cyanic-selkie/wikianc huggingface dataset:
Kosova-Suudi Arabistan ilişkileri
Tarihi
25 Mayıs 2009'da, İslam Konferansı Örgütü'nün Şam'daki 36. Dışişleri Bakanları Konseyi toplantısında, 57 üye ülke Kosova'nın bağımsızlık ilanını kaydeden, Birleşmiş Milletler'in Kosova'daki rolünü onaylayan bir kararı kabul etti ve İKT'nin Balkanlar'daki Müslümanlara yönelik güçlü ilgisini yeniden teyit etti. Kosova'nın İİT Ekonomik ve Mali kurumlarıyla işbirliğini memnuniyetle karşıladı ve uluslararası toplumu Kosova ekonomisinin gelişmesine katkıda bulunmaya devam etmeye çağırdı. Suudi Arabistan, bu kararı destekleyen başlıca İslam devletlerinden biriydi ve daha önceki bir karar taslağının (Suudi Arabistan tarafından masaya yatırıldı) Kosova'nın İslam ülkeleri tarafından tanınması çağrısında bulunduğu bildirildi, ancak bu taslak Suriye, Mısır ve Azerbaycan dahil olmak üzere bazı üye devletler tarafından reddedildi.
Suudi Arabistan, Uluslararası Adalet Divanı'nın 2009'da Kosova'nın bağımsızlığının yasallığı konusundaki sözlü tartışmasında Kosova'yı desteklemek için konuştu.
İslami aşırılık
Suudi Arabistan gibi Kosova'nın da çoğunluğu Müslüman bir nüfusa sahip. Kosova'daki geleneksel İslam, 'liberal' ve 'ılımlı' olarak tanımlanan Hanefi mezhebindendir.
Uchiko
Uchiko ( Uchiko-chō), Japonya'nın Ehime prefektörlüğünde bulunan bir kasabadır. Yüzölçümü 299.50 km² olan kasabanın nüfusu 1 Ağustos 2014 tarihi itibarı ile 16,952'dir.
Yükseköğretim Kurumları Yabancı Dil Sınavı
Yükseköğretim Kurumları Yabancı Dil Sınavı ya da kısaca YÖKDİL, Yükseköğretim Kurulu'nun ÖSYM ile ortaklaşa yaptığı yabancı dil seviye belirleme sınavıdır. YÖK'ün 2017 yılında aldığı kararla 26 Ocak 2017 tarihinde duyurulmuştur. YDS'ye alternatif olarak hayata geçirilen bir sınavdır ve YDS ile büyük benzerlikler göstermekle birlikte önemli farklılıkları vardır.
Sınav 180 dakika sürmekte ve 80 sorudan oluşmaktadır bu yönüyle YDS ile benzerlikler gösteren ilk sınav 5 Mart 2017 tarihinde yapılmıştır İngilizce alanında ve YDS'den farklı olarak "fen", "sağlık" ve "sosyal" olmak üzere üç branşta ve Cloze Test, Cümle Tamamlama, Çeviri, Paragraf Tamamlama, Anlamı Bozan Cümle ve Paragraf soru türlerinden oluşan bir sınav olarak yapılmıştır. İlerleyen dönemlerde Almanca, Fransızca ve Arapça alanlarında da yapılacağı duyurulmuştur.
Sınav işlemleri, Yükseköğretim Kurulu'nun internet sitesinden yapılmaktadır.
Nikki Grahame
Nicola Rachele-Beth "Nikki" Grahame (d. 28 Nisan 1982, Watford, Hertfordshire - ö. 9 Nisan 2021, Londra, İngiltere), İngiliz kadın model ve televizyon sunucusu.
Yaşamı
Grahame, 28 Nisan 1982'de Watford, Hertfordshire'de doğdu. 2006 yılında Big Brother 7 yarışmasında katılımcı olarak yer alarak İngiltere genelinde adını duyurdu. Eski model ve kapak kızı olan Grahame, Big Brother yarışmasında kaldığı sürede izleyici görüşüne karşı gösterdiği öfkeli davranışları ile ünlendi. Yarışmanın ardından kendi TV programı Princess Nikki ile ekranlara geldi.
Grahame, 2006 yılında en tanınmış TV yarışmacısı olarak Ulusal Televizyon Ödülü'ne layık görüldü. 2007 yılından itibaren düzenli olarak OK!'s "Hot Stars" dergisinde köşe yazıları yayınladı.
Grahame ergenlik çağının neredeyse tamamında psikiyatri hastanelerinde tedavi almış yaşadığı yeme bozukluğu hastalığı nedeniyle 12 yaşında ölümle burun buruna gelmişti. 2009 yılında yayınlanan Dying To Be Thin - The True Story Of My Lifelong Battle Against Anorexia ve 2012 yılında yayınlanan Fragile - The True Story of My Lifelong Battle With Anoreksia adlı iki otobiyografi kitabında yeme bozukluğu hastalığı ile ilgili deneyimlerini anlatmıştı. Ekim 2011'de tekrar yeme bozukluğu hastalığına yakalanan Grahame, üst üste tekrar eden rahatsızlık nedeniyle 35 kiloya düştü. 2012 yılında aşırı dozda ilaç alımından hastaneye kaldırıldı.
Haziran 2015'te Big Brother 16 yarışmasında özel yarışmacı olarak Big Brother evine geri dönerek 16 gün burada kaldı. Grahame, son olarak Mart 2016'da yayına giren Big Brother Canada, yarışmasına konuk olmuştu.
Ölümü
Grahame, 9 Nisan 2021'de Londra, İngiltere'de yeme bozukluğu hastalığı tedavisi gördüğü özel bir hastanede 38 yaşında öldü.
Portia Doubleday
Portia Ann Doubleday (d. 22 Haziran 1988, Los Angeles), Amerikalı oyuncudur.
Crusader Kings II
Crusader Kings II, Paradox Development Studio tarafından geliştirilmiş ve Paradox Interactive tarafından yayınlanmış Orta Çağ temalı strateji oyunudur. 14 Şubat 2012'de Microsoft Windows için çıkışını gerçekleştirmiştir.
Oynanış
Oyun bir hanedan simülatörüdür, diğer Paradox oyunlarından farklı olarak bir ülke değil, bir hanedan yönetilmektedir. Oyunun asıl başlangıç tarihi 1066 olsa da, bu tarih ilk olarak The Old Gods eklentisiyle 867'ye, sonradan da Charlemagne eklentisiyle 769'a çekilmiştir. Oyunda savaş, evlilik, entrika ve suikast gibi araçlarla hanedanınızın etkisini genişletebilirsiniz. Oyun doğası gereği oynanabilir olarak çok sayıda tarihsel figüre sahiptir.
Eklentiler
2013'teki çıkış tarihinden bu yana Crusader Kings II için çok sayıda ana eklenti çıkmıştır.
Krestovski Adası
Krestovski Adası, Rusya'nın Sankt-Peterburg şehrindeki, Neva Nehri'nin ağzında bulunan bir adadır.
Adada Sankt-Peterburg Metrosunun Krestovski Ostrov (Frunzensko-Primorskaya Hattı) ve Novokrestovskaya(Nevsko-Vasileostrovskaya Hattı)   istasyonları var.
