Биномиальное распределение

Материал из MachineLearning.

Перейти к: навигация, поиск

--Vitsemgol 11:09, 6 декабря 2012 (MSK)

Биномиальное распределение
Функция вероятности
Функция распределения
Параметры n \geq 0 — число «испытаний»
0\leq p \leq 1 — вероятность «успеха»
Носитель k \in \{0,\ldots,n\}\!
Функция вероятности {n \choose k}\,p^k q^{n-k} \!
Функция распределения I_{1-p}(n-\lfloor k\rfloor, 1+\lfloor k\rfloor) \!
Математическое ожидание np\!
Медиана одно из \{[np]-1, [np], [np]+1\}
Мода \lfloor (n+1)\,p\rfloor\!
Дисперсия npq\!
Коэффициент асимметрии \frac{1-2p}{\sqrt{npq}}\!
Коэффициент эксцесса \frac{1-6pq}{npq}\!
Информационная энтропия \frac12 \log_2 \big( 2\pi e\, np(1-p) \big) + O \left( \frac{1}{n} \right)
Производящая функция моментов (q + pe^t)^n \!
Характеристическая функция (q + pe^{it})^n \!


Содержание

Традиционная интерпретация 20-го века

Определение

Биномиальное распределение — дискретное распределение вероятностей случайной величины X, принимающей целочисленные значения k=0,1,\ldots,n с вероятностями:

P(X=k)={n \choose k}p^k(1-p)^{n-k}.

Данное распределение характеризуется двумя параметрами: целым числом n>0, называемым числом испытаний, и вещественным числом p, 0\le p\le 1, называемом вероятностью успеха в одном испытании. Биномиальное распределение — одно из основных распределений вероятностей, связанных с последовательностью независимых испытаний. Если проводится серия из n независимых испытаний, в каждом из которых может произойти "успех" с вероятностью p, то случайная величина, равная числу успехов во всей серии, имеет указанное распределение. Эта величина также может быть представлена в виде суммы X=X_1+\cdots+X_n независимых слагаемых, имеющих распределение Бернулли.

Основные свойства

Характеристическая функция: \phi(t)=(1+p(e^{it}-1))^n.

Моменты:

  • Математическое ожидание: MX=np.
  • Дисперсия: DX=np(1-p).
  • Асимметрия: \gamma_1=\frac{1-2p}{\sqrt{np(1-p)}}; при p=0.5 распределение симметрично относительно центра n/2.

Асимптотические приближения при больших n

Если значения n велики, то непосредственное вычисление вероятностей событий, связанных с данной случайной величиной, технически затруднительно. В этих случаях можно использовать приближения биномиального распределения распределением Пуассона и нормальным (приближение Муавра-Лапласа).

Приближение Пуассона

Приближение распределением Пуассона применяется в ситуациях, когда значения n большие, а значения p близки к нулю. При этом биномиальное распределение аппроксимируется распределением Пуассона с параметром \lambda=np.

Строгая формулировка: если n\to\infty и p\to 0 таким образом, что np\to\lambda, то

P(X=k)\to\frac{\lambda^k}{k!}e^{-\lambda},\quad k=0, 1, 2, \ldots

Более того, справедлива следующая оценка. Пусть Y — случайная величина, имеющая распределение Пуассона с параметром \lambda=np. Тогда для произвольного множества B\subset\{0,1,2,\ldots\} справедливо неравенство:

|P(X\in B) - P(Y\in B)|\le 2np^2.

Доказательство и обзор более точных результатов, касающихся точности данного приближения, можно найти в [1, гл. III, §12].

Нормальное приближение

Приближение нормальным распределением используется в ситуациях, когда n\to\infty, а p фиксировано. Это приближение можно рассматривать как частный случай центральной предельной теоремы, применение которой основано на представлении X в виде суммы n слагаемых. Приближение основано на том, что при указанных условиях распределение нормированной величины

X'=\frac{X-MX}{\sqrt{DX}}=\frac{X-np}{\sqrt{npq}, где q=1-p,

близко к стандартному нормальному.

