Vzorec celkové pravděpodobnosti
V teorii pravděpodobnosti je celková pravděpodobnost vzorec je teorém , který umožňuje vypočítat pravděpodobnost o o události rozkladem podle toho, s celkovým systémem událostí.
Státy
Vzorec celkové pravděpodobnosti - Dáme si prostor pravděpodobnosti If je vyčerpávající (konečný nebo spočetný ) systém událostí , a pokud vůbec, pak pro jakoukoli událost(Ω,NA,P).{\ displaystyle (\ Omega, {\ mathcal {A}}, \ mathbb {P}).}
(Bi)i∈Já{\ displaystyle (B_ {i}) _ {\, i \ v I}}
i∈Já,{\ displaystyle i \ in I,}
P(Bi)≠0,{\ displaystyle \ mathbb {P} (B_ {i}) \ neq 0,}
NA,{\ displaystyle A,}
P(NA)=∑i∈JáP(NA|Bi)P(Bi)=∑i∈JáP(NA∩Bi).{\ displaystyle \ mathbb {P} (A) = \ součet _ {i \ v I} \ mathbb {P} (A | B_ {i}) \ mathbb {P} (B_ {i}) = \ součet _ { i \ in I} \ mathbb {P} (A \ cap B_ {i}).}![{\ displaystyle \ mathbb {P} (A) = \ součet _ {i \ v I} \ mathbb {P} (A | B_ {i}) \ mathbb {P} (B_ {i}) = \ součet _ { i \ in I} \ mathbb {P} (A \ cap B_ {i}).}](https://wikimedia.org/api/rest_v1/media/math/render/svg/128df8947fab5514f50e967749728a4a817e5891)
Poznámky:
- Při definování představuje problém: bude podmíněná pravděpodobnost of vědět událost, která nikdy dochází, a to Obvyklou definicí by pak vedlo k dělení podle 0 ... A smlouvy, která je zřídka škodlivý skládá, když připisovat libovolnou hodnotu mezi 0 a 1: nikdy nemusíme předpovídat pravděpodobnost vědění události, protože k ní nikdy nedojde, takže přiřazení libovolné hodnoty nezpůsobí žádnou chybu. Na druhou stranu je ve vzorci celkové pravděpodobnosti přiřazení libovolné hodnoty mezi 0 a 1 irelevantní, protože tuto hodnotu potom vynásobíme souhrnem, s touto konvencí je předpoklad pro celkový vzorec pravděpodobnosti nadbytečný .P(Bi)=0,{\ displaystyle \ mathbb {P} (B_ {i}) = 0,}
P(NA|Bi){\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B_ {i})}
P(NA|Bi){\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B_ {i})}
NA{\ displaystyle A}
Bi.{\ displaystyle B_ {i}.}
P(NA|Bi){\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B_ {i})}
P(Bi)=0,{\ displaystyle \ mathbb {P} (B_ {i}) = 0,}
P(NA|Bi){\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B_ {i})}
NA{\ displaystyle A}
Bi,{\ displaystyle B_ {i},}
Bi{\ displaystyle B_ {i}}
P(NA|Bi){\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B_ {i})}
P(NA|Bi){\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B_ {i})}
0=P(Bi).{\ displaystyle 0 = \ mathbb {P} (B_ {i}).}
P(Bi)≠0{\ displaystyle \ mathbb {P} (B_ {i}) \ neq 0}
- Hypotéza, podle níž je vyčerpávající systém, může být oslabena : může být nahrazena Je naopak důležité, aby byly disjunktní.(Bi)i∈Já{\ displaystyle (B_ {i}) _ {\, i \ v I}}
∪i∈JáBi=Ω{\ displaystyle \ cup _ {\, i \ in I} B_ {i} = \ Omega}
∪i∈JáBi⊃NA.{\ displaystyle \ cup _ {\, i \ in I} B_ {i} \ supset A.}
Bi{\ displaystyle B_ {i}}![Bi}](https://wikimedia.org/api/rest_v1/media/math/render/svg/82cda0578ec6b48774c541ecb9bee4a90176e62f)
.
