![](/user_photo/2706_HbeT2.jpg)
- •ПРЕДИСЛОВИЕ
- •ОСНОВНЫЕ ОБОЗНАЧЕНИЯ
- •1. КОМБИНАТОРИКА
- •2. ТЕОРИЯ ВЕРОЯТНОСТЕЙ
- •2.1. Классическое определение вероятности
- •2.2. Геометрические вероятности
- •2.3. Теоремы сложения и умножения вероятностей
- •2.4. Формула полной вероятности
- •2.5. Формулы Байеса
- •2.6. Повторные независимые испытания
- •2.6.1. Формула Бернулли
- •2.6.2. Обобщенная формула Бернулли
- •2.7. Простейший (пуассоновский) поток событий
- •2.8. Случайные величины. Функция распределения. Функция плотности вероятности. Числовые характеристики
- •2.8.1. Случайные величины
- •2.8.2. Функция распределения
- •2.8.3. Функция плотности вероятности
- •2.8.4. Числовые характеристики случайных величин
- •2.9. Нормальный закон распределения
- •2.10. Асимптотика схемы независимых испытаний
- •2.10.2. Формула Пуассона
- •2.11. Функции случайных величин
- •2.12. Функции нескольких случайных аргументов
- •2.12.1. Свертка
- •2.12.2. Распределение системы двух дискретных случайных величин
- •2.12.3. Распределение функции двух случайных величин
- •2.13. Центральная предельная теорема
- •2.14. Ковариация
- •2.14.1. Корреляционная зависимость
- •2.14.2. Линейная корреляция
- •2.15. Функциональные преобразования двухмерных случайных величин
- •2.16. Правило «трех сигм»
- •2.17. Производящие функции. Преобразование Лапласа. Характеристические функции
- •2.17.1. Производящие функции
- •2.17.2. Преобразование Лапласа
- •2.17.3. Характеристические функции
- •3. МАТЕМАТИЧЕСКАЯ СТАТИСТИКА
- •3.1. Точечные оценки
- •3.1.1. Свойства оценок
- •3.1.2. Оценки для математического ожидания и дисперсии
- •3.1.3. Метод наибольшего правдоподобия для оценки параметров распределений
- •3.1.4. Метод моментов
- •3.2. Доверительный интервал для вероятности события
- •3.3. Проверка гипотезы о равенстве вероятностей
- •3.4. Доверительный интервал для математического ожидания
- •3.4.1. Случай большой выборки
- •3.4.2. Случай малой выборки
- •3.5. Доверительный интервал для дисперсии
- •3.6. Проверка статистических гипотез
- •3.6.1. Основные понятия
- •3.6.2. Критерий согласия «хи-квадрат»
- •3.6.3. Проверка гипотезы о независимости двух случайных величин
- •3.6.4. Проверка параметрических гипотез
- •3.6.5. Проверка гипотезы о значении медианы
- •3.6.6. Проверка гипотезы о равенстве математических ожиданий
- •3.7. Регрессионный анализ. Оценки по методу наименьших квадратов
- •3.8. Статистические решающие функции
- •4. СЛУЧАЙНЫЕ ПРОЦЕССЫ
- •4.1 Стационарные случайные процессы
- •4.2. Преобразование случайных процессов динамическими системами
- •4.3. Процессы «гибели и рождения»
- •4.4. Метод фаз Эрланга
- •4.5. Марковские процессы с дискретным множеством состояний. Цепи Маркова
- •4.6. Марковские процессы с непрерывным временем и дискретным множеством состояний
- •4.7. Модели управления запасами
- •4.8. Полумарковские процессы
- •5. НЕКОТОРЫЕ ИНТЕРЕСНЫЕ ЗАДАЧИ
- •БИБЛИОГРАФИЧЕСКИЙ СПИСОК
- •ПРИЛОЖЕНИЯ
- •ОГЛАВЛЕНИЕ
![](/html/2706/141/html_Ff3kRTa2Do.6Gen/htmlconvd-i5xD1t32x1.jpg)
|
|
|
|
5p/6 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m |
|
p |
mp |
|
|
|
m(p + 6 3) |
|
|||
2 × |
× |
+ m ò sin j dj |
=+ m |
3 |
= |
. |
||||||
|
|
|
|
|||||||||
2 6 |
p/6 |
6 |
6 |
|
|
Рис. 2.2.6
Любое положение ромба относительно ближайшей прямой можно охарактеризовать точкой в прямоугольнике со сторонамиa p/2. Поскольку все положения ромба относительно ближайшей прямой равновозможны, то по геометрическому определению вероятности искомая
вероятность равна P = m(p + 6 3) . 6 p a
Ответ. m(p + 63) . 6 p a
Задача 2.10. Плоскость разграфлена параллельными прямыми, отстоящими друг от друга на расстояние 2a. На плоскость наугад бросают:
1)в вариантах 1, 5, 8, 13, 17, 16, 21, 25, 29 равносторонний треугольник со стороной 2m;
2)в вариантах 2, 6, 10, 14, 18, 22, 26, 30 квадрат со стороной 2m;
3)в вариантах 3, 7, 11, 15, 19, 23, 27 правильный шестиугольник со стороной 2m;
4)в вариантах 4, 8, 12, 16, 20, 24, 28 прямоугольник с диагональю 2m
иуглом между диагоналями 60°.
(См. пример 2.10, a –– номер варианта N плюс 2, m –– целая часть числа N/2 плюс 1).
