抽象的な
- ベルヌーイ スキームは、独立したイベントの概念と n 倍のベルヌーイ実験を組み合わせた古典的なスキームです。
ベルヌーイ プロファイル
- ベルヌーイの概念は、ベルヌーイの実験に基づいた古典的な概念の一種です。
- この種の概念の同等の可能性は、nnに反映されています。nプレックス ベルヌーイ テスト種のさまざまな結果は同様に発生する可能性がありますが、単一プレックス ベルヌーイ テストの 2 つの結果の確率は必ずしも等しいとは限りません。
ベルヌーイ裁判
- 実験 E のサンプル空間に対向するサンプル点が 2 つだけある場合: A , A ‾ A,\overline{A}あ、あの場合、テスト E はベルヌーイ テストです。
- サンプル点の確率関係: P (A) = p P(A)=pP ( A )=p ,则P ( A ‾ ) = 1 − p P(\overline{A})=1-pP (あ)=1−p
n 倍ベルヌーイ試行
- テスト E** が独立して n 回繰り返される場合、これらの n 回は新しいテスト** を構成し、この新しいテストはnnと呼ばれます。n倍ベルヌーイ検定
- 注記:
- 複製とは、各ベルヌーイ試行においてP ( A ) = p P (A) = pを意味します。P ( A )=pは変化しない
- 独立とは、各テストの結果が互いに影響を与えないことを意味します。
- 若C i C_iC私はii代目を代表するiベルヌーイ検定の結果、C i ∈ { A , A ‾ } C_i\in\set{A,\overline{A}}C私は∈{ あ、あ} ,i = 1 , 2 , ⋯ , ni=1,2,\cdots,n私=1 、2 、⋯、n ;andP ( C 1 ⋯ C n ) P(C_1\cdots{C_n})P ( C1⋯Cん) =P ( C 1 ) ⋯ P ( C n ) P(C_1)\cdots{P(C_n)}P ( C1)⋯P ( Cん)
- 基本テストが n 回繰り返されるたびに、テストは 1 回完了したと見なされます。
n重伯努利试验
- n 倍ベルヌーイ試行はベルヌーイ プロファイルとも呼ばれ、E n で示されます。 E^n で示されます。Eとマークされていますn
例
- 试验 E 1 E_1 E1これは、コインを投げたときに観察できる表と裏です: A , A ‾ A,\overline{A}あ、あ結果がそれぞれプラスとマイナスであることを示します。
- 试验 E 2 E_2 E2AAの場合は駒を投げることですA は「1 ポイントを獲得」を意味します。A‾ \overline{A}あ「1ポイントではない」ことを示します
- E1、E2 E_1、E_2E1、E2それはすべてベルヌーイの実験です
- E 1 、E 2の場合E_1、E_2E1、E2各実行nnn回、それぞれのnnn重Bernoulli试验 E 1 n , E 2 n E_1^{n},E_2^{n} E1ん、E2ん
サンプル空間
- E n E^{n}Enのサンプル空間
- 记 ω i \omega_i おお私は为第 i i i基本的なベルヌーイ検定の結果、ω i ∈ { A , A ‾ } \omega_i\in\set{A,\overline{A}}おお私は∈{ あ、あ}
- そして、ある検定の結果 (サンプル点) は、ω = ( ω 1 ⋯ ω n ) \omega=(\omega_1\cdots \omega_n) と表すことができます。おお=(ああ1⋯おおん) ;
- そして、もしω \omegaんんωn 個の基本テストでkk がkAA_ __A、次に残りのn − k nkn−k 個の基本実験はすべてA ‾ \overline{A}あ
- サンプル空間内のサンプル数は2 n 2^{n}です2n
- ωと\omega_iおお私は2 つの値があります。i = 1、⋯、ni=1、\cdots,n私=1 、⋯、n、だからω \omegaωの値は2 n 2^{n}です2n
- または、次のように計算することもできます: ∑ i = 0 n ( ni ) \sum_{i=0}^{n}{\binom{n}{i}}∑i = 0ん(私ん) =( 1 + 1 ) n (1+1)^{n}( 1+1 )n =2 n 2^{n}2n
サンプル空間の重要な区分
- たまたま現れたときにkk を入れてもいいかもしれませんk次 A A A的 E n E^{n} En回のトライアルはイベントB k B_{k}として記録されます。Bk,则B 0 , B 1 , ⋯ , B n B_0,B_1,\cdots,B_nB0、B1、⋯、Bん形式E n E^{n}Enサンプル空間
