektedir. Her iki jeoistatistiksel tahmi yötemii farklı karşılaştırma ormlarıa göre değerledirilmesi eticeside aşağıdaki souçlar elde edilmiştir:
13 69 Simple krigig yötemi tahmi souçları ile gerçek teör değerlerii karşılaştırmada korelasyo katsayısıı kullaılabileceği, fakat farklı krigig yötemleri tahmi souçlarıı karşılaştırılmasıda ise korelasyo katsayısıı hatalı değerledirmelere ede olabileceği belirlemiştir. Farklı krigig yötemlerii tahmi souçlarıı karşılaştırılmasıda, blok faktörü, değişkelik katsayısı ve krigig ağırlıklı hata yötemleri, ayı krigig yötemii eiyilemektedir. Bu durumda, hesaplama kolaylığı açısıda, krigig tahmi yötemi seçimide, blok faktörü (BF) karşılaştırma yötemii kullaımı öerilmektedir. Buu yaısıra her iki jeoistatistiksel tahmi yötemide de özellikle korelasyo katsayısıı 0.7 değerii üzeride olması, heüz işletmeye geçilmemiş ocaklarda arama sodajları yardımıyla ileriye döük olarak oluşturulacak ola basamakları teörüü yaklaşık olarak tahmi edilmeside jeoistatistiği kullaılabilirliğii e öemli göstergesidir. KAYNAKLAR [] [2] Thursto, M. Ad Armstrog, M., 987, The Applicatio of Log Semivariograms to the Krigig of Moderately Skew Raw Data, Twetieth Iteratioal Symposium o the APCOM, Vol. 3, Johaesburg, SAIMM. [3] Brooker, P.I., 979, Krigig, Egieerig ad Miig Joural, September, p [4] Kim, Y.C., Zhad, Y.X. ad Roditis, I.S., 987, Performace compariso of local recoverable reserve estimates usig differet krigig techiques, APCOM 87. Proceedigs of the Twetieth Iteratioal Symposium o the Applicatio of Computers ad Mathematics i the Mieral Idustries, Volume 3: Geostatistics, Johaesbur, SAIMM, p [5] Kouk, A., 988, Madecilik Yatırım Kararlarıda Risk Aalizi ve Sıır Teör Uygulaması, Doktora Tezi, Aadolu Üiversitesi Fe Bilimleri Estitüsü. [6] Ak, H., 998, Etibak 00. Yıl Gümüş Madei Đşletmeside Üretim Teör Kotrolüü Arama Sodajlarıyla Yapılabilirliğii Jeoistatistiksel Aalizi, Eskişehir Osmagazi Üiversitesi Fe Bilimleri Estitüsü Yüksek Lisas Tezi, p.88.
14 70
İstatistik ve Olasılık
İstatistik ve Olasılık Ders 3: MERKEZİ EĞİLİM VE DAĞILMA ÖLÇÜLERİ Prof. Dr. İrfa KAYMAZ Taım Araştırma souçlarıı açıklamasıda frekas tablosu ve poligou isteile bilgiyi her zama sağlamayabilir. Verileri
Detaylıİstatistik ve Olasılık
İstatistik ve Olasılık Ders 3: MERKEZİ EĞİLİM VE DAĞILMA ÖLÇÜLERİ Prof. Dr. İrfa KAYMAZ Taım Araştırma souçlarıı açıklamasıda frekas tablosu ve poligou isteile bilgiyi her zama sağlamayabilir. Verileri
DetaylıISF404 SERMAYE PİYASALARI VE MENKUL KIYMETYÖNETİMİ
8. HAFTA ISF404 SERMAYE PİYASALARI VE MENKUL KIYMETYÖNETİMİ PORTFÖY YÖNETİMİ II Doç.Dr. Murat YILDIRIM muratyildirim@karabuk.edu.tr Geleeksel Portföy Yaklaşımı, Bu yaklaşıma göre portföy bir bilim değil,
DetaylıTAHMİNLEYİCİLERİN ÖZELLİKLERİ Sapmasızlık 3.2. Tutarlılık 3.3. Etkinlik minimum varyans 3.4. Aralık tahmini (güven aralığı)
3 TAHMİNLEYİCİLERİN ÖZELLİKLERİ 3.1. Sapmasızlık 3.. Tutarlılık 3.3. Etkilik miimum varyas 3.4. Aralık tahmii (güve aralığı) İyi bir tahmi edici dağılımı tahmi edilecek populasyo parametresie yakı civarda
DetaylıARALIK DECEMBER JEOISTATISTIKSEL TAHMİN İÇİN UYGUN TENOR DAĞILIM MODELİNİN BELİRLENMESİ
MADENCİLİK ARALIK DECEMBER 1999 CİLT-VOLUME SAYI NO 38 4 JEOISTATISTIKSEL TAHMİN İÇİN UYGUN TENOR DAĞILIM MODELİNİN BELİRLENMESİ Determination of the Appropriate Grade Distribution Model for Geostatistical
DetaylıJUNE. TÜLOVASI BORAT YATAĞI REZERVİNİN JEOİSTATİSTİKSEL KESTİRİMİ Geostatistical Estimation of Reserves of Tülovası Borate Deposit ÖZET
MADENCİLİK HAZİRAN JUNE 1994 CİLT-VOLUME SAYI - NO XXXIII 2 TÜLOVASI BORAT YATAĞI REZERVİNİN JEOİSTATİSTİKSEL KESTİRİMİ Geostatistical Estimatio of Reserves of Tülovası Borate Deposit A.Erha TERCAN (*)
DetaylıÖRNEKLEME TEORİSİ VE TAHMİN TEORİSİ
İSTATİSTİKSEL TAHMİNLEME VE İSTATİSTİKSEL YORUMLAMA TAHMİNLEME SÜRECİ VE YORUMLAMA SÜRECİ ÖRNEKLEME TEORİSİ VE TAHMİN TEORİSİ ÖRNEKLEME VE ÖRNEKLEME ÖRNEKLEME DAĞILIMLARI VE ÖRNEKLEME DAĞILIMLARI Yorumlama
DetaylıBÖLÜM 3 YER ÖLÇÜLERİ. Doç.Dr. Suat ŞAHİNLER
BÖLÜM 3 YER ÖLÇÜLERİ İkici bölümde verileri frekas tablolarıı hazırlaması ve grafikleri çizilmesideki esas amaç; gözlemleri doğal olarak ait oldukları populasyo dağılışıı belirlemek ve dağılışı geel özelliklerii