2.3.Теоремы сложения и умножения вероятностей
Втеории вероятностей события рассматривают на фоне комплекса условий, которые его порождают. Проще говоря, событие –– это результат опыта, который проистекает в природе по воле человека, независимо от нее
или ей вопреки. Рассмотрим множество событий, которые можно
32
![](/html/2706/141/html_Ff3kRTa2Do.6Gen/htmlconvd-i5xD1t33x1.jpg)
наблюдать в эксперименте при фиксированном комплексе условий. На множестве таких событий определим следующие понятия.
Суммой событий A и B называется событие, состоящее в появлении хотя бы одного из событийA или B . Сумму событий A и B обозначают через A + B.
Приведенные |
понятия |
можно |
проиллюстрировать |
следующим |
образом. |
|
|
|
|
Пусть комплекс условий состоит в том, что внутрь прямоугольника наугад бросают точку. Обозначим через А попадание точки внутрь левого
|
|
|
|
|
|
|
|
круга, а через В –– внутрь правого круга. |
Тогда события A + B, AB и |
А |
|||||
состоят |
в |
попадании |
точки |
внутрь , областейзакрашенных |
|
|
на |
соответствующей части рис. 2.3.1. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
A + B |
|
AB |
|
А |
||
|
Рис. 2.3.1 |
|
|
|
|
|
Произведением событий A и |
B называют |
событие, |
состоящее в |
|||
появлении событий А и В |
в одном и том же . опытеОбозначают |
|||||
произведение событий A и B через AB. |
|
|
|
|
||
Событие, состоящее |
в не |
появлении |
событияA, |
|
называется |
противоположным событием и обозначается через А.
Если в каждом опыте два события A и B всегда либо оба происходят, либо оба не происходят, то такие события называютравносильными или эквивалентными и записывают: A = B.
Говорят, что события А1, А2 ,¼, Аm образуют полную группу событий, если они попарно несовместимы и в каждом опыте непременно происходит одно и только одно из этих событий.
Словесные рассуждения можно перевести в символическую запись с помощью соответствий: «или» Û «+»; «и» Û «×»; «не A» Û А ; «равносильно» Û «=».
Вероятность события A, вычисленная при условии, что событие B произошло, называется условной вероятностью события A и обозначается через P( A / B).
33
Теорема умножения вероятностей. Вероятность произведения событий равна вероятности одного события, умноженной на вероятность другого события, вычисленную при условии, что первое событие произошло, т.е.
P( AB) = P( A)P(B / A) = P(B)P( A / B).
События называются независимыми, если появление одного из них не изменяет вероятности появления другого. Если события независимы, то
P( A / B) = P( A), P(B / A) = P(B) и P( AB) = P( A)P(B).
Для любого конечного числа событий вероятность произведения событий равна произведению вероятностей этих событий, причем вероятность каждого следующего события вычисляется при условии, что предыдущие события произошли, т.е.
P( A1 A2 A3 ×... × An -1 An ) =
= P( A1 )P( A2 / A1 )P( A3 / A1 A2 ) ×¼× P( An / A1 A2 A3 ×¼× An-1 ).
Если события независимы, то
P( A1 A2 A3 ×¼×=An -1 An ) P( A1 )P( A2 )P( A3 ) ×¼× P( An ).
Итак, перед вычислением вероятности произведения событий необходимо установить, зависимы события или нет.
Теорема сложения вероятностей. Вероятность суммы событийA и B равна сумме вероятностей этих событий без вероятности их совместного появления:
P( A + B) P=( A) + P(B) – P( AB).
События называются несовместными, если их появление в одном и том же опыте невозможно. Если события A и B несовместны, то
P( A + B) P=( A) + P(B).
Для трех совместных событий теорема сложения вероятностей имеет вид:
P( A + B + C) P=( A) + P(B) + P(C) – P(AB) – P(AC) – P(BC) + P(ABC).
Если события несовместны, то
P( A + B + C) P=( A) + P(B) + P(C).
Теорему |
сложения |
можно |
обобщить на любое конечное число |
|
слагаемых: |
|
|
|
|
n |
n |
|
|
|
P çæåAi ÷ö = åР( Аi ) - å P( Ai Aj ) + å P( Ai Aj Ak ) +K+ |
||||
è i=1= |
ø i 1 |
1£i < j£n |
|
1£i < j<k £n |
|
+ (-1)n +1 P( A A ×¼× A ). |
|||
|
|
|
1 2 |
n |
Если события несовместны, то
P (A1 + A2 +¼+=An ) P( A1 ) + P( A2 ) +¼+ P( An ).
Итак, прежде чем вычислять вероятность суммы событий следует выяснить, совместны они или нет.
34
![](/html/2706/141/html_Ff3kRTa2Do.6Gen/htmlconvd-i5xD1t35x1.jpg)
Указание. |
Желателен |
следующий |
порядок |
решения |
задач |
и |
||
оформления записи: |
|
|
|
|
|
|
|
|
а) обозначения событий; |
|
|
|
|
|
|
||
б) анализ взаимосвязей событий и их символическая запись; |
|
|
||||||
в) вычисление вероятностей. |
|
|
|
|
|
|||
Пример 2.11. Вероятности попадания в цель при одном выстреле для |
|
|||||||
первого, второго и третьего стрелков равны соответственно0,3; 0,6; 0,8. |
|
|||||||
Все три стрелка выстрелили в цель. Какова вероятность того, что: |
|
|
||||||
а) цель поражена; |
|
|
|
|
|
|
||
б) произошло только одно попадание; |
|
|
|
|
|
|||
в) произошло ровно два попадания; |
|
|
|
|
|
|||
г) попадут все три стрелка; |
|
|
|
|
|
|||
д) будет хотя бы один промах? |
|
|
|
|
|
|||
Решение. Обозначим через Ai –– событие, состоящее в попадании в |
|
|||||||
цель i-го стрелка. |
цели (событие A) равносильно |
|
|
|
|
|||
а) |
Поражение |
появлению хотя |
бы |
|
||||
одного |
из событий A1 или A2 |
или A3. Поэтому |
A = A1 + A2 + A3. Учитывая |
|
||||
совместность событий, имеем |
|
|
|
|
|
|
||
P( A) = P( A1 ) + P( A2 ) + P( A3 ) – P( A1 A2 ) – P( A1 A3 ) – P( A2 A3 ) + P( A1 A2 A3 ), |
|
|
||||||
а так как события независимы, то |
|
|
|
|
|
|||
P( A) = 0,3 + 0,6 + 0,8 – 0,3 ×0,6 – 0,3 ×0,8 – 0,6 ×0,8 + |
0,3 ×0,6 × 0,8 = 0,944. |
|
|
б) Рассмотрим три случая:
1)B1 = A1 А2 А3 –– первый стрелок попал в цель и при этом второй не попал и третий не попал;
2)B2 = А1 А2 А3 –– первый стрелок не попал и при этом второй попал и третий не попал;
3)B3 = А1 А2 А3 –– первый и второй не попали и при этом третий попал.
