При віявленні сторонніх осіб в зоне контролю по екранах монітора РОбочий місця оператор системи может Включити Звуковий застережлівій сигнал в створі воріт.
Малюнок 5.3 - Варіанти установки габаритних воріт АСКО ПВ
Отже в нашому варіанті найдоцільніше Установити габаритні ворона на колії горловини приймально - відправного парку для охоплення відео Нагляду за вагонами, что прібувають в поїздах з усіх напрямків.
6. Возможности оперативного прогнозування виконан простою місцевого вагона на станції
Часто в практике нужно оцініті, наскількі Випадкове варіація сертифіката №, что спостерігається закономірно, чі знаходяться коливання в межах нормативу закону або розподілу, чі Виходять за рамки Випадкове відхілень.
Методи Теорії ймовірностей дозволяють з відомим ступенів точності Відповісти на ЦІ питання.
Вікорістовуючі закон розподілу, можна оцініті на базі вібірковіх сукупно Можливі коливання (довірчі інтервалі) математичного Очікування и дісперсії в генеральній сукупності [20].
точно знаходження довірчіх інтервалів можливо тоді, коли вид закону розподілу віпадкової величини Заздалегідь відомій [23]. Як показало наведених дослідження, Переважно законом розподілу значень більшості об'ємніх и якісніх показніків є нормальний закон.
Довірчій Інтервал будь-которого Розглянуто параметра розподілу находится з умови ймовірності виконан Деяк нерівностей, у Який входити цікавлячій нас параметр, отриманий на Основі вібірковіх даних.
Закон розподілу вібіркового параметра покладів від невідоміх параметрів розподілу сертифіката № в генеральній сукупності. Умовно пріймається за генеральним сукупність річний відрізок годині спостереження сертифіката №, а в Деяк випадка - квартал місяця.
Отже, закон розподілу вібіркової характеристики параметра покладів від невідоміх параметрів генеральної сукупності. Однак, за помощью Деяк математичних прійомів вдається перейти в нерівностях від віпадкової величини вібіркового параметра до Іншої Функції значень сертифіката №, что спостерігаються x1, x2 ... xn. Закон розподілу Функції покладів НЕ від невідоміх параметрів генеральної сукупності, а только от числа СПОСТЕРЕЖЕНЬ - n (у нашому випадка від кількості днів спостереження) i від виду закону розподілу x [23].
Розглянемо практичний приклад оперативного прогнозування виконан планом простою місцевого вагона на станції.
При плановому завданні на січень xпл=51 рік. виконан склалось:
1 січня - 65 рік.;
січня - 68 рік.;
січня - 70 рік.;
січня - 57 рік.;
січня - 74 рік.;
січня - 61 рік.
необходимо по шести днях оцініті, чі знаходяться виконан простою на Рівні планового Завдання.
Відповісти на це питання можна, розрахувавші довірчій Інтервал І b математичного карбувати фактичного виконан планом простою [18].
Як видно з таблиці на малюнку 6.1, вібіркове значення дісперсії Д (х) для шести днів з розрахунку складає 38 год2.
Потрібно найти оцінку хсер для М (х) i побудуваті для него 95% -вий І b. Віходячі з прийнятя умів, довірча імовірність b=0,95.
За табульованім значень інтеграла y (c)=2 0? fn - 1 (t) dt зворотнього інтерполяцією находится величина tb. tb - це таке число, при якому ймовірність віпадкової величини Т, меншої tb, дорівнює довірчої ймовірності [22].
Величина Т розподіляється за законом Ст юдента [22]. Тому
(? T? lt; tb)=b (12.6)
b візначається по таблицях у залежності від b и числа ступенів Волі n - 1=6-1=5.
Встановити за таблицях tb=2,57, розраховуємо eb - половину ширини довірчого інтервалу I b
eb=t b? Д (х)/n (12.7)
eb=2,57? 38/6=6,5.
Довірчій Інтервал I b для математичного карбувати M (x) Добово простою складі
b=(xсер- eb; xсер + eb) (12.8)
b=(66-6,5; 66 + 6,5); b=(59,5; 72,5).
Неважко помітіті, что довірчій Інтервал математичного Очікування НЕ накріває Добово планових Завдання (Хпл=51год.).
Тому можна сделать Висновок, что в течение шести днів план не віконується и Варто очікуваті Невиконання плану простою місцевого вагона за місяць.
Тепер дамо оцінку I b М (х) простою за оперативними данім за п ятнадцять Першів днів місяця.
Обробка даних дала следующие ...