Detaylıİstanbul Göztepe Bölgesinin Makine Öğrenmesi Yöntemi ile Rüzgâr Hızının Tahmin Edilmesi
Makie Tekolojileri Elektroik Dergisi Cilt: 8, No: 4, 011 (75-80) Electroic Joural of Machie Techologies Vol: 8, No: 4, 011 (75-80) TEKNOLOJİK ARAŞTIRMALAR www.tekolojikarastirmalar.com e-issn:1304-4141
Detaylı4/4/2013. Ders 8: Verilerin Düzenlenmesi ve Analizi. Betimsel İstatistik Merkezsel Eğilim Ölçüleri Dağılım Ölçüleri Grafiksel Gösterimler
Ders 8: Verileri Düzelemesi ve Aalizi Betimsel İstatistik Merkezsel Eğilim Ölçüleri Dağılım Ölçüleri Grafiksel Gösterimler Bir kitlei tamamıı, ya da kitlede alıa bir öreklemi özetlemekle (betimlemekle)
DetaylıNİĞDE İLİ RÜZGAR ENERJİSİ POTANSİYELİ WIND ENERGY POTENTIAL OF NIGDE PROVINCE
Niğde Üiersitesi Mühedislik Bilimleri Dergisi, Cilt 1, Sayı, (1), 37-47 NİĞDE İLİ RÜZGAR ENERJİSİ POTANSİYELİ Uğur YILDIRIM 1,* Yauz GAZİBEY, Afşi GÜNGÖR 1 1 Makie Mühedisliği Bölümü, Mühedislik Fakültesi,
DetaylıİSTATİSTİKSEL TAHMİNLEME VE HİPOTEZ TESTİ
İSTATİSTİKSEL TAHMİNLEME VE HİPOTEZ TESTİ Bu bölümdeki yötemler, bilimeye POPULASYON PARAMETRE değeri hakkıda; TAHMİN yapmaya yöelik ve, KARAR vermekle ilgili, olmak üzere iki grupta icelemektedir. Parametre
DetaylıDoç. Dr. M. Mete DOĞANAY Prof. Dr. Ramazan AKTAŞ
TAHVİL DEĞERLEMESİ Doç. Dr. M. Mee DOĞANAY Prof. Dr. Ramaza AKTAŞ 1 İçerik Tahvil ve Özellikleri Faiz Oraı ve Tahvil Değeri Arasıdaki İlişki Tahvili Geiri Oraı ve Vadeye Kadar Geirisi Faiz Oraı Riski Verim
Detaylıİki veri setinin yapısının karşılaştırılması
İk ver set yapısıı karşılaştırılması Dağılım: 6,6,6 Ortalama: 6 Medya: 6 Mod: 6 td. apma: 0 Dağılım: 0,6,1 Ortalama: 6 Medya: 6 Mod: çoklu mod td: apma: 6 Amaç: Görüe Ötese Bakablmek Verler değşkelk durumuu
DetaylıİSTATİSTİK 2. Tahmin Teorisi 07/03/2012 AYŞE S. ÇAĞLI. aysecagli@beykent.edu.tr
İSTATİSTİK 2 Tahmi Teorisi 07/03/2012 AYŞE S. ÇAĞLI aysecagli@beyket.edu.tr İstatistik yötemler İstatistik yötemler Betimsel istatistik Çıkarımsal istatistik Tahmi Hipotez testleri Nokta tahmii Aralık
DetaylıDÖNEM I BİYOİSTATİSTİK, HALK SAĞLIĞI VE RUH SAĞLIĞI DERS KURULU Ders Kurulu Başkanı : Yrd.Doç.Dr. İsmail YILDIZ
DÖNEM I BİYOİSTATİSTİK, HALK SAĞLIĞI VE RUH SAĞLIĞI DERS KURULU Ders Kurulu Başkaı : Yrd.Doç.Dr. İsmail YILDIZ ARAŞTIRMADA PLANLAMA VE ÇÖZÜMLEME (03-09 Ocak 014 Y.ÇELİK) Araştırma Süreci (The research
DetaylıAKIŞKAN BORUSU ve VANTİLATÖR DENEYİ
AKIŞKA BORUSU ve ATİLATÖR DEEYİ. DEEYİ AMACI a) Lüle ile debi ölçmek, b) Dairesel kesitli bir borudaki türbülaslı akış şartlarıda hız profili ve eerji kayıplarıı deeysel olarak belirlemek ve literatürde
DetaylıALTERNATİF SİSTEMLERİN KARŞILAŞTIRILMASI
µ µ içi Güve Aralığı ALTERNATİF İTEMLERİN KARŞILAŞTIRILMAI Bezetimi e öemli faydalarıda birisi, uygulamaya koymada öce alteratifleri karşılaştırmaı mümkü olmasıdır. Alteratifler; Fabrika yerleşim tasarımları
DetaylıALTERNATİF SİSTEMLERİN KARŞILAŞTIRILMASI
ALTERNATİF SİSTEMLERİN KARŞILAŞTIRILMASI Bezetimi e öemli faydalarıda birisi, uygulamaya koymada öce alteratifleri karşılaştırmaı mümkü olmasıdır. Alteratifler; Fabrika yerleşim tasarımları Alteratif üretim
Detaylı4/16/2013. Ders 9: Kitle Ortalaması ve Varyansı için Tahmin
4/16/013 Ders 9: Kitle Ortalaması ve Varyası içi Tahmi Kitle ve Öreklem Öreklem Dağılımı Nokta Tahmii Tahmi Edicileri Özellikleri Kitle ortalaması içi Aralık Tahmii Kitle Stadart Sapması içi Aralık Tahmii
DetaylıİSTATİSTİKSEL TAHMİN. Prof. Dr. Levent ŞENYAY VIII - 1 İSTATİSTİK II
8 İSTATİSTİKSEL TAHMİN 8.. İstatistiksel tahmileyiciler 8.. Tahmileyicileri Öellikleri 8... Sapmasılık 8... Miimum Varyaslılık 8..3. Etkilik 8.3. Aralık Tahmii 8.4. Tchebysheff teoremi Prof. Dr. Levet
DetaylıON THE TRANSFORMATION OF THE GPS RESULTS
Niğde Üiversitesi Mühedislik Bilimleri Dergisi, Cilt 6 Sayı -, (00), 7- GPS SONUÇLARININ DÖNÜŞÜMÜ ÜZERİNE BİR İNCELEME Meti SOYCAN* Yıldız Tekik Üiversitesi, İşaat Fakültesi, Jeodezi Ve Fotogrametri Mühedisliği
Detaylıİşlenmemiş veri: Sayılabilen yada ölçülebilen niceliklerin gözlemler sonucu elde edildiği hali ile derlendiği bilgiler.