Только одно попадание в цель(событие В) равносильно реализации хотя бы одного из несовместных событий B1 или B2 или B3 . Поэтому
B= A1 А2 А3 + А1 А2 А3 + А1 А2 А3.
Всилу независимости событий Аi имеем
P(B) = 0,3 ×0,4 ×0,2 + 0,7 × 0,6 ×0,2 + 0,7 × 0,4 ×0,8 = 0,332.
в) Два попадания в цель(событие C) равносильны реализации хотя
бы одного из несовместных случаев: A1 A2 А3 или A1× A1 А2 A3 или А1 A2 A3. В
силу независимости событий Ai получаем
P(C) = 0,3 × 0,6 ×0,2 + 0,3 ×0, 4 × 0,8 + 0,7 ×0,6 ×0,8 = 0, 468.
г) Все три стрелка попадут в цель(событие D), если произойдут события A1 и A2 и A3, т.е. D = A1 A2 A3. В силу независимости событий Ai имеем
P(D) = P( A=)P( A )P( A ) 0,3 ×0,6 ×0,8 = 0,144. |
||
1 |
2 |
3 |
35
![](/html/2706/141/html_Ff3kRTa2Do.6Gen/htmlconvd-i5xD1t36x1.jpg)
д) Хотя бы один промах(событие Е) равносилен появлению хотя бы
одного из событийА1 или А2 или А3 , т.е. E = А1 + А2 + А3. Вместо вычисления вероятности суммы трех совместных событий, заметим, что событие E равносильно не появлению события D. Поэтому
P(E) = P(D) 1 –= P(D) 1 –=0,144 0,856= . Ответ. а) 0,944; б) 0,332; в) 0,468; г) 0,144; д) 0,856.
Замечание. Значительное число вероятностных задач связано с теорией стрельб. В связи с этим уместно вспомнить изречение немецкого военного теоретика Карла Клаузевица (1780–1830): «Никакая человеческая деятельность не соприкасается со случаем так всесторонне и так часто, как война».
Задача 2.11. В каждой из трех урн содержится по восемь шаров. В первой урне пять белых и три черных шара. Во второй урнеm1 белых шаров, а остальные шары черные, в третьей урнеm2 белых шаров, а остальные шары черные. Из каждой урны наугад выбрано по одному шару. Найти вероятности следующих событий:
A –– выбран только один белый шар; B –– выбраны только белые шары;
C –– выбран хотя бы один белый шар. (См. пример 2.11 и исходные данные.)
Исходные данные к задаче 2.11.
№ |
m1 |
m2 |
№ |
m1 |
m2 |
№ |
m1 |
m2 |
№ |
m1 |
m2 |
№ |
m1 |
m2 |
№ |
m1 |
m2 |
1 |
2 |
2 |
6 |
3 |
2 |
11 |
4 |
3 |
16 |
5 |
3 |
21 |
6 |
3 |
26 |
7 |
3 |
2 |
2 |
3 |
7 |
3 |
4 |
12 |
4 |
4 |
17 |
5 |
4 |
22 |
6 |
4 |
27 |
7 |
4 |
3 |
2 |
4 |
8 |
3 |
5 |
13 |
4 |
5 |
18 |
5 |
5 |
23 |
6 |
5 |
28 |
7 |
5 |
4 |
2 |
5 |
9 |
3 |
6 |
14 |
4 |
6 |
19 |
5 |
6 |
24 |
6 |
6 |
29 |
1 |
3 |
5 |
2 |
6 |
10 |
4 |
2 |
15 |
5 |
2 |
20 |
6 |
2 |
25 |
7 |
2 |
30 |
1 |
4 |
Пример 2.12. |
Из 20 изделий |
четыре |
имеют скрытые |
дефекты. |
Изделия выбирают наугад по одному и проверяют. Найдите вероятности |
||||
следующих событий: |
|
|
|
|
A –– первым |
бракованным |
изделием |
окажется пятое |
по счету |
проверяемое изделие;
B –– первыми бракованными изделиями окажутся третье и четвертое проверяемые изделия;
C –– первыми бракованными изделиями окажутся третье и пятое по счету изделия.
