Το διάγραμμα που ακολουθεί περιγράφει την σχέση των θεμελιωδών εννοιών των πιθανοτήτων: μοντέλο + πείραμα. χώρος δειγμάτων

Μέγεθος: px
Εμφάνιση ξεκινά από τη σελίδα:

Download "Το διάγραμμα που ακολουθεί περιγράφει την σχέση των θεμελιωδών εννοιών των πιθανοτήτων: μοντέλο + πείραμα. χώρος δειγμάτων"

Transcript

1 Κεφάλαιο 1 Πιθανότητες Το διάγραμμα που ακολουθεί περιγράφει την σχέση των θεμελιωδών εννοιών των πιθανοτήτων: μοντέλο + πείραμα χώρος δειγμάτων άλγεβρα γεγονότων μέτρο πιθανότητας Χώρος δειγμάτων ή δειγματοχώρος (sample space): Ολα τα δυνατά α- ποτελέσματα ενός πειραματικού μοντέλου σε πλήρη λεπτομέρεια και χωρίς καμία επικάλυψη(στο χώρο). Άλγεβρα γεγονότων (algebra of events): Γεγονότα ή ενδεχόμενα (events) είναι ένα σύνολο από σημεία ή περιοχές σε ένα(συνήθως δισδιάστατο) χώρο. Η άλγεβρα γεγονότων είναι αξιωματικά ορισμένη(7 αξιώματα). Απεικόνιση χρησιμοποιώντας διαγράμματα Venn. Τα ενδεχόμενα περιέχουν(κανένα), ένα ή περισσότερα δείγματα του δειγματοχώρου.

2 6 Πιθανότητες Μέτρο πιθανότητας (probability measure): Ενας(μοναδικός) πραγματικός αριθμός που αντιστοιχεί σε κάθε αποτέλεσμα του χώρου δειγμάτων. Αξιωματικά ορισμένο(3 αξιώματα). 1.1 Αλγεβρα γεγονότων Ορισμοί: Βέβαιο ενδεχόμενο (universal event) Ω είναι το σύνολο που περιέχει όλα τα σημεία στο δειγματοχώρο ενός πειράματος. Τοσυμπλήρωμα (complement) A ή Āενόςενδεχομένου Aείναιτοσύνολο όλων των σημείων του Ω που δεν συμπεριλαμβάνονται στο A. Τοκενόσύνολοήκενόενδεχόμενο (null set) ήφδενπεριέχεικανένα σημείο του δειγματοχώρου. Ηένωση (union) +ή δύοενδεχομένων Aκαι Bείναιτοενδεχόμενο πουπεριέχειόλατασημείαπουεμπεριέχονταιστο AήB. Ητομή (intersection) ή δύοενδεχομένων Aκαι Bείναιτοενδεχόμενο πουπεριέχειόλατασημείαπουεμπεριέχονταιστο Aκαιστο B. Εχουμε ορίσει λοιπόν δύο πράξεις: την πρόσθεση(ή ένωση) και τον πολλαπλασιασμό(ή τομή) δύο ενδεχομένων. Οι πράξεις αυτές ορίζονται πάνω σε ενδεχόμενα ή αλλιώς σύνολα σημείων σε ένα δισδιάστατο χώρο(που αντιστοιχούν σε πειραματικά αποτελέσματα ενός μοντέλου). Τα παρακάτω 7 αξιώματα ορίζουν την άλγεβρα γεγονότων:

3 1.1 Αλγεβρα γεγονότων 7 1. A + B = B + A 2. A + (B + C) = (A + B) + C 3. A(B + C) = AB + AC 4. (A ) = A 5. (AB) = A + B 6. AA = 7. AΩ = A A B Ω C A Ω A B Ω Οι ακόλουθες ιδιότητες μπορεί να αποδειχθούν με χρήση των αξιωμάτων (στα δεξιά η βασική ιδέα της κάθε απόδειξης): AB = BA [(A + B ) = (B + A ) ] A(BC) = (AB)C [(A + (B + C )) = ((A + B ) + C ) ] A + = A [(AΩ) = A ] A = [AA = (A + )A = ] A + Ω = Ω [(A ) = ] A + A = Ω [A + A = (A (A ) ) = (A A) = = Ω] A + A = A [A + A = AΩ + AΩ = A(Ω + Ω) = AΩ = A] AA = A [AA = (A + A ) = (A ) = A] A + AB = A [A + AB = AΩ + AB = A(Ω + B) = AΩ = A] A + A B = A + B [A + A B = A(Ω + B) + A B =...] A + BC = (A + B)(A + C) [AA + BA + AC + BC = A + BC] Σημείωση 1: Θα μπορούσε κανείς να επιλέξει διαφορετικά τα 7 αξιώματα(π.χ., ιδιότητα A + A = Ωαντίγιααξίωμα6)καταλήγονταςστοίδιοαποτέλεσμα. Σημείωση 2: Η άλγεβρα γεγονότων σχετίζεται με την άλγεβρα Boole η οποία όμως ορίζεται πάνω στους αριθμούς {0, 1} και όχι πάνω σε σύνολα(ενδεχομένων).οιδύοπράξεις + και.,τααξιώματακαιοιιδιότητεςείναιίδιες τόσο στην άλγεβρα Boole όσο και στην άλγεβρα ενδεχομένων.

4 8 Πιθανότητες Σημείωση 3: Συγκρίνοντας την άλγεβρα ενδεχομένων με την άλγεβρα πραγματικών αριθμών με πράξεις την πρόσθεση και πολλαπλασιασμό η κύρια διαφορά είναιοιιδιότητες A + A = Aκαι A A = Aπουδενισχύουνγιαπραγματικούς αριθμούς (idempotency). Δυο ακόμα σημαντικοί ορισμοί: Τα ενδεχόμενα A και B είναι ασυμβίβαστα ή ξένα (mutually exclusive) ότανητομήτουςείναιτοκενόσύνολο,δηλαδή, A B =. Διαμερισμός (collectively exhaustive events) είναι μια συλλογή από α- συμβίβασταγεγονότα A i, i = 1,2,3...,N τωνοποίωνηένωσηείναιτο βέβαιοενδεχόμενο,δηλαδή, N i=1 A i = Ω. 1.2 Δειγματοχώρος Παράδειγμα δειγματοχώρου από ρίψη δύο νομισμάτων(4 δείγματα). Τα ενδεχόμενα ορίζονται σαν ένωση δειγμάτων: H 1 T 1 H 2 T 2 H 2 H 2 H 2 H 1 T 2 T 1 H 2 ενδεχόμενο ένωση (0,1,2...)δειγμάτων T 2 T 1 T 2 Τα δείγματα είναι πάντα ασυμβίβαστα μεταξύ τους αφού απαριθμούν όλα τα δυνατά αποτελέσματα ενός πειράματος. Η ένωση όλων των δειγμάτων είναι το βέβαιο ενδεχόμενο αφού απαριθμούν όλα τα δυνατά αποτελέσματα ενός πειράματος. Τα ενδεχόμενα ορίζονται σαν ένωση δειγμάτων και δεν είναι απαραίτητα ασυμβίβαστα, όπως φαίνεται στο παρακάτω δειγματοχώρο από την ρίψη δύο ζαριών:

5 1.2 Δειγματοχώρος 9 x Ενδεχόμενα από δειγματοχώρο ρίψης δύο ζαριών x 1 Σε περίπτωση που τα αποτελέσματα του πειράματος παίρνουν συνεχείς τιμές (π.χ. μέτρηση αντίστασης κυκλώματος) πάλι τα δείγματα αποτελούν διαμερισμό, δηλαδή, είναι ξένα μεταξύ τους και η ένωση τους είναι το βέβαιο ενδεχόμενο. Ενδεχόμενα ορίζονται ως περιοχές ή ένωση περιοχών του(δισδιάστατου) δειγματοχώρου(αντίστοιχα σε μονοδιάστατο δειγματοχώρο είναι διαστήματα). Για παράδειγμαοδειγματοχώροςδύομετρήσεων x 1 και x 2 μετιμέςστο[0,1]είναι: x x 1 ενδεχόμενο υποσύνολο συνεχούς δειγματοχώρου Οι θεμελιώδεις ιδιότητες του δειγματοχώρου: Τα δείγματα του δειγματοχώρου είναι ασυμβίβαστα ενδεχόμενα. Τα δείγματα του δειγματοχώρου(όλα μαζί) αποτελούν διαμερισμό. Ο δειγματοχώρος είναι ντετερμινιστικός(οι πιθανότητες είναι μια γενίκευση). Ολα τα προβλήματα πιθανοτήτων ξεκινούν και επιστρέφουν στον δειγματοχώρο.

6 10 Πιθανότητες 1.3 Μέτρο Πιθανότητας Σε κάθε δείγμα του δειγματοχώρου και σε κάθε ενδεχόμενο αντιστοιχίζουμε ένα πραγματικό αριθμό στο διάστημα [0, 1]. Επιπρόσθετα ορίζουμε την πιθανότητα ενός ενδεχομένου ως το άθροισμα της πιθανότητας των δειγμάτων που το απαρτίζουν. Ο αριθμός αυτός ονομάζεται μέτρο πιθανότητας (probability measure) P(.) και ορίζεται αξιωματικά ως εξής: 1.Γιακάθεενδεχόμενο Aηπιθανότητάτουείναιμηαρνητική: P(A) 0 2.Ηπιθανότητατουβέβαιουενδεχομένουείναιίσημεένα: P(Ω) = 1 3. Η πιθανότητα της ένωσης ασυμβίβαστων γεγονότων είναι ίση με το ά- θροισμα της πιθανότητας των ενδεχομένων: εάν AB = τότε P(A + B) = P(A) + P(B) Ηπιθανότητας P(A)μπορείναερμηνευθείωςολόγοςτουαριθμού n A των πειραμάτων 1 μεαποτέλεσματοενδεχόμενο Aπροςτονσυνολικόαριθμόπειραμάτων n,όταντο n.δηλαδή, P(A) = lim n n A n Παρατηρούμε ότι αυτή η ερμηνεία της πιθανότητας ικανοποιεί και τα τρία αξιώματατουμέτρουπιθανότηταςεπειδή 0 n A nκαιάρα P(A) 0. Επίσης P(Ω) = 1(επειδή n/n = 1). Τέλοςγιαξέναενδεχόμενα A, Bισχύειότι (n A + n B )/n = (n A /n)+(n B /n)(ισχύεικαιστοόριο n )καιάρα P(A+ B) = P(A) + P(B). Η συχνότητα πειραματικής εμφάνισης ενός ενδεχομένου στο όριο όταν το πλήθος των πειραμάτων τείνει στο άπειρο είναι η πιθανότητα (ή μια ερμηνεία της πιθανότητας) αυτού του ενδεχομένου. Στην πράξη μπορούμε να εκτιμούμε πιθανότητες εμπειρικά χρησιμοποιώντας πειραματικά μοντέλα για πολύ μεγάλες τιμές του n(όπως εξηγούμε στο Κεφ. 1.10). 1 Αυτήηφυσικήερμηνείατουμέτρουπιθανότηταςπροϋποθέτειτηνύπαρξηενόςπειραματικού μοντέλου που παράγει διαφορετικά ενδεχόμενα.