OLASILIK VE İSTATİSTİK DERSLERİ ÖZET NOTLARI İstatistik: verileri toplaması, aalizi, suulması ve yorumlaması ile ilgili ilkeleri ve yötemleri içere ve bu işlemleri souçlarıı probabilite ilkelerie göre
DetaylıKi- kare Bağımsızlık Testi
PARAMETRİK OLMAYAN İSTATİSTİKSEL TEKNİKLER Prof. Dr. Ali ŞEN Ki- kare Bağımsızlık Testi Daha öceki bölümlerde ölçümler arasıdaki ilişkileri asıl iceleeceğii gördük. Acak sıklıkla ilgileile veriler ölçüm
DetaylıREGRESYON DENKLEMİNİN HESAPLANMASI Basit Doğrusal Regresyon Basit doğrusal regresyon modeli: .. + n gözlem için matris gösterimi,. olarak verilir.
203-204 Bahar REGRESYON DENKLEMİNİN HESAPLANMASI Basit Doğrusal Regresyo Basit doğrusal regresyo modeli: y i = β 0 + β x i + ε i Modeli matris gösterimi, y i = [ x i ] β 0 β + ε i şeklidedir. x y 2 gözlem
DetaylıTOPLAM KOLESTEROL, LDL, HDL VE TRİGLİSERİT SEVİYELERİNİN YAŞA GÖRE DEĞİŞİMİNİN DEĞİŞİK REGRESYON MODELLERİYLE İNCELENMESİ
T.C. İNÖNÜ ÜNİVERSİTESİ SAĞLIK BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ TOPLAM KOLESTEROL, LDL, HDL VE TRİGLİSERİT SEVİYELERİNİN YAŞA GÖRE DEĞİŞİMİNİN DEĞİŞİK REGRESYON MODELLERİYLE İNCELENMESİ YÜKSEK LİSANS TEZİ EMRE DİRİCAN
DetaylıHİPOTEZ TESTLERİ. İstatistikte hipotez testleri, karar teorisi olarak adlandırılır. Ortaya atılan doğru veya yanlış iddialara hipotez denir.
HİPOTEZ TETLERİ İstatistikte hipotez testleri, karar teorisi olarak adladırılır. Ortaya atıla doğru veya yalış iddialara hipotez deir. Öreği para hilesizdir deildiğide bu bir hipotezdir. Ortaya atıla iddiaya
DetaylıFİBER BRAGG IZGARA TABANLI OPTİK SENSÖRÜN ANALİZİ
FİER RAGG IZGARA TAANLI OPTİK SENSÖRÜN ANALİZİ Lale KARAMAN 1 N. Özlem ÜNVERDİ Elektroik ve Haberleşme Mühedisliği ölümü Elektrik-Elektroik Fakültesi Yıldız Tekik Üiversitesi, 34349, eşiktaş, İstabul 1
DetaylıCebirsel Olarak Çözüme Gitmede Wegsteın Yöntemi
3 Cebirsel Olarak Çözüme Gitmede Wegsteı Yötemi Bu yötem bir izdüşüm tekiğie dayaır ve yalış pozisyo olarak isimledirile matematiksel tekiğe yakıdır. Buradaki düşüce f() çizgisi üzerideki bilie iki oktada
DetaylıGENEL YÜK VEKTÖRLERİ İLE ÇOK MODLU İTME ANALİZİ (GENEL İTME ANALİZİ)
. Türkiye Deprem Mühedisliği ve Sismoloi Koferası - Ekim ODTÜ ANKARA ÖZET: GENEL YÜK VEKTÖRLERİ İLE ÇOK MODLU İTME ANALİZİ (GENEL İTME ANALİZİ) F.S. Alıcı, K. Kaatsız ve H. Sucuoğlu Araştırma Görevlisi,
DetaylıWEIBULL DAĞILIM PARAMETRELERİNİ BELİRLEME METODLARININ KARŞILAŞTIRILMASI
VII. Ulusal Temiz Eerji Sempozyumu, UTES 008 7-9 Aralı 008, İstabul WEIBULL DAĞILIM PARAMETRELERİNİ BELİRLEME METODLARININ KARŞILAŞTIRILMASI Seyit Ahmet AKDAĞ, Öder GÜLER İstabul Tei Üiversitesi, Eerji
DetaylıİKİ ÖLÇÜTLÜ PARALEL MAKİNELİ ÇİZELGELEME PROBLEMİ: MAKSİMUM TAMAMLANMA ZAMANI VE MAKSİMUM ERKEN BİTİRME
V. Ulusal Üretim Araştırmaları Sempozyumu, İstabul Ticaret Üversitesi, 25-27 Kasım 2005 İKİ ÖLÇÜTLÜ PARALEL MAKİNELİ ÇİZELGELEME PROBLEMİ: MAKSİMUM TAMAMLANMA ZAMANI VE MAKSİMUM ERKEN BİTİRME Tamer EREN
DetaylıRobot Navigasyonunda Potansiyel Alan Metodlarının Karşılaştırılması ve Đç Ortamlarda Uygulanması
Robot Navigasyouda Potasiyel Ala Metodlarıı Karşılaştırılması ve Đç Ortamlarda Uygulaması Eyüp Çıar 1 Osma Parlaktua Ahmet Yazıcı 3 1, Elektrik-Elektroik Mühedisliği Bölümü, Eskişehir Osmagazi Üiversesi,
DetaylıSPEARMAN SIRA KORELASYONU KATSAYISINDA TEKRARLANAN DEGERLER VE BİR UYGULAMA
SPEARMAN SIRA KORELASYONU KATSAYISINDA TEKRARLANAN DEGERLER VE BİR UYGULAMA Doç. Dr. SelAhattl GÜRİŞ ( ) Değişkeler arasıdaki ilişkii derecesii ölçülmeside farklı istatiksel yötemlerde yararlaılabilir.
