- •Предмет теории вероятности. Основные задачи.
- •Понятие события, классификация
- •Классическое определение вероятности
- •Статистическое определение вероятности
- •Элементы комбинаторного анализа
- •Действия над событиями.
- •Теорема сложения вероятностей несовместных событий
- •Условная вероятность. Теорема умножения вероятностей. Независимые события.
- •Теорема сложения вер-тей совместных событий
- •Формула полной вероятности. Формула Байеса
- •Повторные независимые испытания. Формула Бернулли
- •Приближенные вычисления вероятностей в схеме испытаний Бернулли
- •Случайные величины. Закон распределение дискретной случайной величины
- •Математические операции над дсв
- •Математическое ожидание дсв
- •Математическое ожидание числа появлений события в нез. Исп.
- •Дисперсия дсв
- •Дисперсия числа появлений события в независимых испытаниях
- •Основные законы распределения дсв
- •Распределение Пуассона
- •Гипергеометрическое распределение
- •Функция распределения вероятностей случайной величины
- •График функции распределения дсв
- •Непрерывные случайные величины. График.
- •Теорема о вер-ти отдельно взятого значения нсв
- •Вероятность попадания нсв в заданный интервал
- •Плотность вероятности нсв
- •Нахождение функций по плотности распределения
- •Числовые характеристики случайных величин
- •Равномерный закон распределения нсв
- •Показательный закон распределения нсв
- •Нормальный закон распределения нсв
- •Нормальная кривая. Влияние параметров на ее форму.
- •Свойства случайной величины, распределенной по нормальному закону.
- •Закон больших чисел
- •Основные задачи математической статики
- •Сплошное и выборочное наблюдения. Генеральная и выборочная совокупности. Типы выборок. Репрезентативность.
- •Статистическое распределение выборки. Эмпирическая функция распределения. Полигон и гистограмма.
- •Оценка параметров генеральной совокупности. Свойства оценок.
- •Основные методы нахождения оценок.
- •Точечные оценки параметров генеральной совокупности по собственно-случайной выборке.
- •Интервальное оценивание. Предельная ошибка выборки.
Теорема сложения вер-тей совместных событий
Определ.: События А и В назыв. совместными, если появление одного из них не исключает появления другого в одном и том же испытании, т.е. есть элементарн. события, входящие и в событие А, и в соб. В. Теорема: Вероятн. появления хотя бы 1 из 2-ух совместн. событий равна сумме вероятностей этих событий без вероятности их совместного наступления, т.е. P(A+B)=P(A)+P(B)-P(AB). Доказ-во: Пусть в рез-те опыта возможны N равновозможн. исходов. Пусть далее событию А благоприятствует М исходов, а событию В благопр. К исходов. События А и В совместны, поэтому часть указан. исходов благоприятст. и событию А, и соб. В. Предположим, что таких исходов L, тогда P(A)=M/N, P(B)=K/N, P(AB)=L/N. Событие А+В заключается либо в наступлении события А, либо соб. В, либо соб. АВ, поэтому ему будет благоприятствовать M+K-L исходов. Тогда P(A+B)=(M+K-L)/N=M/N+K/N-L/N. Вероятн. суммы 3-ех совместн. событий вычисляются по формуле: P(A+B+C)=P(A)+P(B)+P(C)-P(AB)-P(BC)-P(AC)+P(ABC)
Формула полной вероятности. Формула Байеса
Пусть требуется определить вер. некотор. события А, кот. может произойти вместе с одним из событий H1,H2,…,Hn, образующ. полную группу несовместн. событий. События H1,H2,…,Hn будем называть гипотезами. Докажем, что в этом случае P(A) вычисляется как + +…+ = . Т.е. P(A) вычисляется как сумма произведений вероятности каждой гипотезы на соответств. условн. вер. события А. Доказ-во: Т.к. гипотезы H1,H2,…,Hn образуют полную группу, то соб. А может появиться в комбинации с какой-л. из этих гипотез, т.е. A=H1A+H2A+…+HnA. Т.к. гипотезы H1,H2,…,Hn несовместны, то и комбинации H1A,H2A,…,HnA несовместны. Применяя теорему сложения, получаем P(A)= P(H1A)+P(H2A)+…+P(HnA). Применяя к событию HiA теорему умножения вероятностей, получаем P(A)= + +…+ .
Следствиеь теоремы умножения и формулы полной вер. явл. теорема гипотез или формула Байеса. Поставим след. задачу: имеется полная группа несовместн. гипотез H1,H2,…,Hn. Вероятности этих гипотез до опыта известны и равны P(H1), P(H2),…, P(Hn). Произведен опыт, в рез-те кот. появилось некотор. событие А. Как следует изменить вероятности гипотез в связи с появлением этого события? Т.е. нужно найти условн. вер. PA(Hi) для каждой гипотезы. Из теоремы умножения вероятностей: P(AHi)=P(A) PA(Hi)=P(Hi) , ; PA(Hi)= , . Выражая P(A) с пом. формулы полн. вероятности, получаем PA(Hi)= , . Данная формула назыв. формулой Байеса или теоремой гипотез.
Повторные независимые испытания. Формула Бернулли
При решении вероятностн. задач часто приходится сталкиваться с ситуациями, в кот. одно и тоже испытание повторяется многократно. В рез-те каждого опыта может появиться или не появиться некотор. соб. А, причем нас интересует не рез-т каждого отдельного опыта, а общее число появлений соб. А в рез-те серии опытов. Модель рассматрив. ситуации выглядит след. образом: проводится n испытаний, в каждом из кот. соб. А может произойти или нет. Причем вероятность события в кажд. отдельн. испытании постоянна, т.е. не меняется от испытания к испытанию. Требуется определить вер. m появлений соб. А в n испытаниях. Подобн. задачи решаются довольно легко, если испытания явл. независимыми. Опред.: Неск-ко испытаний назыв. независим. относит-но соб. А, если вер. соб. А в кажд. из них не зависит от исходов др. испытаний. Напр, неск-ко последоват. бросаний монет представляют собой независим. опыты. Производится n независим. опытов, в кажд. из кот. может появиться или не появ. некотор. соб.А. Вер. появл. данного события в кажд. опыте постоянна и равна p, а вер. непоявления=q. Требуется найти вер. Pn(m) того, что соб. А в этих n опытах появится m раз. Рассмотрим событие Bm, состоящ. в том, что соб. А появится в этих n опытах ровно m раз. Разложим соб. Bm на сумму произведен. событий, состоящих в появлении или непоявл. соб. А в определ. опыте. Каждый вар-т появл. соб. Bm должен состоять из m появлений соб. А или n-m непоявл. соб. А. Bm=А1А2…Аm … . Каждое произведен. соб. А должно происходить m раз, а n-m раз. Число всех комбинаций такого рода равно , т.е. равно числу способов, какими можно из n опытов выбрать m, в кот. произошло соб. А. Вер. каждой такой комбинации по теор. умножен. для независ. событий равна . Т.к. комбинации между собой несовместны, то по теор. сложения вер. соб. Bm равна . Т.о., если производится n независим. опытов, в кажд. из кот. соб. А появляется с вер. p, то вер. того, что соб. А появится ровно m раз, выражается формулой