Krestovski Adası, Kirov Stadyumu'na ev sahipliği yapmaktadır. Adada başka birkaç bina daha vardır. Neva Nehri'nin ağzında, Srednaya Nevka ve Malaya Nevka arasında bulunan düz bir adadır. Adanın yüzölçümü 3.4 km².
Adayı başlangıçta sadece zengin insanlar kullanıyordu. Rus Devrimi'nden sonra, halka açıldı.
Adanın batı kısmında Deniz Zafer Parkı vardır. 1994 yılında Parkta Sovyetler Birliği döneminden sonra, Rusya'daki ilk büyük ölçekli uluslararası etkinlik yapıldı. İyi Niyet Oyunları spor ve atletizm yarışması Deniz Zafer Parkında işgal edildi.
Get Free (Lana Del Rey şarkısı)
"Get Free", Amerikalı şarkıcı ve söz yazarı Lana Del Rey'in beşinci stüdyo albümü Lust for Life 'dan (2017) bir şarkı. Şarkı, Del Dean, Rick Nowels ve Kieron Menzies tarafından yazılmıştır. Del Rey, şarkıyı çeşitli zamanlarda, özellikle de LA'da Moon Tour'da 2018'de çaldı.
Arka plan
Del Rey'e göre, şarkı demosu aslında "Malibu" başlığı altında kaydedildi ve orijinal sürümünden tamamen farklıydı, Del Rey ve son altı yıldaki hayatı hakkında çok daha açıklayıcıydı. Açıkçası, Del Rey şarkının bu versiyonunu kenara ayırdı ve orijinal enstrümandan daha hafif bir kayıt yapmaya karar verdi. 2018 World Cafe röportajında Del Rey, şarkının ardındaki düşünceyi paylaştı: "Bu, tam potansiyellerine ulaşamayan insanlar hakkında, çünkü insanları kontrol etmelerinin özgür olmasını engellemelerine izin veriyor".
Radiohead davası
Ocak 2018'de Del Rey, Twitter'da, Radiohead grubunun 1992 şarkısı "Creep"i "Get Free"den intihal ettiği için kendisine karşı yasal işlem yaptığını söyledi. Del Rey'e göre Radiohead, Del Rey'in telif hakkı için %40'lık teklifi yerine %100'ünü istedi. "Creep"in "Get Free" için esin kaynağı olduğunu reddetti. Radiohead'in yayıncısı Warner/Chappell Music, "Creep"in "tüm yazarları" için şarkı yazımı kredisi istediğini doğruladı ancak bir dava açıldığını veya Radiohead'in telif haklarının %100'ünü talep ettiğini reddetti. Mart ayında Del Rey, bir konserinde "Davam bitti, sanırım o şarkıyı istediğim zaman söyleyebilirim," dedi. "Get Free" için yazma kredileri Amerikan Besteciler, Yazarlar ve Yayıncılar Derneği veritabanında güncellenmedi.
Bir analizde The Guardian, "Creep"de kullanılan akorların "pop müzikte nadir" olduğunu tespit etti ve vokal melodilerini daha fazla karşılaştırmaya devam etti. Dava sırasında, yayınlar TLC'nin "No Scrubs" ile Ed Sheeran'ın "Shape of You" adlı eserinin yanı sıra Pharrell Williams ve Robin Thicke şarkısı "Blurred Lines" ve Marvin Gaye "Got to Give It Up" arasındaki davalar kıyaslandı. Davadan önce, Radiohead'a, "Creep" şarkısı için Albert Hammond ve Mike Hazlewood tarafından yazılan 1972 şarkısı " The Air That I Breathe" şarkısıyla benzerliklerinden dolayı dava açıldı; Hammond ve Hazlewood yazarlık kredisi ve telif ücretlerinin bir yüzdesini aldılar.
Video klibi
Şarkı için hiç video klip yapılmadı, ancak şarkının bir pasajı, Rich Lee tarafından çekilen "White Mustang" klibinde yer aldı.
İPad Pro (1. nesil)
iPad Pro 1 Apple tarafından tasarlanmış, iPad Pro ailesinin 1. nesli olan tablet bilgisayardır. 15 Kasım 2015'te 12.9 inçlik, 31 Mart 2016 yılında ise 9.7 inçlik versiyon duyuruldu. Grafik tablet ve kalem bilgisayar gibi de kullanılabilir. 2017 yılında iPad Pro (2. nesil) yerini aldı.
9.7 inç ekrana sahip iPad Air 2'nin form faktörüne dayanan daha küçük bir model 2016'nın başlarında duyuruldu ve piyasaya sürüldü.
9.7 inç iPad Pro, iPad Air 2'den daha hızlı bir CPU'ya ve daha iyi bir kameraya sahiptir. Bu, True Tone Flash ve Retina Flash'a sahip ilk iPad'dir. 256 GB depolama seçeneği, iPad için en yüksek olanıdır. True Tone ekranı, LCD'nin rengini ve yoğunluğunu ortam aydınlatmasına göre uyarlamasını sağlar.
Her iki iPad Pro modeli de Apple A9X yongasını ve Apple M9 hareket yardımcı işlemcisini içerir. Ancak 9.7 inçlik modelde biraz hız aşırtmalı bir CPU ve yalnızca 2 GB RAM var.
Standart iPad'den Touch ID ve Retina Ekran gibi çeşitli özellikler taşınır. Yeni özellikler arasında klavye için akıllı bir konektör ve cihazın üstünde ve altında çiftler halinde bulunan dört stereo hoparlör yer alıyor. 12.9 inçlik model 2732-2048 ekrana ve 9.7 inçlik model 2048-1536 ekrana sahip. Her iki ekran da inç başına 264 piksel çözünürlüğe sahiptir. 12.9 inçlik sürüm, 4 GB RAM içeren ilk iPad'dir.
Model ilk önce iOS sistemi olan iOS 9.1 ile geldi. Güncel sürümü iPadOS sistemi olan iPadOS 14.7.1'dir.
Gize Platosu
Plato, deniz seviyesinden yaklaşık 60 metre yüksekliktedir.
Piramitler ve Sfenks
Gize piramit kompleksi (مجمع أهرامات الجيزة), Gize'deki Gize Platosu'nda yer alan Büyük Gize Piramidi, Kefren Piramidi ve Mikerinos Piramidi ile ilişkili piramit kompleksleri ve Büyük Gize Sfenksi'ni içeren sitedir. Hepsi Eski Mısır Krallığı'nın Dördüncü Hanedanlığı döneminde, MÖ 2600 ile 2500 arasında inşa edildi. Site ayrıca birkaç mezarlık ve bir işçi köyünün kalıntılarını da içeriyor. Sfenks, Mısır'daki bilinen en eski anıtsal heykel ve dünyanın en tanınmış heykellerinden biridir. Arkeolojik kanıtlar, eski Mısırlılar tarafından Eski Krallık'ın Kefren hükümdarlığı sırasında (yaklaşık MÖ  2558–2532) yapıldığını gösteriyor.
Modern tarih
Modern Gize'ye iki ana yoldan ulaşılmaktadır. Kuzeyden gelen yol Keops'un piramidine çıkarken diğeri doğudan Sfenks'in ön avlusuna yakındır. Bu yollar, Nil Nehri'ni doğu yakasından geçer ve batıya doğru olan geçidi takip eder.