DetaylıKALİTE VE SÜREÇ İYİLEŞTİRME İÇİN MÜŞTERİ GERİ BİLDİRİMLERİNİN DEĞERLENDİRİLMESİ
Altı Sigma Yalı Koferasları (9- Mayıs 8) KALİTE VE SÜREÇ İYİLEŞTİRME İÇİN MÜŞTERİ GERİ BİLDİRİMLERİNİN DEĞERLENDİRİLMESİ Serka ATAK Evre DİREN Çiğdem CİHANGİR Murat Caer TESTİK ÖZET Ürü ve hizmet kalitesii
DetaylıANA NİRENGİ AĞLARINDA NİRENGİ SAYISINA GÖRE GPS ÖLÇÜ SÜRELERİNİN KURAMSAL OLARAK BULUNMASI
TMMOB Harita ve Kadastro Mühedisleri Odası 13. Türkiye Harita Bilimsel ve Tekik Kurultayı 18 22 Nisa 2011, Akara ANA NİRENGİ AĞLARINDA NİRENGİ SAYISINA GÖRE GPS ÖLÇÜ SÜRELERİNİN KURAMSAL OLARAK BULUNMASI
Detaylıˆp x p p(1 p)/n. Ancak anakütle oranı p bilinmediğinden bu ilişki doğrudan kullanılamaz.
YTÜ-İktisat İstatistik II Aralık Tahmii II 1 ANAKÜTLE ORANININ (p GÜVEN ARALIKLARI (BÜYÜK ÖRNEKLEMLERDE Her birii başarı olasılığı p ola birbiride bağımsız Beroulli deemeside öreklemdeki başarı oraıı ˆp
DetaylıÖğrenci Numarası İmzası: Not Adı ve Soyadı
Öğreci Numarası İmzası: Not Adı ve Soyadı SORU 1. a) Ekoomii taımıı yapıız, amaçlarıı yazıız. Tam istihdam ile ekoomik büyüme arasıdaki ilişkiyi açıklayıız. b) Arz-talep kauu edir? Arz ve talep asıl artar
DetaylıKİMYASAL DENGE (GİBBS SERBEST ENERJİSİ MİNİMİZASYONU) MODELLEMESİ
KİMYASAL DENGE (GİBBS SERBEST ENERJİSİ MİNİMİZASYONU) MODELLEMESİ M. Turha ÇOBAN Ege Üiversitesi, Mühedislik Fakultesi, Makie Mühedisliği Bölümü, Borova, İZMİR Turha.coba@ege.edu.tr Özet: Kimyasal degei
DetaylıYAPISAL ELEMANLARIN TİTREŞİM FREKANSLARININ ANALİZİ İÇİN ÜÇ BOYUTLU TIMOSHENKO KİRİŞ ELEMANI
2. Türkiye Deprem Mühedisliği ve Sismoloji Koferası YAPISAL ELEMANLARIN TİTREŞİM FREKANSLARININ ANALİZİ İÇİN ÜÇ BOYUTLU TIMOSHENKO KİRİŞ ELEMANI ÖZET: O. Soydaş 1 ve A. Sarıtaş 2 1 Doktora Öğrecisi, İşaat
DetaylıAFYONKARAHİSAR İLİ YENİLENEBİLİR ENERJİ POTANSİYELİ. Ziya DEMİRKOL 1 Mehmet ÇUNKAŞ 2
S.Ü. Müh. Bilim ve Tek. Derg., c.2, s.1, 2014 Selcuk Uiv. J. Eg. Sci. Tech., v.2,.1, 2014 ISSN: 2147-9364 (Elektroik) AFYONKARAHİSAR İLİ YENİLENEBİLİR ENERJİ POTANSİYELİ Ziya DEMİRKOL 1 Mehmet ÇUNKAŞ 2
DetaylıİSTATİSTİK DERS NOTLARI
Balıkesir Üiversitesi İşaat Mühedisliği Bölümü umutokka@balikesir.edu.tr İSTATİSTİK DERS NOTLARI Yrd. Doç. Dr. Umut OKKAN idrolik Aabilim Dalı Balıkesir Üiversitesi İşaat Mühedisliği Bölümü Bölüm 5 Örekleme
DetaylıRegresyon ve Korelasyon Analizi. Regresyon Analizi
Regresyo ve Korelasyo Aalz Regresyo Aalz Regresyo Aalz Regresyo aalz, aralarıda sebep-souç lşks bulua k veya daha fazla değşke arasıdak lşky belrlemek ve bu lşky kullaarak o kou le lgl tahmler (estmato)
DetaylıİNTERNET SERVİS SAĞLAYICILIĞI HİZMETİ SUNAN İŞLETMECİLERE İLİŞKİN HİZMET KALİTESİ TEBLİĞİ BİRİNCİ BÖLÜM
17 Şubat 01 CUMA Resmî Gazete Sayı : 807 TEBLİĞ Bilgi Tekolojileri ve İletişim Kurumuda: İNTERNET SERVİS SAĞLAYICILIĞI HİZMETİ SUNAN İŞLETMECİLERE İLİŞKİN HİZMET KALİTESİ TEBLİĞİ BİRİNCİ BÖLÜM Amaç, Kapsam,
DetaylıTUTGA ve C Dereceli Nokta Koordinatlarının Gri Sistem ile Tahmin Edilmesi
TMMOB Harita ve Kadastro Mühedisleri Odası, 5. Türkiye Harita Bilimsel ve Tekik Kurultayı, 5 8 Mart 5, Akara. TUTGA ve C Dereceli Nokta Koordiatlarıı Gri istem ile Tahmi Edilmesi Kürşat Kaya *, Levet Taşcı,
DetaylıNOT: BU DERS NOTLARI TEMEL EKONOMETRİ-GUJARATİ KİTABINDAN DERLENMİŞTİR. HAFTA 1 İST 418 EKONOMETRİ
NOT: BU DERS NOTLARI TEMEL EKONOMETRİ-GUJARATİ KİTABINDAN DERLENMİŞTİR. KULLANILAN ŞEKİLLERİN VE NOTLARIN TELİF HAKKI KİTABIN YAZARI VE BASIM EVİNE AİTTİR. HAFTA 1 İST 418 EKONOMETRİ Ekoometri: Sözcük
Detaylıİstatistik Ders Notları 2018 Cenap Erdemir BÖLÜM 5 ÖRNEKLME DAĞILIMLARI. 5.1 Giriş
İstatistik Ders Notları 08 Ceap Erdemir BÖLÜM 5 ÖRNEKLME DAĞILIMLARI 5. Giriş Öreklem istatistikleri kullaılarak kitle parametreleri hakkıda çıkarsamalar yapmak istatistik yötemleri öemli bir bölümüü oluşturur.gülük
DetaylıNormal Dağılımlı Bir Yığın a İlişkin İstatistiksel Çıkarım
Normal Dağılımlı Bir Yığı a İlişi İstatistisel Çıarım Bir üretici edi ürüleride, piyasadai 3,5 cm li vidalarda yalıca boyları 3,4 cm ile 3,7 cm aralığıda olaları ullaabilmetedir. Üretici, piyasadai bu