Локальная теорема Муавра-Лапласа

Данная теорема используется для приближенного вычисления вероятностей отдельных значений биномиального распределения. Она утверждает [1, гл. I, §6], что равномерно по всем значениям k, таким что |k-np|=o(npq)^{2/3}, имеет место

P(X=k)\sim\frac{1}{\sqrt{2\pi npq}}e^{-\frac{(k-np)^2}{2npq}}=\frac{1}{\sqrt{npq}}\varphi\left(\frac{k-np}{\sqrt{npq}}\right),

где \varphi — плотность стандартного нормального распределения.

Интегральная теорема Муавра-Лапласа

На практике необходимость оценки вероятностей отдельных значений, которую дает локальная теорема Муавра-Лапласа, возникает нечасто. Гораздо более важно оценивать вероятности событий, включающих в себя множество значений. Для этого используется интегральная теорема, которую можно сформулировать в следующем виде [1, гл. I, §6]:

\sup_{-\infty\le a<b\le\infty}\left|P\left(a<\frac{X-np}{\sqrt{npq}}\le b\right) - P(a<Z\le b)\right|\to 0 при n\to\infty,

где случайная величина Y имеет стандартное нормальное распределение \mathcal{N}(0,1), и аппроксимирующая вероятность определяется по формуле

P(a<Z\le b)=\Phi(b)-\Phi(a),

где \Phi(t) — функция распределения стандартного нормального закона: \Phi(t)=\frac{1}{\sqrt{2\pi}}\int_{-\infty}^t e^{-t^2/2}\,dt.

Есть ряд результатов, позволяющих оценить скорость сходимости. В [1, гл. I, §6] приводится следующий результат, являющийся частным случаем теоремы Берри-Эссеена:

\sup_{-\infty\le x\le\infty}|F_n(x)-\Phi(x)|\le\frac{p^2+q^2}{\sqrt{npq}},

где F_n(x) — функция распределения случайной величины X'=\frac{X-np}{\sqrt{npq}}. На практике решение о том, насколько следует доверять нормальному приближению, принимают исходя из величины npq. Чем она больше, тем меньше будет погрешность приближения.

Заметим, что асимптотический результат не изменится, если заменить строгие неравенства на нестрогие и наоборот. Предельная вероятность от такой замены также не поменяется, так как нормальное распределение абсолютно непрерывно и вероятность принять любое конкретное значение для него равна нулю. Однако исходная вероятность от такой замены может измениться, что вносит в формулу некоторую неоднозначность. Для больших значений n изменение будет невелико, однако для небольших n это может внести дополнительную погрешность.

Для устранения этой неоднозначности, а также повышения точности приближения рекомендуется задавать интересующие события в виде интервалов с полуцелыми границами. При этом приближение получается точнее. Это связано с тем интуитивно понятным соображением, что аппроксимация кусочно-постоянной функции (функции распределения биномиального закона) с помощью непрерывной функции дает более точные приближения между точками разрыва, чем в этих точках.

Пример

Пусть n=20, p=0.5. Оценим вероятность того, что число успехов будет отличаться от наиболее вероятного значения 10 не более чем на 3. Заметим, что значение npq=5 очень мало, поэтому применение нормального приближения здесь довольно ненадежно.

Точная вероятность рассматриваемого события равна

P(7\le X\le 13)\approx 0.8846.

