Биномиальное распределение

Материал из MachineLearning.

(Различия между версиями)
Перейти к: навигация, поиск
м
Строка 18: Строка 18:
char =<tex>(q + pe^{it})^n \!</tex>|
char =<tex>(q + pe^{it})^n \!</tex>|
}}
}}
 +
 +
==Традиционная интерпретация 20-го века==
==Определение==
==Определение==
Строка 121: Строка 123:
*[http://ru.wikipedia.org/wiki/%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 Биномиальное распределение] (Википедия)
*[http://ru.wikipedia.org/wiki/%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 Биномиальное распределение] (Википедия)
*[http://en.wikipedia.org/wiki/Binomial_distribution Binomial distribution] (Wikipedia)
*[http://en.wikipedia.org/wiki/Binomial_distribution Binomial distribution] (Wikipedia)
 +
 +
==Настоящая интерпретация 21-го века==
 +
 +
Биномиальное распределение традиционной интерпретации основано на трех ложных [[постулат |постулатах]]:
 +
 +
*Биномиальное распределение &mdash; распределение '''одной''' случайной величины;
 +
 +
*Биномиальное распределение появляется в последовательности '''независимых''' испытаний (экспериментов);
 +
 +
*Математическое ожидание биномиального распределения '''равно''' <tex>np</tex> , где <tex>n</tex> - конечное число независимых испытаний с двумя взаимно исключающими исходами каждое: положительный исход 1 c вероятностью <tex>p</tex> и отрицательный исход 0 с вероятностью <tex>q=1-p</tex>.
 +
 +
Доказательство ложности постулатов <ref> ''Голоборщенко В. С.'' Парадоксы в современной теории вероятностей. Часть 1: Ложность принятых постулатов и парадигм. // Проблемы создания информационных технологий. Сборник научных трудов МАИТ. М.: ООО Техполиграфцентр, 2006. Вып. 14, С. 9-15. </ref>, <ref> ''Голоборщенко В. С.'' Производящие и характеристические функции полиномиального и биномиального распределений как парадоксы в современной теории вероятностей // Проблемы создания информационных технологий. Сборник научных трудов МАИТ. М.: МАИТ, 2008. Вып. 17, С. 5-11. </ref>
 +
.
 +
 +
'''Теорема 1. ''' Биномиальное распределение не является распределением одной случайной величины.
 +
 +
'''Доказательство. '''
 +
 +
Если энциклопедически известно <ref>''Прохоров А. В.'' Полиномиальное распределение // Вероятность и математическая статистика: Энциклопедия. М.: Большая Российская энциклопедия, 1999. C. 470-471. ISBN 5 85 270265 X </ref>, что биномиальное распределение является частным случаем традиционной интерпретации полиномиального распределения как совместного распределения вероятностей независимых <tex>X_1,\ldots, X _k</tex> случайных величин при сокращении в нём числа <tex>k</tex> случайных величин до двух, то подставляя условие <tex>k=2</tex> в формулу традиционной интерпретации полиномиального распределения
 +
 +
:<tex>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}</tex>,
 +
 +
:<tex>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</tex>,
 +
 +
 +
получим формулу биномиального распределения не одной случайной величины, а '''двух''' случайных величин
 +
 +
:<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\le k \le n< \infty, \quad n_1+n_2=n, \quad p_1+p_2=1</tex>,
 +
 +
 +
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''' <tex>np</tex> .
 +
 +
'''Доказательство'''.
 +
 +
Допустим, что
 +
 +
:<tex>np </tex>
 +
 +
математическое ожидание биномиального распределения, появляющегося в последовательности независимых испытаний (экспериментов). Тогда при выполнении условия
 +
 +
:<tex>n>p^{-1}</tex>
 +
 +