Suikastçı (film, 2007)
Konusu
FBI Ajanı Jack Crawford (Jason Statham) ve ortağı Tom Lone (Terry Chen) yeni bir görevdedirler ve amaçları Çinli bir triad grubunu yok etmektir fakat olaylar beklenildiği gibi olmaz. Ortağı ve onun ailesi, suikastçı Rogue tarafından vahşice öldürüldükten sonra, FBI ajanı Jack Crawford intikamını şahsen almaya yemin eder. Ama Rogue (Jet Li) izini kaybettirir, ta ki 3 yıl sonra Çin mafyasının lideri Chang ile Japon Yakuza patronu Shiro arasında kanlı bir savaş başlatmak üzere tekrar ortaya çıkana kadar. Rogue’u yakalamaya kararlı olan Crawford ekibini bu çatışmanın içine sürükler. Fakat Jack'in bilmediği bir şey her şeyin göründüğü gibi olmadığıdır.
Gişe
Filmin ABD gişe başarısı beklenildiği gibi olmamış, çıktığında Mr. Bean's Holiday ve Rush Hour 3 filmlerinin altında kaldı ve 10 milyon dolar gişe başarısı getirebildi. ABD'de toplam $22,466,994kadar, Filipinler'de ise PHP 21,615,939 kadar getirmiştir. Film eleştirmenler tarafından beğenilmemiştir. ABD dahil olmakla birçok ülkede film artık DVD'de vardır.
Aycan Yanaç
Aycan Yanaç (d. 21 Kasım 1998, Nürnberg) ALG Spor takımında forvet pozisyonunda görev yapan Almanya'da yetişmiş Türk kadın futbolcudur.
2015'te Türkiye 19 yaş altı kadın millî futbol takımında forma giymiştir ve 2018 yılından itibaren Türkiye kadın millî futbol takımını temsil etmektedir. Survivor 2020'de boy göstermiştir.
Kişisel hayatı
21 Kasım 1998 tarihinde Almanya'nın Nürnberg kentinde yaşayan göçmen anne ve babadan dünyaya gelmiştir. Abisi de kendisi gibi futbolcudur. 2020 yılında Survivor'a katılmıştır. 2022 yılında Survivor 2022: All Star yarışmasında mücadele ederken 2 Şubat 2022 tarihinde yarışmadan kendi isteğiyle ayrılmıştır.
Kulüp kariyeri
Yanaç, forvet pozisyonunda oynamaktadır. Temmuz 2015'te Greuther Fürth kulübüne transfer olmuştur. 2014-15 ve 2015-16 sezonlarında 11 maç oynayan millî futbolcu, üç gol atmıştır. 2016 yılında Nürnberg'e geri dönmüştür. 28 Ağustos 2020 tarihinde ALG Spor takımı imzaladığı sözleşmesi 2022 yılı başında Survivor 2022: All Star yarışmasına katılması nedeniyle anlaşmalı feshedilmiştir.
Millî takım kariyeri
Türkiye 19 yaş altı kadın millî futbol takımına çağrılan Yanaç, millî formayla ilk maçına, 4 Ağustos 2015'te "UEFA Gelişim Turnuvası" maçı kapsamında Bosna Hersek'e karşı çıkmıştır.
7 Nisan 2018'de Estonya ile oynanan dostluk maçı için ilk kez Türkiye kadın millî futbol takımı kadrosuna davet edilmiştir.
Türkiye florasındaki olea taksonları listesi
Oleaceae, Olea
Olea L.
2018 Avrupa Güreş Şampiyonası - Erkekler serbest 79 kg
Erkekler serbest 79 kg, 2018 Avrupa Güreş Şampiyonası'nda yer alan bir yarışmadır ve 4-5 Mayıs'ta Rusya'nın Kaspiysk şehrinde düzenlenmiştir.
Serinçayır, Göle
Serinçayır, Ardahan ilinin Göle ilçesine bağlı bir köydür.
Tarihçe
Serinçayır köyünün eski Çalpanek veya Çölpenek'tir. 1886 tarihli Rus nüfus tespitinde Çalpanek / Çalpenek (Чалпанек / Чалпенек), 1928 tarihli Osmanlıca köy listesinde de Çolpenek (چولپنك) olarak geçer.
Çalpenek köyü, orta çağda Gürcistan'ı oluşturan tarihsel bölgelerden biri olan Kola'da yer alır. Nitekim bu bölgeyi Osmanlılar 16. yüzyılın ikinci yarısında Gürcülerden ele geçirmiştir. Türkçe Göle olarak bilinen Kola bölgesi, 93 Harbi'nin ardından 1878 yılında imzalanan Berlin Antlaşması'yla Osmanlı Devleti tarafından Rusya'ya bırakıldı. Rus idaresinde köy, Ardahan sancağının Göle kazasına bağlıydı. Bu dönemde Kürtler yaşıyordu ve köyün nüfusu 77 kişiden oluşuyordu. Köyün nüfusu 1896 yılında 117 kişi, 1906 yılında 160 kişi olarak tespit edilmiştir.
Çalpenek köyü, Birinci Dünya Savaşı'nın sonunda Rusların bölgeden çekilmesinin ardından bir süre fiilen Ermenistan'ın sınırları içinde kaldı. 16 Mart 1921'de imzalanan Moskova Antlaşması uyarınca köy Türkiye'ye bırakıldı.
Çalpenek köyü, 1928 tarihli Osmanlıca köy listesinde Kars vilayetinin Göle kazasının Merdenik olarak bilinen merkez nahiyesine bağlıydı. 1940 genel nüfus sayımında "Çolpenek" adıyla aynı idari konuma sahipti ve nüfusu 356 kişiden oluşuyordu. Çolpenek sonradan yaygın biçimde "Çölpenek" olarak yazılmıştır. Çalpanek veya Çolpenek Türkçe olmadığı için köyün adı 1959 yılında 7267 sayılı kanunla Serinçayır olarak değiştirilmiştir. 1965 genel nüfus sayımında Serinçayır köyünün nüfusu 723 kişiden oluşuyor ve bu nüfus içinde sadece 183 kişi okuma yazma biliyordu.
Coğrafya
Serinçayır köyü Ardahan il merkezine 62 km, Göle ilçe merkezine 17 km uzaklıktadır.
Elektron demetiyle fiziksel buhar biriktirme
Elektron demeti (İngilizce: Electron Beam Physical Vapor Deposition veya EBPVD) ile fiziksel buhar biriktirme işlemi, anottaki hedef malzemenin, çok yüksek vakum altında, tungsten bir flaman ile elektron bombardımanına tutulması ile gerçekleştirilir. Elektron demeti, hedefteki atomların yüzeyden koparak gaz fazına geçmesini sağlar. Buharlaştırılan bu atomlar, vakum çemberi içindeki her noktaya yapışarak ince bir film oluşmasını sağlarlar.
İnce film kaplamalar, yarı iletken endüstrisinde, elektronik materyaller yapımında, uçak endüstrisinde, yüzeyi korozif etkilerden korumak ve yüzey özelliklerini değiştirmek amacıyla yaygın olarak kullanılmaktadır. Katmanlama işlemi PVD ve CVD olarak ikiye ayrılabilir. CVD katmanlama işleminde çok yüksek sıcaklıklara ulaşılırken, kaplanan malzemenin özellikleri değişebilmektedir. CVD’nin başka bir dezavantajıda, film içerisinde yabancı partiküller oluşabilmekte ve kaplanan filminde özellikleri bozulabilmektedir. Ancak PVD işleminde, CVD kadar yüksek katmanlanma oranı yakalanamamaktadır. PVD işlemi ayrıca, katmanlanan film üzerinde stres oluşmasına sebep olmaktadır. Elektron demeti PVD işlemi ise yine de yüksek sayılabilecek bir katmanlama yüzdesine sahiptir. Film kalınlığı 0,1 µm ile 100 µm arasında değişebilmektedir.