Применим нормальное приближение с той расстановкой неравенств, которая дана выше (снизу строгое, сверху нестрогое):

P(7\le X\le 13)=P(6<X\le 13)=P\left(\frac{6-10}{\sqrt{5}}<\frac{X-np}{\sqrt{npq}}\le\frac{13-10}{\sqrt{5}}\right)=P\left(-\frac{4}{\sqrt{5}}<\frac{X-np}{\sqrt{npq}}\le\frac{3}{\sqrt{5}}\right)\approx P\left(-\frac{4}{\sqrt{5}}<Z\le\frac{3}{\sqrt{5}}\right)=\Phi\left(\frac{3}{\sqrt{5}}\right) - \Phi\left(-\frac{4}{\sqrt{5}}\right)\approx 0.8733.

Ошибка приближения равна 0.0113.

Теперь построим приближение, используя интервал с концами в полуцелых точках:

P(7\le X\le 13)=P(6.5<X< 13.5)=P\left(-\frac{3.5}{\sqrt{5}}<\frac{X-np}{\sqrt{npq}}\le\frac{3.5}{\sqrt{5}}\right)\approx P\left(-\frac{3.5}{\sqrt{5}}<Z\le\frac{3.5}{\sqrt{5}}\right)=\Phi\left(\frac{3.5}{\sqrt{5}}\right) - \Phi\left(-\frac{3.5}{\sqrt{5}}\right)\approx 0.8824.

Ошибка приближения равна 0.0022 — примерно в 5 раз меньше, чем в предыдущем подходе.

Литература

1. Ширяев А.Н. Вероятность. — М.: МЦНМО, 2004.


Ссылки

Настоящая интерпретация 21-го века

Биномиальное распределение традиционной интерпретации основано на трех ложных постулатах:

  • Биномиальное распределение — распределение одной случайной величины;
  • Биномиальное распределение появляется в последовательности независимых испытаний (экспериментов);
  • Математическое ожидание биномиального распределения равно np , где n - конечное число независимых испытаний с двумя взаимно исключающими исходами каждое: положительный исход 1 c вероятностью p и отрицательный исход 0 с вероятностью q=1-p.

Доказательство ложности постулатов [1], [1].

Теорема 1. Биномиальное распределение не является распределением одной случайной величины.

Доказательство.

Если энциклопедически известно [1], что биномиальное распределение является частным случаем традиционной интерпретации полиномиального распределения как совместного распределения вероятностей независимых X_1,\ldots, X _k случайных величин при сокращении в нём числа k случайных величин до двух, то подставляя условие k=2 в формулу традиционной интерпретации полиномиального распределения

P(X_1=n_1,\ldots,X_k=n_k)= \frac{n!}{n_1!\cdots n_k!}p_1^{n_1}\cdots p_k^{n_k},
2\le k \le n< \infty, \quad n_1+\ldots+n_k=n, \quad p_1+\ldots+p_k=1, \quad i=1,\ldots,k,

получим формулу биномиального распределения не одной случайной величины, а двух случайных величин

P(X_1=n_1, X_2=n_2)= \frac{n!}{n_1! n_2!} p_1^{n_1}p_2^{n_2},
2\le k \le n< \infty, \quad n_1+n_2=n, \quad p_1+p_2=1,

что и требовалось доказать.

Примечание.

Характер зависимости второй случайной величины от первой описан ниже.

Доказательство ложности второго и третьего постулатов.

Теорема 2. Биномиальное распределение не появляется в последовательности независимых испытаний (экспериментов) и его математическое ожидание не равно np .

Доказательство.

Допустим, что

np

математическое ожидание биномиального распределения, появляющегося в последовательности независимых испытаний (экспериментов). Тогда при выполнении условия

n>p^{-1}

математическое ожидание этого распределения будет больше единицы, что противоречит аксиоматике Колмогорова, согласно которой сумма всех вероятностей распределения, включая и его математическое ожидание, должна быть равной единице.

Теорема 2 доказана.

Биномиальная схема повторных циклов случайных зависимых экспериментов

Каждый цикл экспериментов осуществляют методом выбора без возвращения в дискретной временной последовательности

t_1, \quad t_2.

