Участник:Vitsemgol/Биномиальное распределение одной случайной величины

Материал из MachineLearning.

< Участник:Vitsemgol(Различия между версиями)
Перейти к: навигация, поиск
(Литература)
Текущая версия (08:27, 26 февраля 2017) (править) (отменить)
 
(9 промежуточных версий не показаны.)
Строка 68: Строка 68:
=== Доказательство второе - Буняковского ===
=== Доказательство второе - Буняковского ===
-
Биномиальное распределение двух случайных величин было получено путем разложения бинома по степеням и делением на весь бином. <ref> ''Буняковский В. Я.'' ОСНОВАНИЯ МАТЕМАТИЧЕСКОЙ ТЕОРИИ ВЕРОЯТНОСТЕЙ сочинение В. Я. БУНЯКОВСКОГО, ИМПЕРАТОРСКОЙ АКАДЕМИИ НАУК, ОРДИНАРНОГО АКАДЕМИКА, ПРОФЕССОРА С. ПЕТЕРБУРГСКОГО УНИВЕРСИТЕТА, ДОКТОРА МАТЕМАТИЧЕСКИХ НАУК ПАРИЖСКОЙ АКАДЕМИИ. САНКТПЕТЕРБУРГ. В Типографии Императорской Академии Наук. 1846. 477 с. </ref>
+
Биномиальное распределение '''двух случайных величин''' было получено путем разложения бинома по степеням и делением каждого члена разложения на весь бином. <ref> ''Буняковский В. Я.'' ОСНОВАНИЯ МАТЕМАТИЧЕСКОЙ ТЕОРИИ ВЕРОЯТНОСТЕЙ сочинение В. Я. БУНЯКОВСКОГО, ИМПЕРАТОРСКОЙ АКАДЕМИИ НАУК, ОРДИНАРНОГО АКАДЕМИКА, ПРОФЕССОРА С. ПЕТЕРБУРГСКОГО УНИВЕРСИТЕТА, ДОКТОРА МАТЕМАТИЧЕСКИХ НАУК ПАРИЖСКОЙ АКАДЕМИИ. САНКТПЕТЕРБУРГ. В Типографии Императорской Академии Наук. 1846. 477 с. </ref>
 +
 
 +
В современной записи биномиальное распределение Буняковского имеют следующий вид:
 +
 
 +
:<tex>P(X_1=n_1, X_2=n_2)= \frac{n!}{n_1! n_2!} p_1^{n_1}p_2^{n_2},</tex>
 +
 
 +
:<tex>2= k \le n< \infty, \quad n_1+n_2=n, \quad p_1+p_2=1.</tex>
 +
 
 +
По аналогии с разложением бинома В.Я. Буняковский на с.19 получил мультиномиальное (полиномиальное) распределение '''независимых случайных величин''' (в те времена зависимые случайные величины ещё не были известны) и написал: "Так как вся эта теория основана на весьма простом разложении степени многочленного количества, то мы считаем излишним входить в дальнейшие подробности по этому вопросу."
==Литература==
==Литература==
Строка 75: Строка 83:
==См.также==
==См.также==
 +
*[[Биномиальное распределение Буняковского]]
*[[Биномиальное распределение двух случайных величин]]
*[[Биномиальное распределение двух случайных величин]]
*[[Биномиальное распределение с равновероятными успехами испытаний Бернулли]]
*[[Биномиальное распределение с равновероятными успехами испытаний Бернулли]]
Строка 81: Строка 90:
*[[Мультиномиальное распределение с равновероятными успехами испытаний Бернулли]]
*[[Мультиномиальное распределение с равновероятными успехами испытаний Бернулли]]
*[[Парадоксы мультиномиального распределения]]
*[[Парадоксы мультиномиального распределения]]
 +
*[[Эволюция биномиального и мультиномиального (полиномиального) распределений]]
 +
 +
 +
 +
Это критический анализ статьи из русской электронной энциклопедии http://www.machinelearning.ru/wiki/index.php?title Биномиальное_распределение
[[Категория:Вероятностные распределения]]
[[Категория:Вероятностные распределения]]

Текущая версия

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

Определение

Биномиальное распределение — дискретное распределение вероятностей одной 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.

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.

Биномиальное распределение не может быть распределением одной случайной величины

Доказательство первое

Если биномиальное распределение одной случайной величины имеет математическое ожидание MX=np, то при условии n>\frac{1}{p} математическое ожидание биномиального распределения одной случайной величины будет превышать единицу MX=np>1, что недопустимо, поскольку согласно второй аксиоме Колмогорова (см. Аксиоматика Колмогорова) сумма всех вероятностей любого распределения обязана быть равной единице.

Что и требовалось доказать

Доказательство второе - Буняковского

Биномиальное распределение двух случайных величин было получено путем разложения бинома по степеням и делением каждого члена разложения на весь бином. [1]

В современной записи биномиальное распределение Буняковского имеют следующий вид:

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

По аналогии с разложением бинома В.Я. Буняковский на с.19 получил мультиномиальное (полиномиальное) распределение независимых случайных величин (в те времена зависимые случайные величины ещё не были известны) и написал: "Так как вся эта теория основана на весьма простом разложении степени многочленного количества, то мы считаем излишним входить в дальнейшие подробности по этому вопросу."

Литература

  1. Буняковский В. Я. ОСНОВАНИЯ МАТЕМАТИЧЕСКОЙ ТЕОРИИ ВЕРОЯТНОСТЕЙ сочинение В. Я. БУНЯКОВСКОГО, ИМПЕРАТОРСКОЙ АКАДЕМИИ НАУК, ОРДИНАРНОГО АКАДЕМИКА, ПРОФЕССОРА С. ПЕТЕРБУРГСКОГО УНИВЕРСИТЕТА, ДОКТОРА МАТЕМАТИЧЕСКИХ НАУК ПАРИЖСКОЙ АКАДЕМИИ. САНКТПЕТЕРБУРГ. В Типографии Императорской Академии Наук. 1846. 477 с.

См.также



Это критический анализ статьи из русской электронной энциклопедии http://www.machinelearning.ru/wiki/index.php?title Биномиальное_распределение

Личные инструменты