математическое ожидание этого распределения будет больше единицы, что противоречит [[аксиоматика Колмогорова | 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
 +
 +
:<tex>t_1, \quad t_2</tex>.
 +
 +
Каждая из случайных величин распределения
 +
 +
:<tex>X_i=n_i \mid X_{i-1}=n_{i-1}</tex>
 +
 +
это <tex>n_i</tex> наступлений одного события
 +
 +
:<tex>x_i, \quad i =1,2</tex>
 +
 +
в <tex>i</tex> - ый момент времени при условии, что в <tex>(i-1)</tex> - ый момент произошло <tex>n_{i-1}</tex> наступлений предшествующего события <tex>x_{i-1}</tex>, &mdash;
 +
[[ распределение Бернулли | распределения Бернулли]] с успехом, вероятности которых <tex>p_i</tex> нормированы
 +
 +
:<tex>p_1+p_2=1</tex>
 +
 +
и неизменны во время проведения экспериментов.
 +
 +
Если в каждом цикле экспериментов вероятность наступления события <tex>x_i</tex> равна <tex>p_i</tex>, то биномиальная вероятность равна вероятности того, что при <tex>n</tex> экспериментах события <tex>x_1,\quad x_2</tex> наступят <tex>n_1, \quad n_2</tex> раз соответственно.
 +
 +
===Случайная величина биномиального распределения===
 +
 +
в соответствующей точке дискретной временной последовательности <tex>t_1, \quad t_2</tex> имеет:
 +
 +
пространство элементарных событий
 +
 +
:<tex>\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}]</tex>,
 +
 +
вероятность
 +
 +
:<tex>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}</tex>,
 +
 +
математическое ожидание
 +
 +
:<tex>E(t_i, X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})=( n-n_{i-1})p_i</tex>
 +
 +
и дисперсию
 +
 +
:<tex>D(t_i,X_i \mid t_{i-},X_{i-1})=( n -n_{i-1})p_iq_i, \quad q_i=1-p_i </tex>.
 +
 +
'''Пространство элементарных событий биномиального распределения''' есть сумма точечных пространств элементарных событий его случайных величин, образующих дискретную последовательность точек <tex> t_1,\quad t_2 </tex> цикла, а ''вероятность биномиального распределения'' &mdash; 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 <ref> http://ru.wikipedia.org/wiki/ Математическая физика </ref>, <ref> ''Голоборщенко В. С.'' Основы теории дискретных распределений. Часть 5: Как технические задачи и технические результаты математической физики. // Проблемы создания информационных технологий. М.: ООО Техполиграфцентр, 2010. Вып. 19, С. 31–36. </ref>
 +
 +
'''Первая и вторая технические задачи''' &mdash; соответственно получение вероятности и математического ожидания биномиального распределения.
 +
 +
'''Технические результаты''' &mdash; 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 | корреляционная матрица]], [[ковариационная матрица | ковариационная матрица]] и другие.
 +
 +
''Минимально необходимый набор параметров'' при решении первой технической задачи: [[пространство элементарных событий | пространство элементарных событий]], [[вероятность | вероятность]], [[математическое ожидание | математическое ожидание]] и [[дисперсия | дисперсия]] каждой [[случайная величина | случайной величины]] [[распределение | 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 &mdash; произведение математических ожиданий случайных величин и дополнен двумя параметрами &mdash; максимальной вероятностью и максимальной дисперсией биномиального распределения.
 +
 +
 +
==Биномиальное распределение &mdash; совместное распределение '''двух''' случайных величин==
 +
 +
:<tex>\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}</tex>,
 +
 +
:<tex>2\le k \le n <\infty, \qquad n_1+n _2=n, \qquad p_1+p_2=1</tex>,
 +
 +
определённых на точечных пространствах элементарных событий
 +
 +