Решение. Обозначим черезAi –– событие, состоящее в выборе годного изделия приi-м выборе. Событие A произойдет, если первые
36
![](/html/2706/141/html_Ff3kRTa2Do.6Gen/htmlconvd-i5xD1t37x1.jpg)
четыре изделия окажутся годными и лишь пятое по счету изделие будет бракованным. Это означает, что A = A1 A2 A3 A4 A5 , причем события зависимы. Поэтому
P( A) = P( A1)P( A2 / A1)P( A3 / A1 A2 )P( A4 / A1 A2 A3 )Р( A5 / A1 A2 A3 A4 ) =
= |
16 |
× |
15 |
× |
14 |
× |
13 |
× |
4 |
= |
91 |
» 0,094. |
|
|
|
|
|
|
969 |
||||||||
20 |
19 |
|
18 |
17 |
16 |
|
|
||||||
Событие B произойдет, |
|
если |
первые два изделия будут годными, а |
третье и четвертое окажутся бракованными. Символически это можно записать в виде B = A1 A2 A3 A4 . В силу зависимости событий
P(B) = P( A1)P( A2 / A1)P( A3 / A1 A2 )P( A4 / A1 A2 A3 ) =
= |
16 |
× |
15 |
× |
|
4 |
|
× |
3 |
|
|
= 8 |
» 0,025. |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||
20 |
19 |
18 |
17 |
|
323 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||
Аналогично, C = A1 A2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
и |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
A3 A4 A5 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||
P(C) = P( A1)P( A2 / A1)P( |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||
A3 / A1 A2 )P( A4 / A1 A2 A3 )Р( A5 / A1 A2 A3 A4 ) = |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
= |
16 |
× |
15 |
× |
4 |
× |
14 |
× |
3 |
=7 |
|
» 0,022. |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||
20 |
19 |
18 |
|
|
17 |
16 |
323 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||
Ответ. P( A) = |
91 |
|
» 0,094; |
|
|
P(B) = |
8 |
» 0,025; P(C) = |
7 |
» 0,022. |
|||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||
969 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
323 |
323 |
Задача 2.12.1. Из тщательно перемешанной колоды карт(36 карт) выбирают одна за другой карты.
Варианты 1–10. Какова вероятность того, что первой картой пиковой масти будет k-я по счету карта?
Варианты 11–20. Какова вероятность того, что первыми картами пиковой масти будут k-я и (k +1) -я по счету карты?
Варианты 21–31. Какова вероятность того, что первыми картами пиковой масти будут k-я и (k + 2) -я по счету карты?
(См. пример 2.12 и исходные данные.)
Исходные данные к задаче 2.12.1.
№ |
k |
№ |
k |
№ |
k |
№ |
k |
№ |
k |
№ |
k |
№ |
k |
№ |
k |
№ |
k |
№ |
k |
1 |
2 |
4 |
5 |
7 |
8 |
10 |
2 |
13 |
4 |
16 |
7 |
19 |
10 |
22 |
3 |
25 |
6 |
28 |
9 |
2 |
3 |
5 |
6 |
8 |
9 |
11 |
2 |
14 |
5 |
17 |
8 |
20 |
11 |
23 |
4 |
26 |
7 |
29 |
10 |
3 |
4 |
6 |
7 |
9 |
11 |
12 |
3 |
15 |
6 |
18 |
9 |
21 |
2 |
24 |
5 |
27 |
8 |
30 |
11 |
Задача 2.12.2. Среди n изделий находится два изделия со скрытым дефектом. Изделия выбирают наугад по одному и проверяют, пока оба бракованных изделия не будут обнаружены.
Какова вероятность того, что придется проверить ровно k изделий? Какова вероятность того, что придется проверить не менее k изделий?
37
![](/html/2706/141/html_Ff3kRTa2Do.6Gen/htmlconvd-i5xD1t38x1.jpg)
|
(См. пример 2.12 и исходные данные.) |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
Исходные данные к задаче 2.12.2. |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
№ |
n |
k |
№ |
n |
k |
№ |
n |
k |
№ |
n |
k |
№ |
n |
k |
№ |
n |
k |
1 |
5 |
4 |
6 |
6 |
6 |
11 |
7 |
7 |
16 |
8 |
7 |
21 |
9 |
6 |
26 |
10 |
4 |
2 |
5 |
5 |
7 |
7 |
3 |
12 |
8 |
3 |
17 |
8 |
8 |
22 |
9 |
7 |
27 |
10 |
5 |
3 |
6 |
3 |
8 |
7 |
4 |
13 |
8 |
4 |
18 |
9 |
3 |
23 |
9 |
8 |
28 |
10 |
6 |
4 |
6 |
4 |
9 |
7 |
5 |
14 |
8 |
5 |
19 |
9 |
4 |
24 |
9 |
9 |
29 |
10 |
7 |
5 |
6 |
5 |
10 |
7 |
6 |
15 |
8 |
6 |
20 |
9 |
5 |
25 |
10 |
3 |
30 |
10 |
8 |
Пример 2.13.1. |
Имеется |
система |
соединенных |
между |
собой |
элементов (скажем, участок электрической цепи, поточная линия и т.д., см. |
|
||||
рис. 2.3.2). Вероятность безотказной работы каждого элемента в течение |
|
||||
заданного времени (надежность) равна 0,8. Элементы выходят |
из строя |
|
|||
независимо друг от друга. Какова надежность системы? |
|
|
Рис. 2.3.2
Решение. Пусть событие А состоит в безотказной работе системы в течение заданного времени, а Аi означает безотказную работу i-го элемента
втечение того же времени. Безотказная работа системы равносильна
безотказной |
|
|
работе |
|
|
|
|
хоты |
|
|
|
|
|
|
бы |
одного. |
Поэтомуэлемента |
|||||||||||
А = A1 + А2 + А3 + А4 . |
События |
|
|
|
Аi |
|
|
совместны. |
Вместо |
вычисления |
||||||||||||||||||
вероятности Р( A) = = Р( А1 + A2 + А3 + А4 ) по формуле вероятности суммы |
||||||||||||||||||||||||||||
совместных |
событий |
вычислим |
|
вероятность противоположного события |
||||||||||||||||||||||||
|
|
. Выход из строя системы эквивалентен выходу из строя всех элементов в |
||||||||||||||||||||||||||
А |
||||||||||||||||||||||||||||
течение заданного времени, т.е. |
|
|
= |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
А |
А1 А2 А3 А4 . Так как элементы выходят из |
|||||||||||||||||||||||||||
строя независимо друг от друга, то |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(0, 2)4 |
|
|
||||||||||||||
|
|
|
Р( |
|
) = Р( |
|
)Р=( |
|
|
)Р( |
|
|
|
|
0,0016. |
|
||||||||||||
|
|
|
А |
А |
А |
А=)Р( А ) |
|
|||||||||||||||||||||
Тогда |
|
|
|
1 |
2 |
|
|
|
3 |
|
4 |
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
Р( A) =1 – Р( |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
)= |
1 – 0,0016= |
0,9984 »1. |
|
||||||||||||||||||||
|
|
|
|
A |
|
Ответ. 0,9984 »1.