DetaylıHipotez Testleri. Parametrik Testler
Hipotez Testleri Parametrik Testler Hipotez Testide Adımlar Bir araştırma sorusuu belirlemesi Araştırma sorusua dayaa istatistiki hipotezleri oluşturulması (H 0 ve H A ) Hedef populasyoda öreklemi elde
DetaylıISF404 SERMAYE PİYASALAR VE MENKUL KIYMETLER YÖNETİMİ
4. HAFTA ISF44 SERMAYE PİYASALAR VE MENKUL KIYMETLER YÖNETİMİ PARANIN ZAMAN DEĞERİ VE GETİRİ ÇEŞİTLERİ Doç. Dr. Murat YILDIRIM muratyildirim@karabuk.edu.tr 2 Paraı Zama Değeri Paraı Zama Değeri Yatırım
DetaylıKriging Yarıçapının Önemi ve Rezerv Tahminine Etkisi: Örnek Bir Uygulama
TÜRKİYE 8. KÖMÜR KONGRESİ BİLDİRİLER KİTABI > PROCEEDINGS OF THE 8th COAL CONGRESS OF TURKEY Kriging Yarıçapının Önemi ve Rezerv Tahminine Etkisi: Örnek Bir Uygulama The Importance of Kriging Radius and
DetaylıEl Hareketini Takip Eden Vinç Sisteminin Giriş Şekillendirici Denetimi
Karaelmas Fe ve Mühedislik Dergisi / Karaelmas Sciece ad Egieerig Joural 3 (2), 43-47, 2013 Karaelmas Sciece ad Egieerig Joural Joural home page: http://fbd.beu.edu.tr Araştırma Makalesi El Hareketii Takip
DetaylıTĐCARĐ MATEMATĐK - 5.2 Bileşik Faiz
TĐCARĐ MATEMATĐK - 5 Bileşik 57ÇÖZÜMLÜ ÖRNEKLER: Örek 57: 0000 YTL yıllık %40 faiz oraıyla yıl bileşik faiz ile bakaya yatırılmıştır Bu paraı yılı souda ulaşacağı değer edir? IYol: PV = 0000 YTL = PV (
DetaylıİŞLETİM KARAKTERİSTİĞİ EĞRİSİ VE BİR ÇALIŞMA THE OPERATING CHARACTERISTIC CURVE AND A CASE STUDY
Süleyma Demirel Üiversitesi Vizyoer Dergisi Suleyma Demirel Uiversity The Joural of Visioary İŞLETİM KARAKTERİSTİĞİ EĞRİSİ VE BİR ÇALIŞMA ÖZET Yrd. Doç. Dr. Halil ÖZDAMAR 1 İstatistiksel kalite kotrol
DetaylıTek Bir Sistem için Çıktı Analizi
Tek Bir Sistem içi Çıktı Aalizi Bezetim ile üretile verile icelemesie Çıktı Aalizi deir. Çıktı Aalizi, bir sistemi performasıı tahmi etmek veya iki veya daha fazla alteratif sistem tasarımıı karşılaştırmaktır.
DetaylıÖRNEKLEME VE ÖRNEKLEME DAĞILIŞLARI
7 ÖRNEKLEME VE ÖRNEKLEME DAĞILIŞLARI 7.. Niçi Örekleme Yapılır 7.. Olasılıklı Örekleme 7... Basit Şas Öreklemesi 7... Tabakalı Örekleme 7... Küme Öreklemesi 7..4. Sistematik Örekleme 7.. Olasılıklı Olmaya
DetaylıMühendislik Fakültesi Endüstri Mühendisliği Bölümü. Doç. Dr. Nil ARAS ENM411 Tesis Planlaması Güz Dönemi
Mühedislik Fakültesi Edüstri Mühedisliği Bölümü Doç. Dr. Nil ARAS ENM4 Tesis Plalaması 6-7 Güz Döemi 3 Sisteme ekleecek tesis sayısı birde fazladır. Yei tesisler birbirleri ile etkileşim halide olabilirler
DetaylıObje Tabanlı Sınıflandırma Yöntemi ile Tokat İli Uydu Görüntüleri Üzerinde Yapısal Gelişimin İzlenmesi
Obje Tabalı Sııfladırma Yötemi ile Tokat İli Uydu Görütüleri Üzeride Yapısal Gelişimi İzlemesi İlker GÜNAY 1 Ahmet DELEN 2 Mahmut HEKİM 3 1 Gaziosmapaşa Üiversitesi, Mühedislik ve Doğa Bilimleri Fakültesi,
DetaylıVeri nedir? p Veri nedir? p Veri kalitesi p Veri önişleme. n Geometrik bir bakış açısı. n Olasılıksal bir bakış açısı
Veri edir? p Veri edir? Geometrik bir bakış açısı p Bezerlik Olasılıksal bir bakış açısı p Yoğuluk p Veri kalitesi p Veri öişleme Birleştirme Öreklem Veri küçültme p Temel bileşe aalizi (Pricipal Compoet
DetaylıBİYOİSTATİSTİK İstatistiksel Tahminleme ve Hipotez Testlerine Giriş Dr. Öğr. Üyesi Aslı SUNER KARAKÜLAH
BİYOİSTATİSTİK İstatistiksel Tahmileme ve Hipotez Testlerie Giriş Dr. Öğr. Üyesi Aslı SUNER KARAKÜLAH Ege Üiversitesi, Tıp Fakültesi, Biyoistatistik ve Tıbbi Bilişim AD. Web: www.biyoistatistik.med.ege.edu.tr
DetaylıŞEKER PANCARI KÜSPESİ KARBOKSİMETİL SELÜLOZUNUN GÖRÜNÜR VİSKOZİTESİNE SICAKLIK VE KONSANTRASYONUN ETKİSİ
ŞEKER PACARI KÜSPESİ KARBOKSİMETİL SELÜLOZUU GÖRÜÜR VİSKOZİTESİE SICAKLIK VE KOSATRASYOU ETKİSİ Hasa TOĞRUL, urha ARSLA Fırat Üiversitesi, Mühedislik Fakültesi, Kimya Mühedisliği Bölümü-ELAZIĞ ÖZET Şeker
DetaylıYER ÖLÇÜLERİ. Yer ölçüleri, verilerin merkezini veya yığılma noktasını belirleyen istatistiklerdir.