:<tex>\Omega_1, \quad \Omega _2</tex>
 +
 +
и принимающих в дискретные последовательные моменты времени
 +
 +
:<tex>t_1,\quad t_2, \quad t_i<t_{i+1}</tex>
 +
 +
целые неотрицательные значения
 +
 +
:<tex>n_1,\quad n_2</tex>,
 +
 +
взаимосвязанные условием
 +
 +
:<tex>n_1 +n_2=n</tex>,
 +
 +
согласно которому
 +
 +
:<tex>X_2=n_2 \mid X_1=n_1</tex>
 +
 +
если в первый момент времени <tex>t_1</tex> первая случайная величина <tex>X_1</tex> приняла значение
 +
 +
:<tex>n_1, \quad 0\le n_1\le n</tex>,
 +
 +
то во второй момент времени <tex>t_2</tex> вторая случайная величина
 +
<tex>X _2</tex> принимает значение
 +
 +
:<tex> n _2, \quad 0\le n_2\le n- n_1</tex>.
 +
 +
==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 <tex>X_1=n</tex>, то вторая случайная величина во второй момент времени обязана принять своё минимальное (нулевое) значение <tex>X_2=n_2=0</tex> в противном случае не будет выполнено условие суммирования числовых значений случайных величин распределения, согласно которому <tex>n_1+n _2=n</tex>;
 +
 +
* если первая случайная величина в первый момент времени приняла своё минимальное (нулевое) значение <tex>X_1=n_1=0</tex>, то вторая случайная величина во второй момент времени обязана принять своё максимальное значение <tex>X_2=n_2=n</tex> в противном случае не будет выполнено условие <tex>n_1+n _2=n</tex>.
 +
 +
==Характеристики случайных величин биномиального распределения:==
 +
 +
пространство элементарных событий
 +
 +
:<tex>\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}]</tex>,
 +
 +
 +
вероятность
 +
 +
:<tex>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}</tex>,
 +
 +
 +
математическое ожидание
 +
 +
:<tex>E(t_i,X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})=(n-n_{i-1})p_i</tex>,
 +
 +
дисперсия
 +
 +
:<tex>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</tex>,
 +
 +
производящая
 +
 +
:<tex>A(s_i)=(1+p_is_i)^{n-n_{i-1}}</tex>
 +
 +
и характеристическая
 +
 +
:<tex>f(t_i)=(1+p_ie^{jt_i})^{n-n_{i-1}}</tex>
 +
 +
функции.
 +
 +
==Характеристики биномиального распределения:==
 +
 +
пространство элементарных событий
 +
 +
:<tex>\sum_{i=1}^2\Omega_i(t_i,X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})</tex>,
 +
 +
расположенное в точках <tex>t_1, \quad t_2</tex> временной последовательности,
 +
 +
вероятность
 +
 +
:<tex>\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}</tex>,
 +
 +
дисперсия
 +
 +
:<tex>\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</tex>,
 +
 +
<tex>\chi^2</tex> - квадрат критерий для полиномиально распределенных случайных величин <ref> ''Голоборщенко В. С.'' Столетие ошибочного применения <tex>\chi^2</tex> - критерия в полиномиальном распределении: причины, последствия и пути устранения. Сборник научных трудов МАИТ // Минск : ЗАО Юнипак, 2005. Вып.11. Том 1, С. 13-19.</ref>
 +
 +
:<tex>\chi^2=\sum_{i=1}^2 [X_i-(n -n_{i-1})p_i^{(0)}]^2/(n -n_{i-1})p_i^{(0)}= </tex>
 +
 +
:<tex>=-n+\sum_{i=1}^2X_i^2 /(n-n_{i-1})p_i^{(0)}</tex>.
 +
 +
'''Урновая модель биномиального распределения''' содержит одну исходную урну и две приёмные урны. В начальный момент времени исходная урна содержит <tex>n</tex> - 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|выборка]]
 +
 +
:<tex>n_1,\quad 0\le n_1\le n</tex>
 +
 +
в первый момент времени направляется в первую приёмную урну с вероятностью <tex>p_1</tex> каждого элемента.
 +
 +
Во второй момент времени все оставшиеся <tex>n-n_1</tex> элементы исходной урны, образующие вторую выборку
 +
 +
:<tex>n_2,\quad 0\le n-n_1\le n</tex>,
 +
 +