EBPVD sisteminde, vakum çemberinde basınç 10-4 Torr’a kadar düşürülür. Buharlaştırılacak malzeme ingotlar halinde yerleştirilir. Genellikle 6 elektron tabancası, 100'lerde KW enerji ile çalıştırılırlar. Elektron demetleri, termiyonik emisyon, alan emisyonu veya anodik ark metotları ile üretilebilir. Üretilen elektronlar yüksek kinetik enerjilere çıkarılıp, ingot üzerine odaklandırılırlar. Kinetik enerjinin %85i ısı enerjisine dönüşür. İngot üzerinde artan sıcaklık ile sıvı hale gelen hedef malzeme, vakum sayesinde buharlaşmaya başlar. İngot, bakırdan yapılmış bir pota içerisinde sıvılaştırılmaktadır ve bakır pota su ile soğutulmaktadır. Titanyum karbit gibi refrakter karbitler ve titanyum borit ve zirkonyum borit gibi boritler, buharlaştırıldıklarında bileşimler değişmez. Böyle malzemeler direkt buharlaştırılabilirler. Bu işlemde, ingot üzerine gönderilen çok yüksek enerjili elektron demeti ile vakumlu ortamda buharlaştırma yapılmaktadır. Bazı refrakter oksitlerin ve karbitlerin, elektron demeti ile buharlaştırıldıktan sonra AlO3 ve AlO2 olarak ikiye ayrışırlar. Silikon karbit ve tungsten karbit gibi bazı refrakter karbitlerinde, sıcaklık ile bileşimlerinde değişim meydana gelir. Böyle malzemeleri katmanlamak için, reaktif buharlaştırma veya co-buharlaştırma yöntemleri kullanılabilir. Reaktif buharlaştırma işleminde, metal, ingottan elektron demeti ile buharlaştırılır. Oluşan buhar, reaktif gaz ile taşınır. Bu işlemde genellikle reaktif gaz olarak oksijen kullanılır. Sıcaklık uygun değere ulaşınca, buhar, gaz ile reaksiyon oluşturarak, substrat üzerinde film oluşturulur.
Metal karbit filmler ise co-buharlaşma (evaporation) yöntemi ile katmanlanabilir. Bu yöntemde, 2 ingot kullanılır ve biri metal, diğeri karbon içindir. Her bir ingot ayrı elektron demetleri ile ısıtılır. İngotlardaki buharlaşma yüzdesi kontrol edilebilmektedir. Buhar, substrat yüzeyine ulaştığında, termodinamik koşulların oluşması ile, kimyasal kombinasyon oluşturarak, substrat üzerinde metal karbit film elde edilir.
Substrat ultrasonik olarak temizlenir ve substrat tutucuya yerleştirilir. Substart tutucu, ingot kaynağı ile mesafeyi ayarlar. Tutucu, aynı zamanda substratı sürekli olarak döndürerek, yüzey üzerinde düzenli bir film oluşumu sağlar.
Daha fazla bilgi için:
Erik üretimine göre ülkeler listesi
Bu madde, FAOSTAT verilerine göre 2016 ve 2017'de erik üretimine göre ülkeler listesidir. 2017'de dünyada tahmini üretilen toplam erik sayısı, 2016'daki 11.875.874 tondan 1% az olup, 11.758.135 tondur.
Güven aralığı
Güven aralığı, istatistik biliminde bir anakütle parametresi için bir çeşit aralık kestirimi olup bir çıkarımsal istatistik çözüm aracıdır. Bir anakütle parametre değerinin tek bir sayı ile kestirimi yapılacağına, bu parametre değerini kapsayabilecek iki (alt ve üst sınır) sayıdan oluşan bir aralık bulunur. Böylece güven aralıkları bir kestirimin ne kadar güvenilir olduğunu gösterir.
Bulunan aralığın anakütle parametresini içine alıp kapsamasının ne kadar olasılığı bulduğu güven düzeyi veya güven katsayısı ile belirlenir. Bir güven aralığı her zaman, bir yüksek yüzde orantı olarak ifade edilen, bir güven düzeyi ile birlikte verilir; örneğin geleneksel olarak istatistikçiler %99 güven aralığı veya %95 güven aralığı veya %90 güven aralığı şeklinde ifadeler kullanırlar. Bir güven aralığının iki uç (alt ve üst) noktası güven sınırları olarak anılır. Arzu edilen güven düzeyini yükseltmek, güven aralığının genişlemesine yol açar. Herhangi verilmiş bir durumda kullanılan kestirim yöntemi için, güven düzeyi gittikçe büyültülürse, çıkartılan güven aralığı da gittikçe genişleyecektir.
2022 Dünya Kadınlar Boks Şampiyonası'nda orta sıklet müsabakaları
2022 Kadınlar Dünya Amatör Boks Şampiyonasında 75 kg (orta sıklet) müsabakaları 11–20 Mayıs 2022 tarihleri ​​arasında Türkiye'nin İstanbul kentinde düzenlenmiştir.
Güven aralığı
Bir güven aralığının hesaplanması, genel olarak kestirim yönteminin özellikleri hakkında gayet belirli varsayımların yapılmasını gerektirir. Bundan açıktır ki güven aralığı hesaplaması bir parametik çıkarımsal analiz aracıdır. Örneğin bir anakütle ortalaması hakkında çıkarım yapmak için örneklem verileri kullanılarak hazırlanan bir anakütle ortalaması güven aralığı kurmak için, örneklemin rastgele olduğunu ve bu rastgele örneklem verilerinin de normal dağılım gösteren bir anakütleden geldiği varsayımı yapılır. Bu nedenle burada incelen güven aralıklarının güçlü istatistik konumunda olmaları gerekmez; ama herhangi bir güven aralığında belirli bazı değişiklikler yapılarak - yani güçlü güven aralığı şekline sokularak - güven aralığına güçlü istatistik karakteri de kazandırılabilir.
Genel olarak güven aralıkları Neyman–Pearson tipi "çokluluk (frequentist) olasılık" temel teorisine dayanmaktadır. Bayes tipi istatistik temel teorisi kullanılırsa, benzer bir parametrik çıkarımsal analiz aracı, bir inanılır aralık, ortaya çıkartılır. Ancak güven aralığı ve inanılır aralık değişik teorik ve felsefi temellere dayanan kavramlardır ve genellikle aynı verilerden değişik güven ve inanılır aralıkları ortaya çıkartılır. Çoklulukçu objektif ve Bayes tipi subjektif olasılık temel felsefeleri hakkında temelden bir uyuşmazlık olduğu gibi, istatistikçiler arasında güven aralığı veya inanılır aralık kullanılması gereği ve yararlığı hakkında büyük uyuşmazlık bulunmaktadır.