Каждая из случайных величин распределения

X_i=n_i \mid X_{i-1}=n_{i-1}

это n_i наступлений одного события

x_i, \quad i =1,2

в i - ый момент времени при условии, что в (i-1) - ый момент произошло n_{i-1} наступлений предшествующего события x_{i-1}, — распределения Бернулли с успехом, вероятности которых p_i нормированы

p_1+p_2=1

и неизменны во время проведения экспериментов.

Если в каждом цикле экспериментов вероятность наступления события x_i равна p_i, то биномиальная вероятность равна вероятности того, что при n экспериментах события x_1,\quad x_2 наступят n_1, \quad n_2 раз соответственно.

Случайная величина биномиального распределения

в соответствующей точке дискретной временной последовательности t_1, \quad t_2 имеет:

пространство элементарных событий

\Omega_i(t_i, X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})= [0\le n_i \le n-n_{i-1}],

вероятность

P(t_i, X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})={n-n_{i-1}\choose n_i}p_i^{n_i},

математическое ожидание

E(t_i, X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})=( n-n_{i-1})p_i

и дисперсию

D(t_i,X_i \mid t_{i-},X_{i-1})=( n -n_{i-1})p_iq_i, \quad q_i=1-p_i .

Пространство элементарных событий биномиального распределения есть сумма точечных пространств элементарных событий его случайных величин, образующих дискретную последовательность точек t_1,\quad t_2 цикла, а вероятность биномиального распределения — произведение вероятностей его случайных величин.

Технические задачи и технические результаты

Для получения биномиального распределения необходимо решить две технические задачи и получить технические результаты, относящиеся к математической физике [1], [1].

Первая и вторая технические задачи — соответственно получение вероятности и математического ожидания биномиального распределения.

Технические результаты — набор технических параметров, с одной стороны, минимально необходимый для описания биномиального распределения и его случайных величин, с другой стороны, позволяющий при необходимости расширить число параметров с целью получения дополнительных сведений о распределении, например, таких как корреляционная матрица, ковариационная матрица и другие.

Минимально необходимый набор параметров при решении первой технической задачи: пространство элементарных событий, вероятность, математическое ожидание и дисперсия каждой случайной величины распределения, дисперсия распределения и произведение математических ожиданий его случайных величин как исходное выражение для решения второй технической задачи.

При решении второй технической задачи минимально необходимый набор параметров аналогичен предыдущему набору. Исключен из-за ненадобности один параметр — произведение математических ожиданий случайных величин и дополнен двумя параметрами — максимальной вероятностью и максимальной дисперсией биномиального распределения.


Биномиальное распределение — совместное распределение двух случайных величин [1]

\prod_{i=1}^2P(t_i,X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})=\frac{n!}{n_1! n_2!}p_1^{n_1} p_2^{n_2},\qquad \frac{n!}{n_1!n_2!}={n\choose n_1,n_2}= {n \choose n_1}={n\choose n_2},
2\le k \le n <\infty, \qquad n_1+n _2=n, \qquad p_1+p_2=1,

определённых на точечных пространствах элементарных событий

\Omega_1, \quad \Omega _2

и принимающих в дискретные последовательные моменты времени

t_1,\quad t_2, \quad t_i<t_{i+1}

целые неотрицательные значения

n_1,\quad n_2,

взаимосвязанные условием

n_1 +n_2=n,

согласно которому

_2=n_2 \mid X_1=n_1

если в первый момент времени t_1 первая случайная величина X_1 приняла значение

n_1, \quad 0\le n_1\le n,

то во второй момент времени t_2 вторая случайная величина X _2 принимает значение

n _2, \quad 0\le n_2\le n- n_1.