направляются во вторую приёмную урну с вероятностью <tex>p_2</tex> 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 <tex>n_1, \quad n_2</tex> 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'''
 +
 +
:<tex>k=n, \qquad n_i=1, \qquad 0<p_i<1</tex>
 +
 +
'''и достаточные'''
 +
 +
:<tex>p_1=p_2=2^{-1}</tex>
 +
 +
'''условия''' получения математического ожидания биномиального распределения.
 +
 +
Математическое ожидание
 +
 +
:<tex>\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}</tex>,
 +
 +
максимальная вероятность
 +
 +
:<tex>\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}</tex>
 +
 +
равна математическому ожиданию,
 +
 +
максимальная дисперсия
 +
 +
:<tex>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}</tex>.
 +
 +
 +
Пространство элементарных событий биномиального распределения при получении его математического ожидания
 +
 +
:<tex>\Omega(t_1, X_1=n_1=1 \mid t_2,X_2=n_2=1)</tex>
 +
 +
 +
расположено в точках <tex>t_1, \quad t_2</tex> 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 <tex>n_1=1</tex> и направляют его в первую приёмную урну с вероятностью <tex>p_1=0,5</tex> .
 +
 +
Во второй момент времени оставшийся элемент <tex>n_2=1</tex> исходной урны отправляют во вторую приёмную урну с вероятностью <tex>p_2=0,5</tex>.
 +
 +
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.
 +
 +
 +
{|border=1 align="center"
 +
| Числовые значения первой случайной величины <tex>X_1=n_1</tex>
 +
| Числовые значения второй случайной величины <tex>X_2=n_2| X_1=n_1</tex>
 +
|Вероятность распределения
 +
|Дисперсия распределения
 +
|Математическое ожидание распределения
 +
|-
 +
|1
 +
|1
 +
|0,50
 +
|0,75
 +
|0,50
 +
|-
 +
|2
 +
|0
 +
|0,25
 +
|0,50
 +
|rowspan=2 |
 +
|-
 +
|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==
 +
 +
[[Объект | Объекты]]: [[множество | множество]], его [[подмножества | подмножества]] и их [[элемент | элементы]] как объективная [[реальность | реальность]], существующая вне нас и независимо от нас.
 +
 +
Биномиальное распределение это:
 +
 +
* [[случайный процесс | случайный процесс ]] безвозвратного разделения последовательно во времени <tex> t_1,\quad t_2 </tex> и в пространстве конечного <tex> n</tex>- множества различимых неупорядоченных элементов на две части <tex> n_1, \quad n_2 </tex> случайных объёмов, сумма которых равна объёму исходного множества: <tex> n_1+ n_2=n, \quad 2\le n<\infty </tex>,
 +
 +
* разделение множества осуществляют [[выборка | 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 [[ распределение Бернулли |распределения Бернулли]] с положительным исходом <tex> 0\le p_i<1, \quad i=1,2</tex>,
 +
 +
* результаты испытаний Бернулли неизменны во время проведения разбиения множества и пронормированы <tex> \sum _{i=1}^2 p_i =1</tex> согласно [[аксиоматика Колмогорова | аксиоматике Колмогорова]],
 +
 +
* очерёдность следования выборок принимают за очередность следования во времени и нумерацию случайных величин <tex> X_1, \quad X_2 </tex> биномиального распределения,
 +
 +
*случайный объём каждой выборки <tex> n_i, \quad i=1,2</tex> в момент времени <tex> t_i, \quad i=1,2</tex> принимают за числовое значение соответствующей случайной величины <tex> X_i=n_i, \quad i=1,2</tex> биномиального распределения,
 +
 +
* первая случайная величина биномиального распределения является независимой и может принимать любое случайное значение в пределах от нуля до числового значения исходного множества <tex> X_1=n_1, \quad 0\le n_1\le n<\infty </tex>,
 +
 +