Kavramsal temel
<!-- "Güven düzeyi" kavramını kullanan güven aralıkları, anlamlılık düzeyi kavramını kullanan istatistiksel hipotez sınamasından değişiktir; ama bu iki çıkarımasal istatistik aracı arasında yakın bir ilişki vardır. Genelllikle, bir anakütle parametresinin nokta kestirimi X ise ve P güven düzeyi için güven aralığı [a,b] ise, o zaman her iki çıkarım sonucu için aynı olasılık dağılım varsayımları yapıldığı kabul edilirse, bu kestirimin {{nowrap|α = 1 − P} anlamlılık düzeyinde X değerinin [a,b] aralığının dışında herhangi bir değer alması
Confidence intervals are closely related to statistical significance testing. İn many sitüations, ıf the point estimate of a parameter iş X, with confidence interval [a,b] at confidence level P, then any value outside the interval [a,b] will be significantly different from X at significance level {{nowrap|α {{=}} 1 − P}}, ünder the same distributional assumptions that were made to generate the confidence interval. That iş to say, ıf ın an estimation of a second parameter we observed a value less than a or greater than b, we would reject the nüll hypothesis that the true value of thiş parameter equaled X, at the α level of significance; and conversely, ıf the estimate of the second parameter lay within the interval [a,b], we would be unable to reject the nüll hypothesis that the parameter equaled X. İn consequence, ıf the estimates of two parameters (for example, the mean values of a variable ın two ındependent groups of objects) have confidence intervals at a given P value that do not överlap, it iş very likely that the two values are significantly different at the corresponding value of α. However, thiş iş not exaçtly true since the test of the significance of the difference between the two means will depend on the sampling distribution of that difference, whereas the confidence intervals are related to the sampling distribution of the two absolute values. -->
Güven bölgesi güven aralığı kavramını çoklu değişkenli haller değerlerine genelleştirir. Bu güven bölgeleri sadece kestirim hatalarını olasılık derecelerini vermekle kalmazlar ayrıca bir değişken için kestirim değerinin diğer değişken için kestirim değerinden daha fazla veya daha az güvenilir olup olmadığını da gösterirler. Bakınız güven bandları.
Birçok uygulamalı çalışmalarda %95 güven düzeyi için tek bir güven aralığı göreneksel olarak verilir. Fakat eğer grafikler de verilmekte ise adet olarak birkaç güven düzeyi için (%50, %95, %99) güven aralıkları verilir.
Rassal aralıklar olarak güven aralığı
Güven aralıkları belirli verilmiş veri setine dayanarak hesaplanır. Bir veri seti için tipik gözlemler değerleri x ile ifade edilir ve X aynı anakütleden gözlenmesi mümkün olabilecek sonucu ifade eder. Burada X gerçek sayı değeri x olan bir rassal değişken olur ve X = x ifadesi gözlemlenen bir gerçek sayı değerini ifade eder. Bir güven aralığı bir çift u(.) (alt) ve v(.) (üst) fonksiyonlar ile belirlenir ve belirli bir veri seti için güven aralığı  (u(x), v(x)) aralığı ile tanımlanır. Bir güven aralığı tanımını tamamlamak için güven aralığının verdiği aralık kestiriminin konusu olan değer hakkında gayet açık anlayış bulunması gerekmektedir. Bu değerin w olduğu kabul edilsin. u(.) ve v(.) fonksiyonlarını, (u(x), v(x)) aralığını w için en yakın güven aralığı yapabilmek için nitelik, üç-noktalarını rassal değişkenler olarak işlem gören (u(X), v(X)) ile verilen bir seri rassal aralıkların nitelikleriyle ilişkilidir. Bu nitelik wyi de içinde bulunduran rassal aralığın olasılığı c yani olur ve kapsama olasılığı olarak isimlendirilir.
Burada U = u(X) ve V = v(X) üç noktaları istatistik olurlar yani gerçekte gözlemlenen veri seti değerlerinden ortaya çıkarılmış bir gözlemlenen rassal değişkendirler. Rassal aralık (U, V) olarak ifade edilir.
İstatistiksel çıkarım için güven aralıkları
Yukarıda verilen bilgilerin istatistiksel çıkarım için uygulanır bir yol olması bir başka etaptan da geçmek gereklidir: kestirimi yapılacak miktar ile X sonucunun olasılık dağılımı. Bu olasılık dağılımı bir gözlemlenemeyecek ama kestiriminin yapılması istenen miktar parametresi (theta θ) ile ve diğer gözlemlenemeyecek ama kestiriminin bilinmesi istenmeyen parametreleri temsil eden (phi φ) ile belirlensin. Kestiriminin bilinmesi istenmeyen diğer parametreler φ istatistikte rahatsız edici parametreler olarak isimlendirilir ama bir kenara atılıp göz yumulamaz miktarlardır ve istatistiksel kuramın bunları ele alıp kurama koymak için bir yol bulması gerekir
ve burada
ve u(X) ve v(X) gözlemlenebilen rassal değişkenler olurlar. Buna göre gözümleyemeyen θe etki yapan gözlemlenmeyen φ parametrelerin değerlerinin bilinmesi, ü(X) ve v(X) değerlerini bilmek için gerekmemektedir. Bazen bir yüzde olarak ifade edilen 100%·(1 − α) veya (1 − α) sayısı güven düzeyi veya bazen de güven katsayısı olarak isimlendirilir. Burada Prθ,φ olasılık ifadesi ;(θ, φ) ile belirtilen dağılımı olan X rassal değişkeninin olasılığıdır. Bu belirtilmenin önemli bir açıklaması θ parametresinin gerçek doğru değeri ne olursa olsun, (U, V) rassal aralığının θ'nin bilinmeyen değerini yüksek olasılıkla kapsamaktadır.
Dikkat edilmesi gerek bir başka nokta da, Prθ,φ olasılık terimin modeli gayet ayrınıtıl olarak geliştirilmiş olan olasılık dağılımlarından herhangi birine uyması gerekmemektedir; ama çok kere pratik sorunlarda belirli bir dağılıma uyabilir. Nasıl rassal değişken X, aynı anakütleden ve gerçeğin aynı versiyonundan gelen x için diğer mümkün gerçekleşmeleri temsil ettiğini kabul edersen, benzer açıklamayla (θ, φ) parametreler, X için dağılımların değişik nitelikleri olan değişik gerçek versiyonu ele almamız gerektiğine işaret ettiğini kabul etmek gerekir..
Rassal sonuçlar için güven aralıkları
Güven aralıkları yukarıda belirtildiği gibi sabit değerler için tanımladığı gibi, rassal miktarlar için de tanımlanabilir. (Örneğin tahmin etme araligi). Bunu yapabilmek için X parametresine istatistiksel bağımsız veya bağımlı olabilen, bir ek tek-değerli bir rassal değişken Y ele almak gerekir. O zaman (u(x), v(x)) aralığını kurmak için kullandığımız kural, eğer
ifadesi gerçek ise, Y parametresinin daha-gözümü-yapılabilecek değeri olan x için bir güven aralığı ortaya çıkarmak mümkündür. Bu şartlı ifadede Prθ,φ (θ, φ) ile belirtilen ve (X, Y) rassal değişkenlerin ortak dağılımını gösterir.