38
![](/html/2706/141/html_Ff3kRTa2Do.6Gen/htmlconvd-i5xD1t39x1.jpg)
Пример 2.13.2. Имеется система соединенных между собой элементов (электрическая цепь, поточная линия и т..д, см. рис. 2.3.3). Вероятность безотказной работы (надежность) каждого элемента равна0,9. Элементы выходят из строя независимо друг от друга. Какова надежность системы?
Рис. 2.3.3
Решение. Пусть событие А состоит в безотказной работе системы, а Аi –– означает безотказную работуi-го элемента. Событие А произойдет, если одновременно произойдут события А1, А2, А3 и А4. Поэтому А = А1 А2 А3 А4 , а так как события независимы, то
|
Р( A) = Р( А )Р=( А )Р( А )Р( А ) (0,9)4 |
» 0,66. |
|||
|
1 |
2 |
3 |
4 |
|
Ответ. |
(0,9)4 » 0,66. |
|
|
|
|
Задача |
2.13. На рис. 2.3.4 |
изображена схема некоторой системы |
(например, участок электрической цепи, или |
участок поточной линии, где |
|||
деталь |
подвергается |
обработке |
на |
разных ). станкахВероятность |
безотказной работы |
в течение |
некоторого времени(надежность) для |
каждого элемента первого блока равна0,9, а для элементов второго блока эта вероятность равна0,8. В первом блоке три параллельные линии соответственно из k1, k2, k3 элементов. Второй блок состоит из двух параллельных линий, в которых соответственно m1 и m2 элементов.
Найдите надежность системы. (См. примеры 2.13.1, 2.13.2 и исходные данные.)
|
|
|
|
Блок 1 |
|
|
Рис. 2.3.4 |
|
|
Блок 2 |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
Исходные данные к задаче 2.13. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
№ |
k1 |
k2 |
k3 |
m1 |
m2 |
№ |
k1 |
k2 |
k3 |
m1 |
m2 |
№ |
k1 |
k2 |
k3 |
m1 |
m2 |
1 |
2 |
2 |
2 |
1 |
1 |
11 |
1 |
2 |
1 |
1 |
1 |
21 |
1 |
2 |
1 |
1 |
1 |
2 |
2 |
3 |
2 |
2 |
1 |
12 |
1 |
2 |
1 |
2 |
1 |
22 |
1 |
2 |
1 |
2 |
1 |
3 |
2 |
3 |
1 |
2 |
2 |
13 |
1 |
2 |
1 |
2 |
2 |
23 |
1 |
2 |
1 |
2 |
2 |
4 |
2 |
2 |
2 |
2 |
1 |
14 |
2 |
2 |
1 |
1 |
1 |
24 |
2 |
2 |
1 |
1 |
1 |
5 |
2 |
3 |
2 |
1 |
1 |
15 |
2 |
2 |
1 |
2 |
1 |
25 |
2 |
2 |
1 |
2 |
1 |
6 |
2 |
3 |
1 |
1 |
1 |
16 |
2 |
2 |
1 |
2 |
2 |
26 |
2 |
2 |
1 |
2 |
2 |
7 |
2 |
2 |
2 |
2 |
2 |
17 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
27 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
39
![](/html/2706/141/html_Ff3kRTa2Do.6Gen/htmlconvd-i5xD1t40x1.jpg)
8 |
2 |
3 |
2 |
2 |
2 |
18 |
1 |
1 |
1 |
2 |
1 |
28 |
1 |
1 |
1 |
2 |
1 |
9 |
2 |
3 |
1 |
2 |
1 |
19 |
1 |
1 |
1 |
2 |
2 |
29 |
1 |
1 |
1 |
2 |
2 |
10 |
2 |
3 |
1 |
2 |
2 |
20 |
3 |
2 |
1 |
1 |
1 |
30 |
3 |
2 |
1 |
1 |
1 |
Пример 2.14. В первой урне два белых шара, четыре синих и девять красных, а во второй соответственно три, пять и шесть. Из каждой урны наугад выбирают два шара. Какова вероятность того, что будут выбраны
шары одного цвета? |
|
|
|
|
|
|
Решение. |
Событие, состоящее |
в |
выборе |
шаров |
одного , |
цвета |
обозначим через A. Обозначим через Bi |
выбор изi-й |
урны |
двух белых |
|||
шаров, через Ci обозначим выбор изi-й урны двух синих шаров, через Di |
|
|||||
выбор из i-й урны двух красных шаров. |
|
|
|
|
|
|
Событие A |
произойдет, если из |
первой урны |
будут |
выбраны |
два |
белых шара (событие B1) и из второй урны будут выбраны тоже два белых шара (событие B2) или из первой урны извлекут два синих шара(событие C1) и из второй урны будут выбраны тоже два синих шара (событие C2) или из первой урны будут выбраны два красных шара(событие D1) и из второй
урны будут |
выбраны |
тоже |
два |
красных шара(событие D2). Поэтому |
|||||||||||||
A = B1B2 + C1С2 + D1D2 . События независимы и слагаемые несовместны. В |
|||||||||||||||||
итоге получаем, что |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
P( A) = P(B1 )P(B2 ) + P(C1)P(C2 ) + P(D1)P(D2 ) = |
||||||||||||||||
|
|
С2 |
С 2 |
|
С2 |
С2 |
|
С2 |
С2 |
201 |
» 0,06. |
||||||
|
= |
|
2 |
× |
3 |
+ |
4 |
× |
5 |
|
+ |
9 |
× |
6 |
= |
|
|
|
С |
|
С 2 |
|
С2 |
|
|
3185 |
|||||||||
|
|
2 |
|
|
С2 |
|
С2 |
С2 |
|
||||||||
|
|
15 |
|
14 |
|
15 |
|
14 |
|
|
15 |
|
14 |
|
|
|
|
Ответ. |
201 |
» 0,06. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
3185 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Задача 2.14. В первой урне n1 |
белых шаров, n2 синих и n3 красных, а |
во второй соответственно m1, m2 и m3. Из каждой урны наугад выбирают k шаров ( k =1 для нечетных вариантов и k = 2 для четных).