* вторая случайная величина биномиального распределения принимает числовое значение <tex> n_2 </tex>, равное числу элементов множества оставшееся после изъятия из него первой выборкой случайного числа элементов <tex> n_1: \quad n_2=n-n_1 </tex>,
 +
 +
* результаты каждого разбиения обрабатывают вероятностными методами, определяют технические характеристике всех выборок и принимают их за технические характеристики случайных величин биномиального распределения,
 +
 +
* минимально необходимый набор технических характеристик случайных величин и биномиального распределения в целом это: [[пространство элементарных событий | пространство элементарных событий]], [[ вероятность | вероятность ]], [[математическое ожидание |математическое ожидание]] и [[дисперсия |дисперсия]],
 +
 +
* математическое ожидание биномиального распределения имеет место, когда число выборок <tex>k</tex> равно числу элементов <tex> n</tex>-множества <tex> k=n</tex> и численно равно <tex> \frac{n!}{n^n}=\frac{2!}{2^2}=\frac{1}{2} </tex>.
 +
 +
==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 ( <tex>n</tex>) математическое ожидание (<tex>np </tex>) 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 (<tex>np_1 </tex>) и дисперсия (<tex>np_1q_1 </tex>) первой случайной величины биномиального распределения настоящей интерпретации (таблица 2) приняты за математическое ожидание (<tex>np </tex>) и дисперсию (<tex>npq</tex>) биномиального распределения традиционной интерпретации (таблица 3).
 +
 +
 +
 +
{|border=1 align="center"
 +
| Характеристики
 +
| Пространство элементарных событий
 +
|Вероятность
 +
|Математическое ожидание
 +
|Дисперсия
 +
|-
 +
|Распределение
 +
| <tex>\sum_{i=1}^2\Omega_i(t_i,X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})</tex>
 +
|<tex>\frac{n!}{n_1!n_2!}p_1^{n_1}p_2^{n_2}</tex>
 +
|0,5
 +
|<tex>n(p_1q_1+p_2q_2) </tex>
 +
|-
 +
|Первая случайная величина распределения <tex>X_1=n_1 </tex>
 +
|<tex> t_1, \quad 0\le X_1=n_1\le n</tex>
 +
|<tex>{n\choose n_1}p_1^{n_1} </tex>
 +
|<tex>np_1 </tex>
 +
|<tex>np_1 q_1</tex>
 +
|-
 +
| Вторая случайная величина <tex>X_2=n_2 \mid X_1=n_1 </tex>
 +
| <tex> t_2, \quad 0\le X_2=n_2=n-n_1\mid X_1=n_1\le n</tex>
 +
|<tex>{n-n_1\choose n_2}p_2^{n_2} </tex>
 +
|<tex>(n-n_1)p_2 </tex>
 +
|<tex>(n-n_1)p_2 q_2</tex>
 +
|-
 +
|+ Таблица 2 – Характеристики биномиального распределения настоящей интерпретации 21-го века
 +
|}
 +
 +
 +
{|border=1 align="center"
 +
| Характеристики
 +
| Пространство элементарных событий
 +
|Вероятность распределения
 +
| Математическое ожидание распределения
 +
| Дисперсия распределения
 +
|-
 +
|Распределение
 +
| Произвольная последовательность <tex>n </tex> независимых испытаний с двумя взаимоисключающими исходами каждый: исход 1 с вероятностью <tex>p </tex>, исход 0 с вероятностью <tex>1-p=q </tex>
 +
|<tex>{n\choose k}p^kq^{n-k}, \quad 0\le k\le n</tex>
 +
|<tex> np, \quad 2\le n<\infty</tex>
 +
|<tex> npq, \quad q=1-p </tex>
 +
|-
 +
|+ Таблица 3 – Основные характеристики биномиального распределения интерпретации 20-го века
 +
|}
 +
 +
 +
==Литература==
 +
 +
<references />
 +
 +
 +
[[Категория:Вероятностные распределения]]
[[Категория:Вероятностные распределения]]

Версия 09:14, 4 декабря 2012

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

\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

X_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,

\chi^2 - квадрат критерий для полиномиально распределенных случайных величин [1]

\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


Литература

Личные инструменты