Yaklaşık güven aralıkları
Bazı standart olmayan uygulamalarda, bir güven aralığı kurabilmek için gerekli olan niteliklere tıpatıp uymayan hallere rastlanma mümkündür. Bu hallerde, kurallara uymakla beraber, pratikte yararlı olabilecek yaklaşık güven aralığı bulunabilir. Bir rassal değişken için kapsama olasılığı c(θ, φ)
Güven aralıkları ile Bayes tıpı inanılır aralıkların karşılaştırılması
Bayes tıpı güven aralık kestimine inanılır aralık ismi verilmektedir. Yukarıda verilenlere uyan bir notasyon kullanırsak, θ parametresini bilinmeyen doğru değeri için bir inanılır aralık tanımlaması şöyledir : Belirli bir α
Burada (küçük theta) Θ bilinmeyen θ parametre değerinin rassal değişken olduğunu vurgulayarak işaret etmek için kullanılmaktadır.
İki değişik tipdeki aralığın tanımlanmalrinin karşılaştırması şöyle yapılabilir:
Bu açıklamalarda çok kere rahatsızlık edici parametrelerin ele alınıp incelenmesi bir kenara bırakılmıştır. Ancak bu incelemeler yapılırsa iki değişik aralık şeklinde açıklamaların çok göze çarpar şekilde çok değişik şekilde olacağı bilinmektedir.
Bazı basit standart haller için aynı veriyi kullanarak elde edilen güven aralığı ve inanılır aralık birbiriyle çakışır şekilde birbiriyle aynıdır. Ancak Bayes-tıpı analiz için ya çok ılımlı şekilde veya çok güçlü şekilde önsel enformasyon kullanılmakta ise, bu iki tip aralık, aynı veri ile her zaman çok değişik sonuç çıkartılacaktır.
Burada Θ notasyonu θ nin bilinmeyen değerIenin bir rassal değişken olarak kabul edildiği gereceğini vurgulamak için kullanılmaktadır. İki tip aralık için tanımlamalar şöyle karşılaştırılabilirler:
Suna dikkati çekilmelidir ki güven aralığı ve inanılır aralıkların karşılaştırılmalarının ele alındığı birçok kaynakta "sıkıntı veren parametreleri (nuisance parameters)" hakkında hiçbir bilgi verilmemektedir; ama bu parametrelerin ele alınması iki yöntemde değişiktir ve değişik yaklaşım gösterilmesini gerektirmektedir
Bazı standart hallerde, "güven aralığı" ve "inanılabilir aralık" yaklaşımları kullanılarak ortaya çıkartılan aralıklar tıpatıp ayni değerlerde olabilirler. Fakat eğer Baye-tipi analiz için kullanılan onsel bilgi cok guclu veya orta güçlü ise bu iki yaklaşıma göre çıkartılan iki aralık değişik değerlerde olacaktır.
Arzu edilir nitelikleri
Standart istatistiksel yordamlar kullanılmakta iken çok kere güven aralıkları kurmak için özel standart yordamlar kullanılır. Bu yordamlar, eğer yordamın temelinde olan varsayımlara gerçekte de doğru olduğu bilinirse, arzu edilen önceden belirlenmiş bazı nitelikleri karşılamak üzere tasarlanmıştır. Bu arzu edilen nitelikler şunlardır: geçerlilik, optimallik ve değişmezlik. Bunlar arasında en önemlisi geçerlilik olup bunu yakından optimallik takip etmektedir. Değişmezlik genellikle aralığı kurmak için bir kural olmayıp daha çok bir güven aralığını teorik bakımdan ortaya çıkartmak için yöntemin bir niteliğidir. Bu arzu edilen nitelikler standart olmayan güven aralıkları için de aynen geçerlidir.
Pratik bir örnek
Bir firma ürettiği margarini paketlemek için margarini küçük plastik kaplara dolduran bir makine kullanmaktadır. Bu makine her bir plastik kaba 250g margarin doldurmak üzere ayarlanmıştır. Ancak gerçekte doldurulan her bir kabın muhteviyatı tıpatıp 250g olmayıp bu miktardan ufak farklar göstermektedir. Gerçek muhteviyat bu nedenle rassal değişken X olarak alınabilir. Makinanın ayarının istenilir şekilde olması için muhteviyat rassal değişkeni X, 250g ortalama etrafında ve 2,5g. standart sapma gösteren bir normal dağılıma uyması uygun olduğu kabul edilsin. Bu makinanın ayarının istenilene uygun olup olmadığını belirlemek için gerçekte üretilen dolu plastik kaplardan rastgele bir örneklem alınmıştır ve bunların muhteviyatı ölçülmüştür. Bu rastgele örneklem büyüklüğü n = 25 olsun. Rassal değişken X için bu örneklem değerleri X1, ..., X25 olur.
Bu 25 kaptan oluşan örneklem için gerçek muhteviyat ağırlıkları x1, ..., x25 olarak ifade edilir ve bunların ortalaması (yani örneklem ortalaması) şöyle bulunur:
Bulunan 250,2 örneklem ortalaması anakütle ortalaması μ için bir nokta kestirimi olarak kabul edilebilir. Fakat bilinmektedir ki başka birkaç 25 büyüklükte rastgele örneklem seçilirse örneklem ortalamalar (diyelim) 250,4 veya 251,1 olabilir ama bu örneklem ortalamasının 280 gm olmasının olasılığı çok küçüktür. Gerçekte gözlemlenen kestirim değeri olan 250,2 gm etrafında bir aralık bulunduğu ve eğer gerçek anakütle ortalaması bu aralık içine düşerse, gözlemlenen verinin ender bir şekilde istenilenden değişik olmayacağı kabul edilebilir. Bu türlü aralığa μ parametresi için "güven aralığı" adı verilir. Bu aralığı nasıl hesaplayabiliriz? Aralığın alt ve üst uç noktaları bulmak için elimizde bulunan örneklem verilerini kullanabilir. Böylece aralık uç noktaları bir "istatistik" olurlar; ve X1, ..., X25 örnekleminin fonksiyonu olurlar ve bunlar da rassal değişkenler olurlar.
Elimizdeki problemde anakütle ağırlıkları normal dağılım gösterdiği için örneklem ortalaması \bar Xda normal dağılım gösterir ve bu örneklem ortalaması normal dağılımı için beklenen değer μ ve standart hatası σ/√n = 0.5 (gram) olur. Böylece örneklem ortalama değerini standardize edebilip z-değerini şöyle bulabiliriz:
Bu ifade içinde kestirimi yapılmak istenen μ parametresine bağlıdır ama bu standart normal dağılım μ parametresine bağımlı değildir. Bu nedenle μ değerinden bağımsız olan ve Z değişkeninin, ne kadar güvenimiz olmasını istediğimizi bildirip ölçen 1 − α, olasılığı ile arasında bulunduğu −z ve z sayılarını bulmak mümkündür. Bu hal için 1 − α = 0.95 olmasını kabul edelim yani
Şu yığmalı dağılım fonksiyonu bulunur
kullanarak z sayısı şöyle bulunur:
Bu sonuç şöyle yorumlanabilir: 0,95 olasılık ile μ parametresinin
ve
stokastık uç noktaları arasında olduğuna dair bir güven aralığı bulunmaktadır.
Bu yorumda şuna dikkati çekmek gerekir: Burada μ parametresinin hesaplanan aralığın içine düşmesinin olasılığı 0,95 olduğu ifade edilmemektedir. Elde edilen güven aralığı şöyle açıklanmaktadır. Her zaman yeni ölçüler alınması tekrarlanınca yeni bir örneklem için ortalama \bar X değeri bulunur ve yeni bir güven aralık üç değerleri elde edilebilir. Bu tekrarlama ile elde edilen aralıkların %95ı anakütle μ değerini içinde bulunduracak ve %5 μ değerini ihtiva etmeyecektir.