Varianta
Věta - Zvažte pravděpodobnost prostor a událostí A . Pokud je oddíl (konečný nebo spočetný) události B ,
(Ω,NA,P){\ displaystyle (\ Omega, {\ mathcal {A}}, \ mathbb {P})}
(Bi)i∈Já{\ displaystyle (B_ {i}) _ {\, i \ v I}}![{\ displaystyle (B_ {i}) _ {\, i \ v I}}](https://wikimedia.org/api/rest_v1/media/math/render/svg/79bd6142adbb5df93648d822fea6960f236c7dcb)
P(NA|B)=∑i∈JáP(NA|Bi)P(Bi|B).{\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B) = \ součet _ {i \ v I} \ mathbb {P} (A | B_ {i}) \ mathbb {P} (B_ {i} | B). }![{\ mathbb {P}} (A | B) = \ sum _ {{i \ in I}} {\ mathbb {P}} (A | B_ {i}) {\ mathbb {P}} (B_ {i } | B).](https://wikimedia.org/api/rest_v1/media/math/render/svg/624fa1e8b76eda5a30f56a8a01e0fe3b155962e1)
Demonstrace
P(NA∩B)=∑i∈JáP(NA∩Bi)=∑i∈JáP(NA|Bi)P(Bi)=∑i∈JáP(NA|Bi)P(Bi|B)P(B),{\ displaystyle {\ begin {zarovnaný} \ mathbb {P} (A \ cap B) & = \ sum _ {i \ in I} \ mathbb {P} (A \ cap B_ {i}) \\ & = \ součet _ {i \ in I} \ mathbb {P} (A | B_ {i}) \ mathbb {P} (B_ {i}) \\ & = \ sum _ {i \ in I} \ mathbb {P} (A | B_ {i}) \ mathbb {P} (B_ {i} | B) \ mathbb {P} (B), \ end {zarovnáno}}}
protože CQFD
Bi∩B=Bi.{\ displaystyle B_ {i} \ čepice B = B_ {i}.}![{\ displaystyle B_ {i} \ čepice B = B_ {i}.}](https://wikimedia.org/api/rest_v1/media/math/render/svg/238b5ba77293a27995ae979bdd6df60ba75924b3)
Důsledek - Pokud je oddíl (konečný nebo spočetný) události B , a pokud nezávisí na i , pak společná hodnota podmíněných pravděpodobností je(Bi)i∈Já{\ displaystyle (B_ {i}) _ {\, i \ v I}}
P(NA|Bi){\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B_ {i})}
P(NA|Bi){\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B_ {i})}
P(NA|B).{\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B).}
Demonstrace
Označme x společnou hodnotu podmíněných pravděpodobností Then
P(NA|Bi).{\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B_ {i}).}![{\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B_ {i}).}](https://wikimedia.org/api/rest_v1/media/math/render/svg/8670ba03811373e17f8321b27f4fcac73a92eb20)
P(NA|B)=∑i∈JáP(NA|Bi)P(Bi|B)=X ∑i∈JáP(Bi|B)=X.{\ displaystyle {\ begin {aligned} \ mathbb {P} (A | B) & = \ sum _ {i \ in I} \ mathbb {P} (A | B_ {i}) \ mathbb {P} (B_ {i} | B) \\ & = x \ \ sum _ {i \ in I} \ mathbb {P} (B_ {i} | B) \\ & = x. \ end {zarovnáno}}}
CQFD
Tento důsledek umožňuje snížit výpočet na výpočet někdy snadnějšího, protože událost B i , která je menší než událost B , poskytuje přesnější informace a tím usnadňuje prognózu (prognóza = výpočet podmíněné pravděpodobnosti). Případ často nastává při studiu dvou markovských řetězců, z nichž jeden je obrazem druhého. Důkaz o Markovově vlastnosti pro Galton-Watsonovy procesy je jen jedním příkladem z mnoha.
P(NA|B){\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B)}
P(NA|Bi),{\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B_ {i}),}![{\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B_ {i}),}](https://wikimedia.org/api/rest_v1/media/math/render/svg/cf2203c937dacbe4ae6851f7876199ec5a07ebcb)
Zejména se důsledek často používá v případě, že B = Ω , a poté umožňuje snížit výpočet na výpočetP(NA){\ displaystyle \ mathbb {P} (A)}
P(NA|Bi).{\ displaystyle \ mathbb {P} (A | B_ {i}).}
Podívejte se také
<img src="https://fr.wikipedia.org/wiki/Special:CentralAutoLogin/start?type=1x1" alt="" title="" width="1" height="1" style="border: none; position: absolute;">