Poszukiwania łamania CP w wielociałowych rozpadach mezonów D A.Ukleja Charm mixing and CPV at LHCb25/07/20141 PLB 728 (2014) 585 f 0 (980)  f 2 (1270)/f.

Slides:



Advertisements
Podobne prezentacje
Rangowy test zgodności rozkładów
Advertisements

Statystyka Wojciech Jawień
Wykład 9 Analiza wariancji (ANOVA)
Badanie łamania symetrii T w rozpadzie B→Kφφ w eksperymencie LHCb
MIĘDZYNARODOWE UNORMOWANIA WYRAŻANIA NIEPEWNOŚCI POMIAROWYCH
Strzałka czasu w rozpadach kwarków i antykwarków
BUDOWA MODELU EKONOMETRYCZNEGO
Badania operacyjne. Wykład 1
Estymacja przedziałowa
Dlaczego badamy mezony η i η? Joanna Stepaniak Warszawa,
Task HEP Aplikacja – Procedura do poszukiwania obszarów niezgodności danych z oczekiwanym tłem i wyznaczania ich statystycznej znaczoności. Opiera się
Silnie oddziałujące układy nukleonów
Jeszcze o precyzyjnych testach Modelu Standardowego. Plan: wstęp jak dobrze SM zgadza się z doświadczeniem? najnowszy pomiar masy kwarka t świat w zmiennych.
Nowe wyniki w fizyce zapachu
FABRYKI B DZIŚ I JUTRO FABRYKI B DZIŚ I JUTRO Maria Różańska – IFJ PAN 10 listopada 2006.
Statystyka w doświadczalnictwie
hasło: student Joanna Rutkowska Aneta Arct
Jakość sieci geodezyjnych. Pomiary wykonane z największą starannością, nie dostarczają nam prawdziwej wartości mierzonej wielkości, lecz są zwykle obarczone.
Niepewności przypadkowe
Wykład 6 Standardowy błąd średniej a odchylenie standardowe z próby
Wykład 4 Rozkład próbkowy dla średniej z rozkładu normalnego
3 zapachy: (e -, e ), (, ),(, ). W SM masy zapachy i całkowita L = L l się zachowują.
Symetria CP Symetria CP – przypomnienie z wykładu 5
Elementy Rachunku Prawdopodobieństwa c.d.
Podstawy fotoniki wykład 6.
Korelacje elektronowe w rozszerzonym modelu Hubbarda w granicy wąskiego pasma   Grzegorz Pawłowski   Instytut Fizyki, Uniwersytet im. A. Mickiewicza.
Rozkład normalny Cecha posiada rozkład normalny jeśli na jej wielkość ma wpływ wiele niezależnych czynników, a wpływ każdego z nich nie jest zbyt duży.
Temat: Dwoista korpuskularno-falowa natura cząstek materii –cd.
Badanie rozpadów mezonu  w eksperymencie WASA
Marcin Berłowski, Zakład Fizyki Wielkich Energii IPJ
Co to są rozkłady normalne?
Co to są rozkłady normalne?
Jednoczynnikowa analiza wariancji (ANOVA)
Nowości w fizyce zapachu
Rozkład t.
Testy nieparametryczne
Elementy Rachunku Prawdopodobieństwa i Statystyki
Elementy Rachunku Prawdopodobieństwa i Statystyki
Testy nieparametryczne
Elementy Rachunku Prawdopodobieństwa i Statystyki
W jaki sposób użytkownik komunikuje się z komputerem?
Błędy i niepewności pomiarowe II
Planowanie badań i analiza wyników
Testy statystycznej istotności
Seminarium licencjackie Beata Kapuścińska
Testowanie hipotez statystycznych
MS-Excel – formuły i funkcje
Dopasowanie rozkładów
Prawdopodobieństwo termodynamiczne - liczba permutacji zbioru o N elementach, który podzielono na k podzbiorów n1, n2,..., nk złożonych z elementów nierozróżnialnych.
Metody matematyczne w inżynierii chemicznej Wykład 3. Całkowanie numeryczne.
PHP Operacje na ciągach znaków Damian Urbańczyk. Zabezpieczanie tekstów Pewne dane muszą być przechowywane w taki sposób, aby nie mogły się do nich dostać.
Metody matematyczne w inżynierii chemicznej
- modele dla jedno- i dwufazowych materiałów
Rozkład wariancji z próby (rozkład  2 ) Pobieramy próbę x 1,x 2,...,x n z rozkładu normalnego o a=0 i  =1. Dystrybuanta rozkładu zmiennej x 2 =x 1 2.
Cząstki elementarne..
Średnia energia Średnia wartość dowolnej wielkości A wyraża się W przypadku rozkładu kanonicznego, szczególnie zwartą postać ma wzór na średnią wartość.
Zbiory fraktalne I Ruchy browna.
Statystyczna Analiza Danych SAD2 Wykład 4 i 5. Test dla proporcji (wskaźnika struktury) 2.
Statystyczna analiza danych SAD2 Wykład 5. Testy o różnicy wartości średnich dwóch rozkładów normalnych (znane wariancje) Statystyczna analiza danych.
Testy nieparametryczne – testy zgodności. Nieparametryczne testy istotności dzielimy na trzy zasadnicze grupy: testy zgodności, testy niezależności oraz.
Rozkłady statystyk z próby dr Marta Marszałek Zakład Statystyki Stosowanej Instytut Statystyki i Demografii Kolegium.
STATYSTYKA – kurs podstawowy wykład 11
Niepewności pomiarów. Błąd pomiaru - różnica między wynikiem pomiaru a wartością mierzonej wielkości fizycznej. Bywa też nazywany błędem bezwzględnym.
Wstęp do regresji logistycznej
Model Poissona w ujęciu bayesowskim
Fizyka neutrin – wykład 11
Statystyka matematyczna
Operacje na ciągach znaków
Test t-studenta dla pojedynczej próby
Zapis prezentacji:

Poszukiwania łamania CP w wielociałowych rozpadach mezonów D A.Ukleja Charm mixing and CPV at LHCb25/07/20141 PLB 728 (2014) 585 f 0 (980)  f 2 (1270)/f 0 (1370) D + →  -  +  + fazy słabefazy silne Produkty rozpadów tworzą wiele stanów rezonansowych widocznych na rozkładzie Dalitza ⇒ silna faza zmienia się od regionu do regionu Asymetria ładunkowa może być mierzona lokalnie w regionach rozkładu Dalitza Nie ma jednoznacznych wskazówek gdzie łamanie CP może się pojawić W celu poszukiwania asymetrii porównujemy lokalnie rozkłady Dalitza dla D + i D - (używamy metod niezależnych od modelu) Dotychczas w doświadczeniach nie zaobserwowano łamania CP w rozpadach cząstek powabnych. Jest to dobry obszar także do poszukiwań fizyki spoza Modelu Standardowego (MS), ze względu na małe tło MS.

Metoda najbliższych sąsiadów A.Ukleja Charm mixing and CPV at LHCb25/07/20142 x y D-D- D+D+ dany przypadek n k =10 Niezależna od podziału na przedziały metoda kNN (k-nearest neighbour) W celu porównania D + i D - definiujemy test statystyczny T który opiera się na zliczaniu cząstek tego samego znaku dla każdej cząstki (D + i D - ) definiujemy zadaną liczbę najbliższych sąsiadów, dla których zliczamy ile jest cząstek tego samego typu:  I(i,k) = 1 jeśli ten sam znak (D + D +, D - D - )  I(i,k) = 0 jeśli znak przeciwny (D + D  ) T jest średnią liczby cząstek tego samego znaku w zmieszanej próbce cząstek i antycząstek Zmierzoną wartość testu statystycznego porównujemy z wartością oczekiwaną i wyznaczamy wartość prawdopodobieństwa zgodności PLB 728 (2014) 585

Poszukiwania łamania CP w rozpadach D + →  -  +  + A.Ukleja Charm mixing and CPV at LHCb25/07/20143 LHCb 2011, 1/fb ~3.1M D + →  -  +  + PLB 728 (2014) 585 W celu zwiększania czułości metody dzielimy dostępną przestrzeń na regiony: 7 i 3 regiony zdefiniowane dookoła rezonansów n k = 20 Mierzone wartości prawdopodobieństwa są większe niż 30%, nie ma wskazania łamania CP w rozpadach D + ➝  -  +  + Praca Grupy Warszawskiej (wynik opublikowany) Metoda niezależna od podziału na przedziały została po raz pierwszy użyta na danych LHCb

Poszukiwania łamania CP w wielociałowych rozpadach mezonów D A.Ukleja Charm mixing and CPV at LHCb25/07/20144 Metoda kNN jest stosowana także dla czterociałowych rozpadów D: D 0 →  +  -  +  -, D 0 → K + K -  +  - Przestrzeń fazowa jest tutaj pięciowymiarowa: Monte Carlo dla D 0 →  +  -  +  -, 1400k przypadków Dostępną przestrzeń fazową dzielimy na 6 regionów zdefiniowanych dookoła rezonansów, aby zwiększyć czułość metody

Monte Carlo dla D 0 →  +  -  +  -, 1400k przypadków A.Ukleja Charm mixing and CPV at LHCb25/07/20145 Metoda kNN jest czuła na modelową asymetrię już 2% różnicy w amplitudzie między cząstkami i antycząstkami dla statystyki 1400k Wstępna rekonstrukcja liczb przypadków dla 3/fb ( ): dla D 0 →  +  -  +  - ~2030k (570k+1460k) dla D 0 → K + K -  +  - ~350k (100k+250k) n k = 50

Monte Carlo dla D 0 →  +  -  +  -, 350k przypadków A.Ukleja Charm mixing and CPV at LHCb25/07/20146 Asymetria włożona w rezonansie K* jako 60% różnicy w amplitudach między cząstkami i antycząstkami Asymetria zmienia znak wokół rezonansu K* Trzeba rozsądnie dzielić przestrzeń fazową na regiony, gdyż asymetria może się wyzerować, gdy będziemy całkować po całym obszarze lub źle dobierzemy regiony Porównanie cząstek a antycząstkami Statystyka porównywalna do danych