Характер зависимости случайных величин в каждом цикле экспериментов:

  • только первая случайная величина является независимой, а вторая случайная величина зависима от первой;
  • если первая случайная величина в первый момент времени приняла своё максимально возможное значение, равное X_1=n, то вторая случайная величина во второй момент времени обязана принять своё минимальное (нулевое) значение X_2=n_2=0 в противном случае не будет выполнено условие суммирования числовых значений случайных величин распределения, согласно которому n_1+n _2=n;
  • если первая случайная величина в первый момент времени приняла своё минимальное (нулевое) значение X_1=n_1=0, то вторая случайная величина во второй момент времени обязана принять своё максимальное значение X_2=n_2=n в противном случае не будет выполнено условие n_1+n _2=n.

Характеристики случайных величин биномиального распределения:

пространство элементарных событий

\Omega_i(t_i,X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})=[0 \le n_i \le n-n_{i-1}],

вероятность

P(t_i, X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})={n-n_{i-1}\choose n_i}p_i^{n_i},

математическое ожидание

E(t_i,X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})=(n-n_{i-1})p_i,

дисперсия

D(t_i,X_i \mid t_{i-1},X_{i-1})=(n -n_{i-1})p_iq_i, \quad q_i=1-p_i,

производящая

A(s_i)=(1+p_is_i)^{n-n_{i-1}}

и характеристическая

f(t_i)=(1+p_ie^{jt_i})^{n-n_{i-1}}

функции.

Характеристики биномиального распределения:

пространство элементарных событий

\sum_{i=1}^2\Omega_i(t_i,X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1}),

расположенное в точках t_1, \quad t_2 временной последовательности,

вероятность

\prod_{i=1}^2P(t_i,X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})=\frac{n!}{n_1!n_2!}p_1^{n_1}p_2^{n_2},

дисперсия

\sum_{i=1}^2D(t_i,X_i \mid t_{i-1},X_{i-1})=\sum_{i=1}^2(n-n_{i-1})p_iq_i,

ковариационная матрица B=\| b_{ij} \|, где

b_{ij} = \begin{cases} (n-n_{i-1})p_iq_i, & i=j,\\ 0, & i \not= j,\end{cases},

корреляционная матрица P = \| \rho_{ij} \|, где

\rho _{ij} = \begin{cases} 1, & i=j,\\0, & i \not= j,\end{cases}

\chi^2 - квадрат критерий для полиномиально распределенных случайных величин

\chi^2=\sum_{i=1}^2 [X_i-(n -n_{i-1})p_i^{(0)}]^2/(n -n_{i-1})p_i^{(0)}=
=-n+\sum_{i=1}^2X_i^2 /(n-n_{i-1})p_i^{(0)}.

Урновая модель биномиального распределения содержит одну исходную урну и две приёмные урны. В начальный момент времени исходная урна содержит n - множество различимых неупорядоченных элементов, а приёмные урны пусты. Объем каждой из них не менее объёма исходной урны. Нумерация приёмных урн соответствует нумерации случайных величин биномиального распределения.

Первая выборка

n_1,\quad 0\le n_1\le n

в первый момент времени направляется в первую приёмную урну с вероятностью p_1 каждого элемента.

Во второй момент времени все оставшиеся n-n_1 элементы исходной урны, образующие вторую выборку

n_2,\quad 0\le n-n_1\le n,

направляются во вторую приёмную урну с вероятностью p_2 каждого элемента.

В результате исходная урна пуста, а все её элементы размещены в приёмных урнах.

После обработки результатов разбиения множества на подмножества элементы возвращают на прежнее место, и урновая модель готова к проведению очередного цикла зависимых экспериментов.

Произведение вероятностей попадания n_1, \quad n_2 элементов в две приёмные урны есть биномиальное распределение .

Математическое ожидание биномиального распределения

получают одним из двух способов: как максимум произведения математических ожиданий его случайных величин, или как максимум вероятности распределения.

Необходимые

k=n, \qquad n_i=1, \qquad 0<p_i<1

и достаточные

p_1=p_2=2^{-1}

условия получения математического ожидания биномиального распределения.