- 根据 ω = ( ω 1 ⋯ ω n ) \omega=(\omega_1\cdots \omega_n) おお=(ああ1⋯おおん)中ω i , ω j \omega_i,\omega_jおお私は、おおj、私≠ji\neq{j}私=ω = ( ω 1 ⋯ ω n ) \omega=(\omega_1\cdots \omega_n)の場合、 jは互いに独立しています。おお=(ああ1⋯おおん) kkが含まれていますkAA_ __A ,andP( A ) = p , P ( A ‾ ) = 1 − p = q P(A)=p,P(\overline{A})=1-p=qP ( A )=p 、P (あ)=1−p=q ,E n E^{n}Enのサンプル点ω \omegaωが発生する確率は
- P ( ω ) = P ( ω 1 ⋯ ω n ) = ∏ i = 1 n P ( ω i ) P(\omega)=P(\omega_1\cdots \omega_n)=\prod_{i=1}^{n }P(\オメガ_i)ぷ(・ω・)=P ( o1⋯おおん)=∏i = 1んP ( o私は) =pkqn − kp^kq^{nk}pkq _n − k、
n 倍ベルヌーイ テストに k 回成功しました
-
単一重みベルヌーイ テストの結果がAAの場合A は成功とみなされ、その後nnn倍ベルヌーイ テストが表示されますkkk次 A A Aは成功したとみなされますk回、つまりB k B_kBk起こる
-
イベントB k B_kBkに含まれるサンプル点の数は(nk) \binom{n}{k}です(kん)、各サンプル点の発生確率は同じです。
- P ( B k ) = ( nk ) pkqn − k P(B_k)=\binom{n}{k}p^kq^{nk}P ( Bk)=(kん) pkq _n − k
-
B k B_kも可能Bk対応するベルヌーイ検定の多重度nnを加えたものn 、 B k ( n ) B_{k}^{(n)}として記録されるBk( n )またはB k ( n = 4 ) B_k(n=4)Bk( n=4 )
例
-
利用P ( B k ) = ( nk ) pkqn − k P(B_k)=\binom{n}{k}p^kq^{nk}P ( Bk)=(kん) pkq _n − k、特定の問題を計算するため
- 4 つの独立した反復実験で、イベント A が少なくとも 1 回発生する確率が 0.5904 であると仮定します。
- それでは、イベント A が 3 回の独立した試行に 1 回発生する確率はどれくらいでしょうか?
-
ほどく
-
B kn B_k^{n}Bkん={イベント A は n 回の独立した試行で正確に k 回出現します}
-
明らかに、A は 4 つの独立した反復実験で 0 回出現します (イベントB 0 4 B_0^{4}に対応)B04確率は1 − 0.5904 = 0.4096 1-0.5904=0.40961−0.5904=0.4096
-
注: P (A) = p P(A)=pP ( A )=p ;
-
P ( B 0 4 ) = ( 4 0 ) p 0 q 4 P(B_0^{4})=\binom{4}{0}p^{0}q^{4}P ( B04)=(04) p0q _4 =0.4096
- q 4 q^{4}q4 =2 12 × 1 0 − 4 2^{12}\times{10^{-4}}212×1 0− 4 =( 2 3 ) 4 × ( 1 0 − 1 ) 4 (2^{3})^{4}\times{(10^{-1})}^{4}( 23 )4×( 1 0− 1)4 =0.8 4 0.8^{4}0.8 _4
- q = 0.8 q=0.8を得るために解くq=0.8なので、p = 0.2 p=0.2p=0.2
-
この場合、イベント A が 3 回の独立した試行に 1 回発生する確率は次のようになります。
- P ( B 1 3 ) P(B_1^{3})P ( B13) =( 3 1 ) p 1 q 2 = 3 ∗ 0.2 ∗ 0.64 = 0.384 \binom{3}{1}p^1q^2=3*0.2*0.64=0.384(13) p1q _2=3∗0.2∗0.64=0.384
-
例
- A と B がターゲットに当たる確率がそれぞれ0.8、0.6、0.8、0.6であると仮定します。0.8 、0.6
- 2 人がそれぞれ 3 回投票すると、イベントはAAになりますA : 2 人が同じ数のショットを打つ確率はどれくらいですか?