Какова вероятность того, что будут выбраны шары одного цвета? (См. пример 2.14 и исходные данные.)
Исходные данные к задаче 2.14.
№ |
n1 |
n2 |
n3 |
m1 |
m2 |
m3 |
№ |
n1 |
n2 |
n3 |
m1 |
m2 |
m3 |
1 |
3 |
5 |
7 |
2 |
2 |
5 |
14 |
6 |
5 |
4 |
5 |
3 |
4 |
2 |
3 |
5 |
6 |
5 |
2 |
3 |
17 |
4 |
5 |
1 |
6 |
3 |
2 |
3 |
4 |
3 |
8 |
3 |
2 |
5 |
18 |
5 |
2 |
3 |
2 |
4 |
4 |
4 |
8 |
4 |
3 |
3 |
2 |
5 |
19 |
6 |
3 |
2 |
4 |
6 |
2 |
5 |
3 |
7 |
5 |
5 |
2 |
3 |
20 |
3 |
5 |
4 |
6 |
2 |
2 |
6 |
5 |
3 |
7 |
3 |
5 |
2 |
21 |
3 |
4 |
5 |
5 |
3 |
6 |
7 |
5 |
7 |
3 |
4 |
3 |
3 |
22 |
3 |
4 |
5 |
3 |
6 |
2 |
8 |
7 |
3 |
5 |
3 |
4 |
3 |
23 |
2 |
5 |
7 |
4 |
3 |
3 |
9 |
4 |
5 |
6 |
4 |
3 |
3 |
24 |
2 |
6 |
4 |
8 |
3 |
1 |
40
![](/html/2706/141/html_Ff3kRTa2Do.6Gen/htmlconvd-i5xD1t41x1.jpg)
10 |
5 |
4 |
6 |
2 |
4 |
4 |
11 |
5 |
6 |
4 |
4 |
2 |
4 |
12 |
6 |
5 |
4 |
4 |
4 |
2 |
13 |
4 |
6 |
5 |
3 |
5 |
4 |
15 |
2 |
6 |
7 |
5 |
4 |
3 |
16 |
5 |
2 |
8 |
6 |
3 |
3 |
25 |
6 |
4 |
3 |
2 |
3 |
5 |
26 |
6 |
4 |
4 |
3 |
5 |
7 |
27 |
7 |
3 |
4 |
5 |
2 |
4 |
28 |
7 |
4 |
3 |
6 |
5 |
2 |
29 |
6 |
3 |
4 |
5 |
4 |
3 |
30 |
6 |
5 |
3 |
8 |
3 |
4 |
Пример 2.15. Два стрелка по очереди стреляют в цель до первого попадания. Вероятность попадания в цель при одном выстреле равна для них соответственно 1/3 и 1/2. Каждый стрелок имеет право только на два выстрела. Какова вероятность того, что цель будет поражена? Какова вероятность того, что цель поразит первый стрелок?
Решение. Обозначим черезAi попадание первого стрелка приi-м выстреле, а через Bi –– попадание второго стрелка при i-м выстреле.
На рис. 2.3.5 изображено «дерево» всех возможных способов протекания стрельбы.
Рис. 2.3.5
Цель не будет поражена (событие С ), если произойдут события А1 и
В1 и А2 и В2 . Так как события независимы, то
P(С) = Р( А1)Р(В1)Р( А2 )Р(В2 )= (2 / 3)(1 / 2)(2 / 3)(1 / 2)= 1 / 9.
Поэтому вероятность поражения цели P(C) =1 – P(С=) 1 – 1 / 9= 8 / 9.
Цель поразит первый стрелок(событие A), если он попадет при первом выстреле или при первом выстреле он не попадет в цель и второй стрелок при своем первом выстреле не попадет в цель и после этого
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
первый стрелок попадет |
в цель. Поэтому |
A = A1 + А1В1 A2. События A1 и |
|||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
А1В1 A2 несовместны. В силу независимости событий получаем |
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
+ |
2 |
× |
1 |
× |
1 |
= |
4 |
. |
||||
|
|
|
|
P( A) = P( A ) + P(=А |
)P( |
В |
)P( A ) |
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
1 |
1 |
1 |
2 |
3 |
3 |
2 |
3 |
9 |
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Ответ. 8/9; 4/9.