YER ÖLÇÜLERİ Yer ölçüler, verler merkez veya yığılma oktasıı belrleye statstklerdr. Grafkler bze verler yığılma oktaları hakkıda ö blg vermede yardımcı olurlar. Acak bu değerler gerçek değerler değldr,
DetaylıHARMONİK VE SIÇRAMA İÇEREN ELEKTRİK GÜÇ ŞEBEKESİ GERİLİM İŞARETİNE KİLİTLENMENİN YİNELENEN EN KÜÇÜK KARELER METODUYLA İNCELENMESİ
P AM U K K A L E Ü N İ V E R S İ E S İ M Ü H E N D İ S L İ K F A K Ü L E S İ P A M U K K A L E U N I V E R S I Y E N G I N E E R I N G F A C U L Y M Ü H E N D İ S L İK B İ L İM L E R İ D E R G İS İ J O
DetaylıISF404 SERMAYE PİYASALAR VE MENKUL KIYMETLER YÖNETİMİ
.4.26 5. HAFTA ISF44 SERMAYE PİYASALAR VE MENKUL KIYMETLER YÖNETİMİ Mekul Kıymet Yatırımlarıı Değerlemesi Doç. Dr. Murat YILDIRIM muratyildirim@karabuk.edu.tr 2 Temel Değerleme Modeli Mekul Kıymet Değerlemesi
DetaylıSBE 601 ARAŞTIRMA YÖNTEMLERİ, ARAŞTIRMA VE YAYIN ETİĞİ
SBE 601 ARAŞTIRMA YÖNTEMLERİ, ARAŞTIRMA VE YAYIN ETİĞİ ÖRNEKLEM BÜYÜKLÜĞÜNÜN SAPTANMASI ÖRNEKLEME YÖNTEMLERİ Prof. Dr. Ergu Karaağaoğlu H.Ü. Tıp Fakültesi Biyoistatistik ABD ÖRNEKLEM BÜYÜKLÜĞÜNÜN SAPTANMASI
DetaylıKuzularda Büyümenin Çok Boyutlu Ölçekleme Yöntemi İle Değerlendirilmesi
33 Uluag Uiv. J. Fac. Vet. Me. (003) --3: 33-37 Kuzulara Büyümei Çok Boyutlu Ölçekleme Yötemi İle Değerleirilmesi İsmet DOĞAN * Geliş Tarihi: 5.07.003 Kabul Tarihi: 09.09.003 Özet: Büyümeyi karakterize
DetaylıTEMEL KAVRAMLAR GİRİŞ
TEMEL KAVRAMLAR GİRİŞ İstatistik kelimesii kökei Almaca olup devlet alamıa gelmektedir. İstatistik kelimesi gülük hayatta farklı alamlarda kullaılmaktadır. Televizyoda bir futbol müsabakasıı izleye bir
DetaylıVERİ. gelir (bin) y l ÜNİTE 66 VERİ 2,5 1,5 1,2 KAVRAMSAL ADIM. Sayfa No VERİ... 478 496. σ = 1. İstatistik, Veri ve Grafikler...
ÜİTE KAVRAMSAL ADIM Sayfa o.... 8 9 İstatistik, Veri ve Grafikler.... 8 Merkezi, Eğilim ve Yayılım Ölçüleri... 8 Açıklık, Çeyrekler Açıklığı........................................................ 8 Varyas
DetaylıÖRNEKLEME YÖNTEMLERİ ve ÖRNEKLEM GENİŞLİĞİ
03.05.013 ÖRNEKLEME YÖNTEMLERİ ve ÖRNEKLEM GENİŞLİĞİ 1 Nede Örekleme? Öreklemde çalışmak ktlede çalışmakta daha kolaydır. Ktle üzerde çalışmak çok daha masraflı olablr. Çoğu durumda tüm ktleye ulaşmak
DetaylıVektör bileşenleri için dikey eksende denge denklemi yazılırak, aşağıdaki eşitlik elde edilir. olarak elde edilir. 2
Açıklama Sorusu : V kayışlar, ayı mekaizma büyüklükleride düz kayışlara göre daha yüksek dödürme mometlerii taşıyabildikleri bilimektedir. V kayışları düz kayışlara göre gözlee bu üstülüğü sebebi "kama
DetaylıMEKANİK TESİSATTA EKONOMİK ANALİZ
MEKANİK TESİSATTA EKONOMİK ANALİZ Mustafa ÖZDEMİR İ. Cem PARMAKSIZOĞLU ÖZET Düya çapıda rekabeti ö plaa çıktığı bu gükü şartlarda, e gelişmiş ürüü, e kısa sürede, e ucuza üretmek veya ilk yatırım ve işletme
DetaylıSU KAYNAKLARI EKONOMİSİ TEMEL KAVRAMLARI Su kaynakları geliştirmesinin planlanmasında çeşitli alternatif projelerin ekonomik yönden birbirleriyle
SU KYNKLRI EKONOMİSİ TEMEL KVRMLRI Su kayakları geliştirmesii plalamasıda çeşitli alteratif projeleri ekoomik yöde birbirleriyle karşılaştırılmaları esastır. Mühedis öerdiği projei tekik yöde tutarlı olduğu
Detaylı2016 YILI I.DÖNEM AKTÜERLİK SINAVLARI RİSK ANALİZİ VE AKTÜERYAL MODELLEME. aşağıdaki seçeneklerden hangisinde verilmiştir? n exp 1.
06 YILI I.DÖNEM AKTÜERLİK SINAVLARI Soru Toplam hasar miktarı S i olasılık ürete foksiyou X x i PS ( t) = E( t ) = exp λi( t ) ise P S(0) aşağıdaki seçeeklerde hagiside verilmiştir? A) 0 B) C) exp λ i
DetaylıDevelopment of Drilling Strategy With the Aid of Estimation Variance
Sondaj Sempozyumu'96, İzmir- 1996, ISBN 975-395-178-7 Tahmin Varyansı Yardımıyla Sondaj Stratejisinin Belirlenmesi Development of Drilling Strategy With the Aid of Estimation Variance E.Yalçın DEÜMükFak.