- 可能なヒット数は次のとおりです: kkk =0,1,2,3
- 设B i , C i B_i,C_iB私は、C私は: それぞれ A と B がii にヒットしたことを意味しますi个球、{ B i ; i ∈ I } \set{B_i;i\in{I}}{ B私は;私∈私} ,{ C i ; i ∈ I } \set{C_i;i\in{I}}{ C私は;私∈私} ,I = { 1 , 2 , 3 } I=\set{1,2,3}私={ 1 、2 、3}はサンプル空間のすべての部分です
- 则A = ⋃ i = 0 3 B i C i A=\bigcup_{i=0}^{3}B_iC_iあ=⋃i = 03B私はC私は、さらに( B i C i ) ( B j C j ) = (B_iC_i)(B_jC_j)=( B私はC私は) ( BjCj)= ( B i B j ) ( C i C j ) (B_iB_j)(C_iC_j)( B私はBj) ( C私はCj) =∅ \emptyset∅ ,i ≠ ji\neq{j}私=j ;そしてなぜなら;そしてなぜなら;そして、 B_i、C_i$ は互いに独立しているため、次のようになります。
- P ( A ) P(A)P ( A ) =∑ i = 0 3 P ( B i C i ) \sum_{i=0}^{3}P(B_iC_i)∑i = 03P ( B私はC私は) =∑ i = 0 3 P ( Bi ) P ( C i ) \sum_{i=0}^{3}P(B_i)P(C_i)∑i = 03P ( B私は) P ( C私は) =∑ i = 0 3 ( ( 3 i ) 0. 8 i 0. 2 3 − i ) ( ( 3 i ) 0. 6 i 0. 4 3 − i ) \sum_{i=0}^{3} (\binom{3}{i}0.8^{i}0.2^{3-i})(\binom{3}{i}0.6^{i}0.4^{3-i})∑i = 03( (私3) 0.8 _と0.2_3 − i )((私3) 0.6 _と0.4_3 − i )=0.305 0.3050.305
例
-
2つのサイコロを同時に投げる
- イベントA={出現したポイントの合計は7です}
- イベントB={出現ポイントの合計は9}
-
1回投げたからといって必ずしもA、BA、Bになるわけではないことに注意してください。あ、Bは起こらないかもしれない、 kkを投げる必要があるかもしれないk次, A A AまたはBBBが起こる可能性がある
-
イベント C = {イベント A がイベント B の前に発生する} として、CCを見つけます。Cが起こる確率はどれくらいですか?
-
テストを投げましょうkkk番目のサイコロの観測点の合計。次の 3 つのイベントには、k 番目のサイコロを投げる可能性のあるすべてのイベントが含まれ、サンプル空間の分割を形成します。
-
A k A_kあk={A は k 回目の試行で発生します}
- P ( A k ) = 6 36 = 1 6 P(A_k)=\frac{6}{36}=\frac{1}{6}P ( Ak)=366=61
- (1,6);(2,5);(3,4);(4,3),(2,5),(6,1) 合計 6 つの可能性
- P ( A k ) = 6 36 = 1 6 P(A_k)=\frac{6}{36}=\frac{1}{6}P ( Ak)=366=61
-
B k B_kBk={B は k 回目の試行で発生します}
- P ( B k ) = 4 36 = 1 9 P(B_k)=\frac{4}{36}=\frac{1}{9}P ( Bk)=364=91
- (3,6);(4,5);(5,4);(6,3) 合計 4 つの可能性
- P ( B k ) = 4 36 = 1 9 P(B_k)=\frac{4}{36}=\frac{1}{9}P ( Bk)=364=91
-
CkC_kCk={k 回目の試行では A と B は発生しませんでした}
-
すると、C k = A k ∪ B k ‾ C_k={\overline{A_k\cup B_k} }Ck=あk∪Bk= A k ‾ B k ‾ \overline{A_k}\;\overline{B_k}あkBk
-
P ( C k ) = 1 − P ( C k ‾ ) = 1 − P ( A k ∪ B k ) P(C_k)=1-P(\overline{C_k})=1-P(A_k\cup B_k)P ( Ck)=1−P (Ck)=1−P ( Ak∪Bk) =1 − ( P ( A k ) + P ( B k ) − P ( A k B k ) ) 1-(P(A_k)+P(B_k)-P(A_kB_k))1−( P ( Ak)+P ( Bk)−P ( AkBk))
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A k , B kなのでA_k,B_kあk、Bk相互に排他的です。P ( C k ) = 1 − ( P ( A k ) + P ( B k ) ) = 13 18 P(C_k)=1-(P(A_k)+P(B_k))=\frac {13 {18}P ( Ck)=1−( P ( Ak)+P ( Bk))=1813
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イベントCCC のオカレンスは、次の相互に排他的なイベント。
- A1A_1あ1
- C1A2C_1A_2C1あ2
- C 1 C 2 A 3 C_1C_2A_3C1C2あ3
- ⋯ \cdots⋯
- C 1 ⋯ C n − 1 A n C_1\cdots{C_{n-1}}A_nC1⋯Cn − 1あん