41
![](/html/2706/141/html_Ff3kRTa2Do.6Gen/htmlconvd-i5xD1t42x1.jpg)
Задача 2.15. Два игрока A и B поочередно бросают монету. Выигрывает тот, у кого раньше выпадет герб. Первым бросок делает игрок A.
Варианты 1–8. Найти вероятность события: выиграл игрок A до k-го броска.
Варианты 9–15. Найти вероятность события: выиграл игрок B до k-го броска.
Варианты 16–23. Найти вероятность события: выиграл игрок A не позднее k-го броска.
Варианты 24–30. Найти вероятность события: Выиграл игрок B не позднее k-го броска.
(См. пример 2.15, k –– последняя цифра варианта плюс четыре.)
Пример |
2.16. Урна |
содержит |
шесть |
занумерованных шаров с |
||
номерами |
от |
одного до шести. Шары извлекаются по одному без |
||||
возвращения. Пусть событие A состоит в том, что шары будут извлечены в |
||||||
порядке их номеров, а событие B в том, что хотя бы один раз номер шара |
||||||
совпадет |
с |
порядковым номером его извлечения. Найти вероятности |
||||
событий A и B и определить предельные вероятности этих событий при |
||||||
неограниченном увеличении числа шаров в урне. |
|
|
||||
Решение. |
а) Обозначим |
через Ai –– |
событие, состоящее в |
том, что |
||
порядок |
извлечения i-го шара совпадает с его |
номером. Тогда |
событие |
A = A1 A2 A3 ×K× A6 . Вместо рассмотрения произведения зависимых событий заметим, что шары в указанном порядке можно извлечь только одним способом, а всего равновозможных способов извлечения существует(6!).
Поэтому P( A) = |
1 |
|
= |
|
|
1 |
. При увеличении числа шаров P( A) ® 0. |
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
720 |
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
6! |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
Событие B произойдет, если появится хотя бы одно из событийA1 |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
или A2 или … или A6. Поэтому |
|
B = A1 + A2 + A3 + A4 + A5 + A6 , причем |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
события совместны. При переходе к противоположному событию придется |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
рассматривать произведение шести зависимых событий |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
Аi , что в данном |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
случае |
|
|
|
сделать |
|
|
|
|
сложно. Поэтому |
|
|
|
|
вычислим |
|
|
|
вероятность |
суммы |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
непосредственно: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
6 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
P(B) = åР( Аi ) - å P( Ai ) P( Aj ) + å P( Ai ) P( Aj ) P( Ak ) -K- |
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i=1 |
|
|
|
|
|
|
|
1£i < j£6 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1£i< j<k £6 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
– P( A A A A A A ) =1 - C 2 |
× |
1 |
× |
1 |
+ C |
3 |
× |
1 |
× |
1 |
× |
1 |
- C 4 |
× |
1 |
× |
1 |
× |
1 |
× |
1 |
+ |
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
5 |
|
|
|
|
|
4 |
|
|
|
4 |
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
2 |
|
3 |
|
4 |
5 |
|
6 |
|
|
|
|
|
|
6 |
6 |
|
|
6 |
|
6 |
5 |
|
|
6 |
6 |
5 |
|
4 |
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||
+C |
5 |
|
1 |
|
1 |
|
1 |
|
|
1 |
|
1 |
|
|
1 |
|
1 |
|
1 |
|
|
1 |
|
1 |
×1 =1 - |
1 |
|
|
|
1 |
|
|
|
|
1 |
|
|
|
1 |
|
|
|
1 |
|
|
454 |
|
» 0,65. |
|
||||||||||||||||
6 |
× |
|
|
× |
|
× |
|
|
× |
|
× |
|
|
|
- |
|
|
× |
|
|
× |
|
|
× |
|
× |
|
|
|
+ |
|
|
|
- |
|
|
|
+ |
|
|
- |
|
= |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
6 |
5 |
4 |
|
3 |
2 |
|
6 |
5 |
4 |
|
3 |
2 |
2 |
|
6 |
|
|
|
|
120 |
|
|
720 |
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
24 |
|
|
720 |
|
|
|
|
42
Заметим, что искомая вероятность является частичной суммой ряда Тейлора функции 1 – е-х при х = -1. Поэтому при больших n имеем
P( A1 + A2 + A3 +K+ An ) »1 – е-1 » 0,63.
Ответ. P( A) = |
1 |
; P( A) ¾¾¾®0; P(B) = |
454 |
» 0,63; |
|
|
|||
720 |
n®¥ |
720 |
|
|
|
|
P(B) ¾¾¾®1 – е-1.
n®¥
Задача 2.16. На вешалке виситn шляп. Каждый из владельцев шляпы берет шляпу наугад и уходит. Какова вероятность того, что хотя бы один уйдет в своей шляпе? (См. пример 2.16 и исходные данные.)
Исходные данные к задаче 2.16.
№ |
n |
№ |
n |
№ |
n |
№ |
n |
№ |
n |
№ |
n |
№ |
n |
№ |
n |
№ |
n |
№ |
n |
1 |
4 |
4 |
7 |
7 |
4 |
10 |
7 |
13 |
8 |
16 |
7 |
19 |
8 |
22 |
10 |
25 |
8 |
28 |
4 |
2 |
3 |
5 |
9 |
8 |
5 |
11 |
9 |
14 |
3 |
17 |
5 |
20 |
4 |
23 |
5 |
26 |
9 |
29 |
5 |
3 |
5 |
6 |
8 |
9 |
3 |
12 |
10 |
15 |
4 |
18 |
9 |
21 |
3 |
24 |
7 |
27 |
3 |
30 |
7 |
Пример 2.17. Имеется две одинаковых колоды ,картсостоящие
каждая из N |
различных карт. Карты |
в |
каждой |
колоде перемешивают |
||
(колоду тасуют). После этого сравнивают расположение карт |
в |
колодах. |
||||
Если какая-то |
карта занимает одно |
и |
то же |
положение |
в |
кол, тодах |
говорят, что произошло совпадение. Совпадения могут происходить на
любом из N мест и на нескольких местах |
одновременно. Какова |
вероятность ровно m совпадений? (Такая задача имеет |
много вариантов |
условий. Например, можно говорить о шляпах, перепутанных в гардеробе и распределенных случайно между посетителями, или о письмах, наугад разосланных N адресатам и т.д.)