DetaylıİÇİNDEKİLER. BÖLÜM 1 Değişkenler ve Grafikler 1. BÖLÜM 2 Frekans Dağılımları 37
İÇİNDEKİLER BÖLÜM 1 Değişkenler ve Grafikler 1 İstatistik 1 Yığın ve Örnek; Tümevarımcı ve Betimleyici İstatistik 1 Değişkenler: Kesikli ve Sürekli 1 Verilerin Yuvarlanması Bilimsel Gösterim Anlamlı Rakamlar
DetaylıDENEY 4 Birinci Dereceden Sistem
DENEY 4 Birici Derecede Sistem DENEYİN AMACI. Birici derecede sistemi geçici tepkesii icelemek.. Birici derecede sistemi karakteristiklerii icelemek. 3. Birici derecede sistemi zama sabitii ve kararlı-durum
DetaylıEME 3117 SİSTEM SIMÜLASYONU. Girdi Analizi Prosedürü. Dağılıma Uyum Testleri. Dağılıma Uyumun Kontrol Edilmesi. Girdi Analizi-II Ders 9
..7 EME 37 Girdi Aalizi Prosedürü SİSTEM SIMÜLASYONU Modelleecek sistemi (prosesi) dokümate et Veri toplamak içi bir pla geliştir Veri topla Verileri grafiksel ve istatistiksel aalizii yap Girdi Aalizi-II
DetaylıBASAMAK ATLAYARAK VEYA FARKLI ZIPLAYARAK İLERLEME DURUMLARININ SAYISI
Projesii Kousu: Bir çekirgei metre, metre veya 3 metre zıplayarak uzuluğu verile bir yolu kaç farklı şekilde gidebileceği ya da bir kişii veya (veya 3) basamak atlayarak basamak sayısı verile bir merdivei
Detaylı6. BÖLÜM VEKTÖR UZAYI VEKTÖR UZAYI VEKTÖR UZAYLARI
6. BÖLÜM VEKTÖR LARI -BOYUTLU (ÖKLİT) I Taım: Eğer pozitif bir tam sayı ise sıralı -sayı, gerçel sayılar kümesideki adet sayıı (a 1, a 2,, a ) bir dizisidir. Tüm sıralı -sayılarıı kümesi -boyutlu uzay
DetaylıBOX-LJUNG ve NONPARAMETRĐK REGRESYON YÖNTEMLERĐNĐN ETKĐNLĐKLERĐNĐN KARŞILAŞTIRILMASI: ĐMKB-100 ENDEKSĐNE YÖNELĐK BĐR UYGULAMA
Ekoometri ve Đstatistik Sayı:0 00 - ĐSTANBUL ÜNĐVERSĐTESĐ ĐKTĐSAT FAKÜLTESĐ EKONOMETRĐ VE ĐSTATĐSTĐK DERGĐSĐ BOX-LJUNG ve NONPARAMETRĐK REGRESYON YÖNTEMLERĐNĐN ETKĐNLĐKLERĐNĐN KARŞILAŞTIRILMASI: ĐMKB-00
DetaylıMACH SAYISININ YAPAY SİNİR AĞLARI İLE HESAPLANMASI
V. ULUSAL HAVACILIK VE UZAY KONFERANSI UHUK-014-065 8-10 Eylül 014, Erciyes Üiversitesi, Kayseri MACH SAYISININ YAPAY SİNİR AĞLARI İLE HESAPLANMASI İlke TÜRKMEN 1 Erciyes Üiversitesi, Kayseri Seda ARIK
DetaylıLOKAL ALANLARDA JEOİT ONDÜLASYONLARININ BELİRLENMESİNDE KULLANILAN ENTERPOLASYON YÖNTEMLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI
Selçuk Üiversitesi Jeodezi ve Fotogrametri Mühedisliği Öğretimide 30. Yõl Sempozyumu,16-18 Ekim 2002, Koya SUNULMUŞ BİLDİRİ LOKAL ALANLARDA JEOİT ONDÜLASYONLARININ BELİRLENMESİNDE KULLANILAN ENTERPOLASYON
DetaylıYENĐ BĐR ADAPTĐF FĐLTRELEME YÖNTEMĐ: HĐBRĐD GS-NLMS ALGORĐTMASI
Uludağ Üiversitesi ühedislik-imarlık Fakültesi Dergisi, Cilt 3, Sayı, 008 YENĐ BĐR ADAPĐF FĐLRELEE YÖNEĐ: HĐBRĐD GS-NLS ALGORĐASI Sedat ĐRYAKĐ * eti HAUN ** Osma Hilmi KOÇAL ** Özet: Bu makalede, adaptif
DetaylıLİNEER OLMAYAN DENKLEMLERİN SAYISAL ÇÖZÜM YÖNTEMLERİ-2
LİNEER OLMAYAN DENKLEMLERİN SAYISAL ÇÖZÜM YÖNTEMLERİ SABİT NOKTA İTERASYONU YÖNTEMİ Bu yötemde çözüme gitmek içi f( olarak verile deklem =g( şeklie getirilir. Bir başlagıç değeri seçilir ve g ( ardışık
DetaylıYatırım Analizi ve Portföy Yönetimi 4. Hafta. Dr. Mevlüt CAMGÖZ
Yatırım Aalizi ve Portföy Yöetimi 4. Hafta Dr. Mevlüt CAMGÖZ İçerik Çeşitledirme Riski Kayakları ve Risk Türleri Portföyü Risk ve Getirisi Riskli Varlık Portföyüü Belirlemesi Markowitz Portföy Teorisi
DetaylıBileşik faiz hesaplamalarında kullanılan semboller basit faizdeki ile aynıdır. Temel formüller ise şöyledir:
1 BİLEŞİK FAİZ: Basit faiz hesabı kısa vadeli(1 yılda az) kredi işlemleride uygulaa bir metot idi. Ayrıca basit faiz metoduda her döem içi aapara sabit kalmakta olup o döem elde edile faiz tutarı bir soraki
DetaylıMADENCİLİK YATIRIM PROJELERİNİN SOSYAL KARLILIK ANALİZİYLE DEĞERLENDİRİLMESİ
MADENCİLİK, Cilt 42, Sayı 3, Sayfa 25-30, Eylül 2003 Vol. 42, No. 3, pp 25-30, September 2003 MADENCİLİK YATIRIM PROJELERİNİN SOSYAL KARLILIK ANALİZİYLE DEĞERLENDİRİLMESİ Appraisal of Miig Ivestmet Projects
DetaylıTermik Üretim Birimlerinden Oluşan Çevresel-Ekonomik Güç Dağıtım Probleminin Genetik Algoritma Yöntemiyle Çözümü
ermik Üretim Birimleride Oluşa Çevresel-Ekoomik üç Dağıtım Problemii eetik Algoritma Yötemiyle Çözümü Celal YAŞAR, Serdar ÖZYÖN, Hasa EMURAŞ 3, Mühedislik Fakültesi, Elektrik-Elektroik Müh. Bölümü, Dumlupıar
DetaylıSAÜ. Mühendislik Fakültesi Endüstri Mühendisliği Bölümü DİFERENSİYEL DENKLEMLER Dönemi Ders Notları. Prof. Dr.