Математическое ожидание

\left(\prod_{i=1}^2E(t_i,X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})\right)_{max}=\left(\prod_{i=1}^2(n-n_{i-1})p_i\right)_{max}=\frac{n!}{n^n}=\frac{1}{2},

максимальная вероятность

\left(\prod_{i=1}^2P(t_i, X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})\right)_{max}=\left(\frac{n!}{n_i!n_2!}p_1^{n_1}p_2^{n_2}\right)_{max}= \frac{n!}{n^n}= \frac{1}{2}

равна математическому ожиданию,

максимальная дисперсия

D(X_1,X_2|X_1)_{max}=\left(\sum_{i-1}^2(n-n_{i-1})p_iq_i \right)_{max}=\frac{n^2-1}{2n}=\frac{3}{4}.

Пространство элементарных событий биномиального распределения при получении его математического ожидания

\Omega(t_1, X_1=n_1=1 \mid t_2,X_2=n_2=1)

расположено в точках t_1, \quad t_2 временной последовательности.

Урновая модель получения математического ожидания биномиального распределения содержит одну исходную урну и две приёмные урны единичных объемов. Нумерация приёмных урн соответствует нумерации случайных величин биномиального распределения.

В начальный момент времени исходная урна содержит два различимых элемента, а приёмные урны пусты.

В первый момент времени из исходной урны выбирают один элемент n_1=1 и направляют его в первую приёмную урну с вероятностью p_1=0,5 .

Во второй момент времени оставшийся элемент n_2=1 исходной урны отправляют во вторую приёмную урну с вероятностью p_2=0,5.

В результате исходная урна пуста, а её два элемента по одному размещены в приёмных урнах. После обработки результатов разбиения исходного множества на два подмножества все элементы из приёмных урн возвращают в исходную урну. На этом один цикл повторных зависимых экспериментов закончен, и урновая модель готова к проведению следующего цикла экспериментов.

Произведение вероятностей попадания по одному произвольному элементу в каждую приёмную урну есть математическое ожидание биномиального распределения.

Изменение характеристик биномиального распределения в окрестности его математического ожидания приведено в таблице 1.

Числовые значения первой случайной величины X_1=n_1 Числовые значения второй случайной величины X_2=n_2| X_1=n_1 Вероятность распределения Дисперсия распределения Математическое ожидание распределения
1 1 0,50 0,75 0,50
2 0 0,25 0,50
0 2 0,25 0,50
Таблица 1 – Окрестности математического ожидания биномиального распределения настоящей интерпретации 21-го века

Вероятность биномиального распределения как функция двух переменных является симметричной функцией относительно своего математического ожидания.

Биномиальное распределение как процесс выполнения взаимосвязанных действий над объектами

Объекты: множество, его подмножества и их элементы как объективная реальность, существующая вне нас и независимо от нас.

Биномиальное распределение это:

  • случайный процесс безвозвратного разделения последовательно во времени t_1,\quad t_2 и в пространстве конечного n- множества различимых неупорядоченных элементов на две части n_1, \quad n_2 случайных объёмов, сумма которых равна объёму исходного множества: n_1+ n_2=n, \quad 2\le n<\infty ,
  • разделение множества осуществляют выборками без возвращения (изъятые из множества элементы не возвращают обратно во множество до полного окончания экспериментов),
  • вероятность попадания одного произвольного элемента множества в каждое из подмножеств принимают за вероятность случайной величины распределения Бернулли с положительным исходом 0\le p_i<1, \quad i=1,2,
  • результаты испытаний Бернулли неизменны во время проведения разбиения множества и пронормированы \sum _{i=1}^2 p_i =1 согласно аксиоматике Колмогорова,
  • очерёдность следования выборок принимают за очередность следования во времени и нумерацию случайных величин X_1, \quad X_2 биномиального распределения,
  • случайный объём каждой выборки n_i, \quad i=1,2 в момент времени t_i, \quad i=1,2 принимают за числовое значение соответствующей случайной величины X_i=n_i, \quad i=1,2 биномиального распределения,
  • первая случайная величина биномиального распределения является независимой и может принимать любое случайное значение в пределах от нуля до числового значения исходного множества X_1=n_1, \quad 0\le n_1\le n<\infty ,
  • вторая случайная величина биномиального распределения принимает числовое значение n_2 , равное числу элементов множества оставшееся после изъятия из него первой выборкой случайного числа элементов n_1: \quad n_2=n-n_1 ,
  • результаты каждого разбиения обрабатывают вероятностными методами, определяют технические характеристике всех выборок и принимают их за технические характеристики случайных величин биномиального распределения,
  • математическое ожидание биномиального распределения имеет место, когда число выборок k равно числу элементов n-множества k=n и численно равно \frac{n!}{n^n}=\frac{2!}{2^2}=\frac{1}{2} .