Buna göre güven aralıkları ortaya çıkartılan -z ve z değerleri formülüne konularak elde edilir. Bundan dolayısı margarın kabı doldurma makinası için anakütle ortalama muhteviyat ağırlığı için %95 güven aralığı şöyle elde edilir:
Parametre μ için istenilen 250gm değeri hesaplanan güven aralığı içinde bulunduğu için, makinenin ayarının bozuk olduğuna inanmaya neden bulunmamaktadır.
Hesaplanan aralık için, μ değeri içinde bulunsa da bulunmasa da, sabit alt ve üst üç değerleri bulunmaktadır. Böylece μnin güven aralığı içinde bulunma olasılığı ya (aralık içinde ise) 1 olur ya da (aralık dışında ise) 0 olur. Bu nedenle güven aralığı kavramı için "parametre μ değerinin güven aralığı içinde bulunma olasılığı (1 − α) olur", şeklinde açıklama yapmak hatalıdır. Yani güven aralığı ve ilişkili güven düzeyi olasılık değerleri değildirler. Güven aralığı tekrar edilen örneklem alınmaları ve her bir örneklem için güven aralıkları hesaplanması halinde bu aralıkların %100(1 − α) oranının parametre μ değerini ihtiva edeceğini bildirmektedir. Bu halde hesaplanan aralıkların %100α oranı parametreyi ihtiva etmeyecektir. Ne yazıktır ki elde edilen örneklemlerin hangisinin güven aralığının parametreyi ihtiva edeceğini bilmemize ve kestirebilmemize imkân yoktur. Bunun için güven aralığı açıklaması "%100(1 − α) güven düzeyi ile μ değeri güven aralığı içinde bulunacaktır" şeklinde yapılmaktadır.
Kenarda verilen gösterim bir simülasyon sonucu vermektedir ve 50 simülasyon gerçekleşmesi için hesaplanıp elde edilen 50 güven aralığının verilen bir düzey doğru olarak verilen μ anakütle ortalama değerini ihtiva edip etmediğini göstermektedir. Eğer rastgele tek bir simülasyon gerçekleşmesi seçersek parametreyi ihtiva edecek bir aralığı seçmemizin olasılığı %95'tir; ancak kader kısmet olarak parametreyi ihtiva etmeyen bir gerçekleşmeyi seçme de mümkündür. Bunun hangisinin gerçeğe çıkacağını bilmemizin imkâni ihtimali yoktur; elimizde bildiğimiz sadece bir güven aralığı vardır!!
Kavramsal örnek
İstatistiksel anakütle parametreleri ortalaması μ ve varyansi σ2 olan normal dağılımlı bir anakütleden gelen n büyüklüğünde bir rastgele örnekleme seçelim ve her biri diğerinden Bağımsız olan örneklem değerlerinin X1, ..., Xn olarak bulunduğunu kabul edelim.
Bu elde edilen veri değerlerinden "örneklem ortalaması" ve "örneklem varyansı" şöyle bulunur:
O zaman
ifadesi "serbestlik derecesi" n − 1 olan belirli bir Student'in t dağılımı gösterir. Bu ifadede dikkat edilecek nokta T dağılımı ifadesinin gözlemlenemez μ ve σ2; değişkenlerini içinde bulundurmamasıdır.
μ için %90 bir güven aralığı hesaplamak istediğimizi kabul edelim. Bu dağılımın %95 yüzdebirliği c ile ifade edilirse
olur. T nin −c altında bulunması için olasılık %5dir ve +c üstünde olması da %5dır. Böylece T nin −c ve +c sınırları arasına düşme olasılığı %90'dır.
Böylece
olur ve μ için bir teorik (stokastık) %90 güven aralığı elde edilmiş olur.
Örneklemi gözümledikten sonra : için ve S için s değerleri hesaplanabilir. Bunlardan şu güven aralığı hesaplanır:
ve bu sabit üç noktaları olan bir aralıktır. μ bu güven aralığı içindedir veya içinde değildir ve bu aralığın μ parametresini içine alma olasılık değeri hakkında daha başka hiçbir şey söyleme imkânımız bulunmamaktadır.
Ortalama için yaklaşık güven aralığı
Anakütle için rassal değişken olan sayılar bir normal dağılım göstermiyorlarsa da bir anakütle ortalaması için yaklaşık güven aralığı kurmak merkezsel limit teoremi kullanarak mümkün olabilir. Bu yaklaşık sonuca varmak için kullanılan örneklem büyüklüğü'nün hacminin büyük olması gerekmektedir.
Bu yaklaşık güven aralığı elde etmek için kullanılan formüller gerçekte normal dağılım gösteren anakütleden alınan örneklem verileri için kullanılan formüller ile aynıdır ve çıkartılan yaklaşık güven aralığının yorumlanıp açıklanması aynı şekilde yapılır. Bulunan yaklaşık güven aralığı, eğer anakütle dağılımı hemen hemen normal dağılıma yakın şekilde ise yahut yığmalı dağılım fonksiyonu hiç kesiklikler göstermiyorsa veyahut dağılımın çarpıklıgı pek az ise nispeten küçük sayıda örneklem veri seti elde edilerek uygulanıp kullanılması tavsiye edilmektedir.
Hipotez sınamasına ilişkisi
Güven aralığı kavramı ve istatistiksel hipotez sınaması kavramının dayandıkları temel varsayımlara ve elde edilen sonuçlara değişiktir. Bu nedenle bu iki çıkartımsal istatistik yöntemlerinin kavramsal olarak ayrı tutulmaları gerekmektedir.
Ancak bu iki değişik yöntem birbirleriyle bazı anlamda bağlantı göstermekte ve bir sınıra kadar birbirini tamamlayıcı görünmektedir. Her türlü güven aralığı böyle kurulmamakla beraber, genellikle bir %100(1−α) güven aralığı için kurma yordamı, θ=θ<şub>0</şub> hipotezinin sınanması sırasında bütün %100α anlamlılık seviyesinde ret edilmeyen θ<şub>0</şub> değerlerinden oluşur. Bu türlü yaklaşım her zaman geçerli olmayabilir; çünkü bu pratikte her zaman uygun bir hipotez sınanmasının elimizde bulunacağını önceden varsaymaktadır. Ama böyle bir hipotez sınanması mevcutsa, bu sınanma için yapılması gereken varsayımların da güven aralığı için de aynen geçerli olması olması gereklidir.
Bir güven aralığının içinde bulunan parametre değerlerinin bir hipotez sınaması ile ret edilmeyen değerlerle genel olarak eşdeğerli olduğunu kabul etmek elverişli bir yaklaşım olabilir; ama bu türlü varsayımı yapmak çok tehlikelidir. Birçok hallerde elde edilen güven aralıkları tam teoriye uyan değerler değil yaklaşık ve ancak genellikle uygun olan değerlerden oluşur ve çok kere "artı veya eksi stardart hatanın bir veya iki misli" şeklinde yaklaşık genellemelerden başka bir şey değildirler; bu genellemelerin güya ilişkili olduğu kabul edilen hipotez sınamalarına nesil bir etki yapacağı ve bu etkinin miktarı ve yönü bilinmemektedir.