SAÜ. Mühedislik Fakültesi Edüstri Mühedisliği Bölümü DİFERENSİYEL DENKLEMLER - Döemi Ders Notları Pro. Dr. Cemaletti KUBAT .Çok Değişkeli Foksiolarda Talor-McLauri Açılımları, Ekstremum Noktalar..Talor-McLauri
DetaylıARAŞTIRMA MAKALESİ /RESEARCH ARTICLE
ANADOLU ÜNİVERSİESİ BİLİM VE EKNOLOJİ DERGİSİ A Uygulamalı Bilimler ve Mühedislik ANADOLU UNIVERSIY JOURNAL OF SCIENCE AND ECHNOLOGY A Applied Scieces ad Egieerig Cilt/Vol.: 4-Sayı/No: : 67-74 (23) ARAŞIRMA
DetaylıOBTAINING REGIONAL TRANSFORM COEFFICIENT CONSIDERING THE DISTANCE AND DIRECTION WİTH L1-NORM METHOD
LNORM YÖNTEMİ İLE BÖLGESEL DÖNÜŞÜM KATSAYILARININ UZAKLIK VE YÖN DİKKATE ALINARAK ELDE EDİLMESİ Ü. KIRICI, Y. ŞİŞMAN Odokuz Mayıs Üiversitesi, Mühedislik Fakültesi, Harita Mühedisliği Bölümü, Samsu, ulku.kirici@omu.edu.tr,
DetaylıSÜLEYMAN DEMİREL ÜNİVERSİTESİ MÜHENDİSLİK-MİMARLIK FAKÜLTESİ MAKİNA MÜHENDİSLİĞİ BÖLÜMÜ MAKİNA ELEMANLARI LABORATUARI DENEY FÖYÜ
SÜLEYMAN DEMİREL ÜNİVERSİTESİ MÜHENDİSLİK-MİMARLIK AKÜLTESİ MAKİNA MÜHENDİSLİĞİ BÖLÜMÜ MAKİNA ELEMANLARI LABORATUARI DENEY ÖYÜ DENEY I VİDALARDA OTOBLOKAJ DENEY II SÜRTÜNME KATSAYISININ BELİRLENMESİ DERSİN
DetaylıBağımsızlık özelliğinden hareketle Ortak olasılık fonksiyonu (sürekli ise
YTÜ-İktisat İstatistik II Örekleme ve Öreklem Dağılımları BASİT RASSAL ÖRNEKLEME N tae ese arasıda taelik bir öreklem seçilmesii istediğii düşüelim. eseli olaaklı her öreklemi seçilme şasıı eşit kıla seçim
Detaylıİki Serbestlik Dereceli Mekanizmalarla İşlev Sentezinde Tasarım Noktalarının Eşit ve Çebişev Aralıklandırması ile Seçiminin Karşılaştırılması
Uluslararası Katılımlı 7. Makia Teorisi Sempozyumu, İzmir, -7 Hazira 05 İki Serbestlik Dereceli Mekaizmalarla İşlev Setezide Tasarım oktalarıı Eşit ve Çebişev Aralıkladırması ile Seçimii Karşılaştırılması
DetaylıHARMONİK DİSTORSİYONUNUN ÖLÇÜM NOKTASI VE GÜÇ KOMPANZASYONU BAKIMINDAN İNCELENMESİ
HARMONİK DİSORSİYONUNUN ÖLÇÜM NOKASI VE GÜÇ KOMPANZASYONU BAKIMINDAN İNCELENMESİ Celal KOCAEPE Oktay ARIKAN Ömer Çağlar ONAR Mehmet UZUNOĞLU Yıldız ekik Üiversitesi Elektrik-Elektroik Fakültesi Elektrik
Detaylı20 (1), 109-115, 2008 20(1), 109-115, 2008. kakilli@marmara.edu.tr
Fırat Üiv. Fe ve Müh. il. Dergisi Sciece ad Eg. J of Fırat Uiv. 0 (), 09-5, 008 0(), 09-5, 008 Harmoikleri Reaktif Güç Kompazasyo Sistemlerie Etkilerii İcelemesi ve Simülasyou da KKİİ, Koray TUNÇP ve Mehmet
DetaylıSAYISAL ÇÖZÜMLEME. Sayısal Çözümleme
SAYISAL ÇÖZÜMLEME Saısal Çözümleme SAYISAL ÇÖZÜMLEME 8. Hafta İNTERPOLASYON Saısal Çözümleme 2 İÇİNDEKİLER Ara Değer Hesabı İterpolaso Doğrusal Ara Değer Hesabı MATLAB ta İterpolaso Komutuu Kullaımı Lagrace
Detaylı{ 1 3 5} { 2 4 6} OLASILIK HESABI
OLASILIK HESABI Bu derste, uygulamalarda sıkça karşılaşıla, Olasılık Uzaylarıda bazılarıa değieceğiz ve verilmiş bir Olasılık Uzayıda olasılık hesabı yapacağız. Ω. Ω solu sayıda elemaa sahip olsu. Ω {
DetaylıDiferansiyel Gelişim Algoritmasının Valf Nokta Etkili Konveks Olmayan Ekonomik Güç Dağıtım Problemlerine Uygulanması
6 th Iteratioal Advaced Techologies Symposium (IATS ), 6-8 May 0, Elazığ, Turkey Diferasiyel Gelişim Algoritmasıı Valf Nokta Etkili Koveks Olmaya Ekoomik Güç Dağıtım Problemlerie Uygulaması S. Özyö, C.
DetaylıMAK312 ÖLÇME ve DEĞERLENDİRME OTOMATİK KONTROL LABORATUARI 1. Elektriksel Ölçümler ve İşlemsel Kuvvetlendiriciler
MAK32 ÖLÇME ve DEĞELENDİME OTOMATİK KONTOL LABOATUAI Elektriksel Ölçümler ve İşlemsel Kuvvetlediriciler AMAÇLA:. Multimetre ile direç, gerilim ve akım ölçümleri, 2. Direç ölçümüde belirsizlik aalizii yapılması
Detaylı