- ⋯ \cdots⋯
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显然A 1 , ⋯ , A k A_1,\cdots,A_kあ1、⋯、あk独立したイベントであり、発生確率は等しく、両方とも1 6 \frac{1}{6}61
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同様に、B 1 , ⋯ , B k B_1,\cdots,B_kB1、⋯、Bk発生確率は1 9 \frac{1}{9}91; C 1 , ⋯ , C k C_1,\cdots,C_kC1、⋯、Ck発生確率は13 18 \frac{13}{18}1813
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そしてA i 、 B j 、 C k A_{i}、B_{j}、C_{k}あ私は、Bj、Ck、( i 、 j 、 ki、j、k私、j 、kは互いに等しくありません) 互いに独立しています (つまり、iii番目の出現の結果は、i+1 i+1 には影響しません。私+1回目以降の試験結果)
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A k 、 B k 、 C k 、 A_k、B_k、C_k、あk、Bk、Ck、 k 回目の試行のサンプル空間の分割を構成し、それらは相互に排他的です。
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令T ( k ) = ( ⋂ i = 0 k − 1 C i ) A k T(k)=\left(\bigcap\limits_{i=0}^{k-1}C_i \right)A_kT ( k )=(i = 0⋂k − 1C私は)あk; k = 1 , ⋯ k=1,\cdotsk=1 、⋯、およびC 0 = 1 C_0=1C0=1、たとえばT ( 1 ) = A 1 T(1)=A_1T ( 1 )=あ1; T ( 3 ) = C 1 C 2 A 3 T(3)=C_1C_2A_3た( 3 )=C1C2あ3
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C = ⋃ k = 1 ∞ T ( k ) = ⋃ k = 1 ∞ ( ( ⋂ i = 0 k − 1 C i ) A k ) T ( i ) T ( j ) = ∅ ; i ≠ j \\C=\bigcup\limits_{k=1}^{\infin}T(k)=\bigcup\limits_{k=1}^{\infin} \left( \left( \bigcap\limits_ {i=0}^{k-1}C_i \right) A_k \right) \\T(i)T(j)=\varnothing;i\neq jC=k = 1⋃∞T ( k )=k = 1⋃∞( (i = 0⋂k − 1C私は)あk)T ( i ) T ( j )=∅ ;私=j
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则P ( C ) = ∑ k = 1 ∞ P ( T ( k ) ) P(C)=\sum\limits_{k=1}^{\infin}P(T(k))P ( C )=k = 1∑∞P ( T ( k ))、そして独立事象の特性に従ってP ( T ( k ) ) = ( ∏ i = 1 k − 1 P ( C i ) ) P ( A k ) P(T(k) )=( \prod_{i=1}^{k-1}P(C_i))P(A_k)P ( T ( k ))=( ∏i = 1k − 1P ( C私は)) P ( Ak) =( 13 18 ) k − 1 1 6 (\frac{13}{18})^{k-1}\frac{1}{6}(1813)k − 161
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P(C)P(C)P ( C ) =∑ k = 1 ∞ ( 13 18 ) k − 1 1 6 \sum_{k=1}^{\infin}(\frac{13}{18})^{k-1}\frac{ 1}{6}∑k = 1∞(1813)k − 161= 1 6 ∑ k = 1 ∞ ( 13 18 ) k − 1 \frac{1}{6}\sum_{k=1}^{\infin}(\frac{13}{18})^{k-1 }61∑k = 1∞(1813)k − 1 =1 6 1 1 − 13 18 \frac{1}{6}\frac{1}{1-\frac{13}{18}}611 −18131= 3 5 \frac{3}{5}53
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実際、どの実験でもP ( A ) = 1 6 P(A)=\frac{1}{6}P ( A )=61, P ( B ) = 1 9 P(B)=\frac{1}{9}P ( B )=91; イベント D: AAとするAまたはBBBが発生し、その後イベントCCCいわゆるAAA はBB の前にありますBの発生は、D のすべてのケースでAABB が発生している間にAが発生しますBは起こらない
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したがって、P ( C ) = 1 6 1 6 + 1 9 P(C)=\frac{\frac{1}{6}}{\frac{1}{6}+\frac{1}{9}}P ( C )=61+9161= 3 5 \frac{3}{5}53