Anlamı ve açıklaması
Olasılığın çokluluk temeline bağlı olduğu teorisini kabul edenler için güven aralığı çeşitli değişik şekillerde yorumlamak mümkündür:
" . Bu gerçekten bir güven aralığının kurulmasında kullanılacak özel bir yordamı anlatmaktadır.
Yukarıda verilen açıklamalarını bir ortak yanı şudur: Eğer parametrenin doğru değeri hesaplandıktan sonar %90 güven aralığı dışında kalmaktaysa, o zaman şansa dayalı olarak %10 (veya daha az) olasılığı olan bir olay ortaya çıkmıştır.
Alternatifler ve tenkitler
Güven aralığı aralık kestirimi içinde bir yöntemdir ve "çokluluklu" olasılığı temel alan istatistik pratikte popüler olarak kullanıldığı için en çok kullanılan aralık kestirmi yöntemidir. Bu yöntemin amacı anakütle parametresinin kestirmidir. Çokluluk olasılık temeline bağlı istatistik yöntemlerinde parametre kestirimi yapılacağına gelecekte ortaya çıkabilecek örneklemlerin sonucunun kestirmi de yapılma hedef alınabilir ve o zaman kestirim aralağı kurmak gerekir. Eğer olasılık temelinde Bayes tıpı istatistik olduğu kabul edilirse aralık kestirimi için inanılır aralık kullanılır.
Bu yöntemlerin hangisi kullanılırsa en kullanışlı sonuçların ortay çıkacağı çok tartışmalıdır. Bu üç değişik aralık kestiriminin matematik temelleri üzerinde tartışma bulunmaz ve her ucu de geçerli matematik kullanılarak ortaya çıkartılmıştır ve eğer matematik doğru kullanılmakta ise aynı veri setinden üç değişik matematiksel aralık bulmak mümkündür, Tartışma olasılık kavramının temelinin ne olduğuna dairdir ve daha çok felsefi anlaşmazlıklara dayanır.
Bayes tıpı olasılık temeli felsefesine dayanan istatistikçiler, bir aralık kestirimi ortaya çıkarılınca, bu güven aralığını kestirim aralığı inançlılar gibi "ben bundan sonraki örneklemdem çıkarılam ortalama kestirimim (diyelim) %90 olasılıkla bu aralık içine düşeceğini tahmin ediyorum" demeyip "parametrenin gerçekte bu aralığa düşmesi için benim bilgi "inanç" düzeyim %90'dır" derler. Güven aralıkları temellerinde olasılıktan çıkartıldığı için normal olasılık yasalarına uymaları gerekir. Eğer birkaç, her biri bağımsızlık varsayıma uyarak hesaplanmış, değişik istatistik ve her birine ait güven aralığı verilirse ya bu bağımsızlık varsayımına uymak gerekir; uyulma kabul edilmezse yapılan hesaplar geçersiz hale gelir. Eğer bir örneklem için birkaç değişik güven aralığı hesaplanmış olup da bunlarda en dar olanını kabul etmek istenirse, bu geçerli bir tutum değildir çünkü bu seçim yapılması halinde yapılan hesaplar geçerli güven aralıkları vermez. Bu seçimi yapmak olasılığı değiştirir ve gerçek aralığı genişletir ve bunun ne kadar olacağını tahmin etmek imkânsızdır.
Bu problem eğer güven aralığı seçmek hipotez sınaması analizi içinde kullanılırsa özellikle önem kazanır. Onun için, bazılarına göre güven aralıklarının hipotez sınaması için kullanılması uygun görülür şeklinde ifadeler bulunmakla beraber, bu açıklama hipotez sınaması için değişik bir yöntem ve değişik bir yorum kullanılması gerektiğine işaret eder.
Yetkiner
Yetkiner şu anlamlara gelebilir:
2011 Avrupa Basketbol Şampiyonası F Grubu
F grubunun ilk tur karşılaşmaları 8 Eylül - 12 Eylül 2011 tarihleri arasında gerçekleşecek. Gruptaki tüm karşılaşmalar Litvanya'nın Vilnius şehrindeki Siemens Arena kapalı spor salonunda oynayacak. Grup, C ve D grubunda ilk üçe giren takımlardan oluşacak. Tur sonunda grupta ilk dörde giren takım çeyrek finalde oynamaya hak kazanacak.
Wasatch County
Wasatch ilçesi veya Wasatch County, Amerika Birleşik Devletleri'nin Utah eyaletinde yer alan bir ilçedir. İlçenin nüfusu 2010 sayımına göre 23.530'dur. İlçenin merkezi ve en büyük şehri Heber City'dir.
2009-10 Bayanlar 2. Ligi
'''2009-10 Bayanlar 2. Ligi''', Kadınlar 2. Ligi'nin ikinci sezonudur.
Puan cetveli
(*) Zeytinburnuspor 3 puan silme cezası aldı.
İnsan Avcısı
İnsan Avcısı senaryo yazarlığını ve yönetmeliğini Duygu Sağıroğlu'ın yaptığı 1975 yapımı Türk sinema filmi.
Konusu
Film, Metin’in Türkiye’ye yapılan uluslararası bir komployu çökertişini anlatır. Büyük Yunanistan planları yapan komite, Türkiye aleyhinde kamuoyu yaratmak için çalışmaktadır. Hazırladıkları uyuşturucu kaçakçılıklarıyla Türkiye’ye ambargo kararı çıkarttırmayı planlarlar. Bunun için adamları Bill ve Toma’yı içeriden hareket etmeleri için narkotik şubeye yerleştirirler. Aynı şubede başarılı bir polis olan Metin, Bill ve Toma’nın gelmelerine şüpheyle yaklaşır. Grev yapan işçilere yapılan suikastla komitenin planını deşifre eden Metin ve Mehmet ortadan kaldırılmak istenir. Metin kurtulurken Mehmet ve ailesi öldürülür. Bunun üzerine Metin polislikten istifa edip kendi adaletinin peşine düşer.
Stoch
Stoch şu anlamlara gelebilir:
Gözkaya, Kilis
Tarihçe
Köyün adı 1865 yılı kayıtlarında Gülgüman, 1928 yılından itibaren Gözyaka olarak geçmektedir.
Coğrafya
Köy Kilis il merkezine 40 km uzaklıktadır.
Niterói
Niterói, Brezilya'nın "Güneydoğu" Bölgesinde Rio de Janeiro eyaletinde yer alan bir şehirdir.
Kent, Brezilya'nın São Paulo'dan sonra ülkenin ikinci büyük şehri olan Rio de Janeiro'ya 13 km uzaklıkta olup iki şehir birbirine Rio-Niterói köprüsü ve feribot seferleriyle bağlanmaktadır.
Haziran 2011 tarihli "Getulio Vargas Vakfı" araştırmaları sonuçlarına göre Niteroi Brezilya'da en zenginlerin yaşadığı bir şehirdir. Yapılan araştırmada en yüksek gelirliler A, B... olarak sınıflandırılmışlar ve Niteroi nüfusunun %55.7'sinin A sınıfı gelirlilerden ve nüfusun %85.9'unun ise A ve B sınıfı gelirlilerden oluştuğu tespit edilmiştir. BM tarafından 5600 Brezilya şehri arasında yapılan "İnsani Gelişme Endeksi" araştırmasına göre Niteroi Rio Janeiro eyaletinde en yüksek sırayı almakta ve Brezilye'nin tümünde en yüksek endeks değeri olanlardan biri olmaktadır.