Решение. Возможность вычисления этих вероятностей открывает следующая теорема.
Теорема. Пусть имеем группу событийA1, A2 , A3 ,¼, AN . Для любого целого m, удовлетворяющего условию 1 £ m £ N , вероятность P[m] одновременного появления m из N событий A1, A2 , A3 ,¼, AN . определяется формулой
P[m] = S |
m |
– Cm |
S |
m+1 |
+ Cm |
S |
m+2 |
– ¼± C mS |
N |
, |
(2.3.1) |
где |
m+1 |
|
m+2 |
|
N |
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
S1 = åP( Ai ), S2 = åP( Ai Aj ), S3 = å P( Ai Aj Ak ), K . |
|
||||||||||
i |
|
i ¹ j |
|
|
|
|
|
i ¹ j¹k |
|
|
|
К формуле (2.3.1) |
|
приводят |
следующие соображения. Пусть E –– |
элементарный исход опыта. Предположим, что этот исход включен в n из N событий Ai. Тогда вероятность этого исходаP(E) входит в составP[m] только при n = m. Заметим, что P(E) входит в суммы S1, S2 ,¼, Sn и не
43
![](/html/2706/141/html_Ff3kRTa2Do.6Gen/htmlconvd-i5xD1t44x1.jpg)
входит в суммы Sn+1, Sn+2 ,¼, SN . |
Это означает, что P(E) не входит в правую |
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
часть (2.3.1) при n < m. |
При n = m вероятность P(E) входит в сумму Sm, а |
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
при n > m члены P(E) в |
суммах Sm , Sm+1 ,¼, Sn взаимно уничтожаются. В |
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
самом деле, из n событий, |
содержащих E, можно образовать Ck |
групп по k, |
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
поэтому |
P(E) |
входит в |
Sk |
с |
|
|
коэффициентомCk . Тогда |
при n > m |
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
вероятность P(E) входит в правую часть равенства (2.3.1) с коэффициентом |
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Cm |
- Cm C m+1 + Cm |
|
C m+2 -¼ . |
(2.3.2) |
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
m+1 |
|
n |
|
|
|
m+2 n |
|
|
|
|
|
|
||||||
Но |
Cm Cm+n = CmCn |
|
|
|
(в |
|
этом |
|
|
легко |
|
|
убедиться, записав левую |
и |
||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
m+n |
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
n-m |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
правую |
часть |
равенства |
|
через |
|
|
факториалы). Поэтому выражение (2.3.2) |
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
преобразуется к виду |
|
|
|
|
Cm{C0 |
- C1 |
|
|
. . . ± Cn-m}.. |
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
+ |
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
n-m |
|
|
|
n-m |
|
|
|
|
|
n-m |
|
|
|
|
|
|
|||||||
В |
последнем |
|
|
|
|
|
выражении |
|
в |
|
|
скобке |
|
|
имеем разложение |
бинома |
||||||||||||||||||||||||||||||||
(1 -1)n-m = 0 , так что коэффициент (2.3.2) равен нулю. |
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
Продолжим решение примера. Установлено, что вероятность ровно |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
m совпадений в соответствии с формулой (2.3.1) равна |
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
P(0) =1 – 1 + |
1 |
|
- |
|
1 |
|
+¼m |
|
|
1 |
|
|
± |
1 |
|
|
m |
1 |
; |
|
|
|||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
2! |
|
3! |
|
|
|
|
|
|
|
(N - 2)! |
|
(N -1)! N ! |
|
|
|||||||||||||||||||||||||||
P(1) =1 – 1 + |
1 |
- |
1 |
|
+ ... m |
|
|
1 |
|
± |
1 |
|
; |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
(N |
- 2)! |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
2! |
|
|
3! |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(N -1)! |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||
P(2) = |
1 |
|
ì |
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
ü |
|
|
|||||||||
|
í1 |
-1 |
+ |
|
|
- |
|
|
+ ... ± |
|
|
|
|
m |
|
|
|
ý; |
|
|
||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
- 2)! |
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||
|
2! |
î |
|
|
|
|
|
|
|
|
2! |
|
|
|
|
3! |
|
|
|
|
|
|
(N - 3)! (N |
þ |
|
|
||||||||||||||||||||||
P(3) = |
1 |
ì1 -1 + |
1 |
- |
1 |
+ ... ± |
1 |
|
|
|
|
ü; |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||
|
3! |
í |
|
|
|
|
|
|
|
|
2! |
|
|
3! |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ý |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
î |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(N - 3)!þ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||
. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
P(N – 2) = |
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
ì |
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
ü |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
í1 -1 + |
|
|
|
ý; |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
(N - |
2)! |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
î |
|
|
|
|
|
|
|
2!þ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||
P(N – 1) = |
|
1 |
|
|
|
|
|
{1 |
|
-1} = 0. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
(N |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
-1)! |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Здесь равенство нулю означает невозможность получитьN -1 совпадение без того, чтобы не было N совпадений:
P(N ) = 1 .
N !
44