Сравнительная оценка характеристик биномиальных распределений настоящей и традиционной интерпретаций

Цель сравнительной оценки показать, что биномиальное распределение настоящей интерпретации (таблица 2) соответствует, а биномиальное распределение традиционной интерпретации (таблица 3) не соответствует современным требованиям аксиоматики Колмогорова.

Несоответствие состоит в том, что, во-первых, биномиальное распределение традиционной интерпретации представлено распределением одной случайной величины, а по своей сути и определению оно должно быть распределением двух случайных величин.

Во-вторых, при неограниченном увеличении числа независимых испытаний ( n) математическое ожидание (np ) биномиального распределения традиционной интерпретации устремляется к бесконечности, что недопустимо, поскольку сумма всех вероятностей распределения, включая и его математическое ожидание, в любом распределении обязана быть равной единице (см., например, таблицу 1). Кроме того, математическое ожидание (np_1 ) и дисперсия (np_1q_1 ) первой случайной величины биномиального распределения настоящей интерпретации (таблица 2) приняты за математическое ожидание (np ) и дисперсию (npq) биномиального распределения традиционной интерпретации (таблица 3).

Характеристики Пространство элементарных событий Вероятность Математическое ожидание Дисперсия
Распределение \sum_{i=1}^2\Omega_i(t_i,X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1}) \frac{n!}{n_1!n_2!}p_1^{n_1}p_2^{n_2} 0,5 n(p_1q_1+p_2q_2)
Первая случайная величина распределения X_1=n_1 t_1, \quad 0\le X_1=n_1\le n {n\choose n_1}p_1^{n_1} np_1 np_1 q_1
Вторая случайная величина X_2=n_2 \mid X_1=n_1 t_2, \quad 0\le X_2=n_2=n-n_1\mid X_1=n_1\le n {n-n_1\choose n_2}p_2^{n_2} (n-n_1)p_2 (n-n_1)p_2 q_2
Таблица 2 – Характеристики биномиального распределения настоящей интерпретации 21-го века
Характеристики Пространство элементарных событий Вероятность распределения Математическое ожидание распределения Дисперсия распределения
Распределение Произвольная последовательность n независимых испытаний с двумя взаимоисключающими исходами каждый: исход 1 с вероятностью p , исход 0 с вероятностью 1-p=q {n\choose k}p^kq^{n-k}, \quad 0\le k\le n np, \quad 2\le n<\infty npq, \quad q=1-p
Таблица 3 – Основные характеристики биномиального распределения интерпретации 20-го века

Историческая справка [1]

Литература

Источник — «http://machinelearning.ru/wiki/index.php?title=%D0%91%D0%B8%D0%BD%D0%BE%D0%BC%D0%B8%D0%B0%D0%BB%D1%8C%D0%BD%D0%BE%D0%B5_%D1%80%D0%B0%D1%81%D0%BF%D1%80%D0%B5%D0%B4%D0%B5%D0%BB%D0%B5%D0%BD%D0%B8%D0%B5»
Личные инструменты