7 1.3 Μέτρο Πιθανότητας 11 Μια άλλη φυσική ερμηνεία της πιθανότητας είναι ως το εμβαδόν των ενδεχομένων σε ένα(δισδιάστατο) διάγραμμα Venn όπου το εμβαδόν του βέβαιου ενδεχομένου Ω είναι 1, π.χ., ο συνεχής δειγματοχώρος που απεικονίζεται με ένα τετράγωνο πλευράς 1. Πράγματι το εμβαδόν ενός ενδεχομένουπαίρνειτιμέςμεταξύ0και1,ενώτο άθροισμα του εμβαδού των ξένων ενδεχομένων Aκαι Bείναιίσομετοεμβαδόντουενδεχομένου A + B. x 2 1 Ω B A x Χρησιμοποιώντας την δεύτερη ερμηνεία του μέτρου πιθανότητας είναι εύκολο να δείξουμε τις παρακάτω ιδιότητες, π.χ., το εμβαδόν της ένωσης του A και B,ισούταιμετοεμβαδόντου A,συντοεμβαδόντου B,μείοντοεμβαδόντης τομήςτου Aκαι B: P(A + B) = P(A) + P(B) P(AB) P(A ) = 1 P(A) P( ) = 0 P(A + B + C) = 1 P(A B C ) P(A + B + C) = P(A) + P(A B) + P(A B C) P(A+B+C) = P(A)+P(B)+P(C) P(AB) P(BC) P(AC) + P(ABC)... A B Ω A Ω A B Ω C Σημαντικές ιδιότητες του μέτρου πιθανότητας: Στον δειγματοχώρο αθροίζω πιθανότητες δειγμάτων για να υπολογίσω πιθανότητες ενδεχομένων(διαμερισμός). Το άθροισμα των πιθανοτήτων ενδεχομένων που αποτελούν διαμερισμό είναι 1. Μέσαστοόρισματου P(A + CD + B(A + C D) } {{ } )χρησιμοποιούμετα7 αξιώματα(+ ιδιότητες) της άλγεβρας ενδεχομένων.

8 12 Πιθανότητες Εξωστοόρισματου P( }{{} A + CD + B(A + C D))χρησιμοποιούμετα3 αξιώματα(+ ιδιότητες) του μέτρου πιθανότητας. 1.4 Πιθανότητα Υπό Συνθήκη Εστω s i δείγματουδειγματοχώρουμεμέτροπιθανότητας P(s i ).Ηπιθανότητα υπόσυνθήκητου s i,δεδομένουότιέχεισυμβείτοενδεχόμενο Bμεπιθανότητα P(B),είναι P(s i )/P(B)εφόσοντο s i είναιμέλοςτουενδεχομένου Bκαι0 αλλιώς. Για παράδειγμα στη διπλή ρίψη ζαριού όπου όλα τα δείγματα είναι ισοπίθαναμεπιθανότητα 1/36,ηπιθανότητατου s 1 (εξάρες)δεδομένουότι έχεισυμβείτοενδεχόμενο Bείναι0(γιατί s 1 και Bξέναμεταξύτους). Η δεσμευμένηπιθανότητα P(s 2 B) = (1/36)/(9/36) = 1/9,γιατίτο B περιέχει το s 2,τοοποίοέχεισυνολικά9ισοπίθαναδείγματα. x Δείγμα s 1 Ενδεχόμενο A Ενδεχόμενο B Δείγμα s x 1 Η φυσική ερμηνεία του ορισμού της υπό συνθήκης πιθανότητας είναι ότι το Bείναιτοβέβαιοενδεχόμενο. Ολαταδείγματαπουανήκουνστο B είναι πλέον αδύνατον να συμβούν και άρα έχουν πιθανότητα 0. Αντίθετα, τα δείγματα που αποτελούν το B είναι πιθανά και το άθροισμα της δεσμευμένης πιθανότητάς τους πρέπει να είναι 1(διαμερισμός). Άρα πρέπει να διαιρέσουμετηδεσμευμένηπιθανότηταμετο P(B)ώστεναπαίρνειτιμές [0,1]. Αντίστοιχα η δεσμευμένη πιθανότητα (conditional probability) P(A B) του ενδεχομένου A δεδομένου του B, όπως φαίνεται στο σχήμα είναι η πιθανότητατηςτομήςτων Aκαι B (προφανώς P(AB B) = 0),κανονικοποιημένη με την πιθανότητα P(B). Για παράδειγμα στη διπλή ρίψη νομίσματος P(A B) = P(AB)/P(B) = (2/36)/(9/36) = 2/9.Γενικά:

9 1.5 Ανεξάρτητα Ενδεχόμενα 13 P(A B) = P(AB + AB B) = P(AB B) + P(AB B) = P(AB B) P(A B) = P(AB) P(B) P(A B) P(B) 1.5 Ανεξάρτητα Ενδεχόμενα Ορισμός: τα ενδεχόμενα A, B είναι ανεξάρτητα (independent) αν και μόνο αν: P(A B) = P(A) Από τον ορισμό προκύπτουν οι ιδιότητες(ισχύουν για A, B ανεξάρτητα): P(AB) = P(A)P(B)και P(B A) = P(B) Είναι εύκολο να δείξουμε ότι οι τρεις σχέσεις είναι ισοδύναμες χρησιμοποιώντας τον ορισμό της δεσμευμένης πιθανότητας(για ενδεχόμενα A, B με μη μηδενική πιθανότητα): P(A B) = P(A) P(AB) P(B) = P(A) P(AB) = P(A)P(B) P(AB) P(A) = P(B) P(B A) = P(B) Ορισμός:ταενδεχόμενα A i, i = 1,2...Nείναιαπόκοινούανεξάρτητα (mutually independent) αν και μόνο αν: P(A i A j A k...a p ) = P(A i ), i j,k...p, 1 i,j...k,...,p N Σημείωση:Ανεξαρτησίαανάζεύγητων,π.χ., A 1, A 2, A 3,δενσυνεπάγεταιαπό κοινού ανεξαρτησία. Ορισμός: τα ενδεχόμενα A, B είναι ανεξάρτητα υπό συνθήκη C (conditionally independent) αν και μόνο αν: P(A BC) = P(A C) Προκύπτουν οι ιδιότητες(που είναι και ισοδύναμοι ορισμοί):

10 14 Πιθανότητες P(AB C) = P(A C)P(B C)και P(B AC) = P(B C) Η ανεξαρτησία υπό συνθήκη είναι η πιο θεμελιώδης έννοια στην μοντελοποίηση ενδεχομένων. Είναι γνωστή και ως η Μαρκοβιανή ιδιότητα γιατί συναντάται σε Μαρκοβιανά μοντέλα (Markov models). Η έννοια της ανεξαρτησίας υπό συνθήκη συναντάται και στην καθημερινή μας ζωή σε αλυσίδες αιτίας αιτιατού (Markov chains). Για παράδειγμα τα τρία ενδεχόμενα A = άργησα να κοιμηθώ, B= άργησα να ξυπνήσω, και C = άργησα στο μάθημα αποτελούν μια αλυσίδα (Markov)μεσχέσειςάμεσηςεξάρτησης A B C,δηλαδή,το A είναιμίαπιθανήαιτίατου Bκαιτο Bτου C.Το Aκαιτο Cείναιεπίσηςεξαρτημένα,αλλάμόνομέσωτου B.Γιαπαράδειγμαανξέρωότιάργησανακοιμηθώ ηπιθανότητατουνααργήσωστομάθημααυξάνεικαιάρα P(C A) P(C). Ομωςάμαξέρωότιτο Bσυνέβητα Aκαι Cγίνονταιανεξάρτητα,δηλαδήάμα ξέρω ότι ξύπνησα αργά(b) δεν με ενδιαφέρει πλέον η αιτία του αργοπορημένου ξυπνήματος(a) για τον υπολογισμό της πιθανότητα του C(άργησα στο μάθημα)καιάρα, P(C BA) = P(C B),καιτα A, Cείναιανεξάρτηταδεδομένου του B. Άλλα παραδείγματα ενδεχομένων είναι τα δεν είχα καλή ορατότητα, άργησα να φρενάρω, τράκαρα. Άλλες συνηθισμένες σχέσεις εξάρτησης είναι δύοαιτίεςκαιένααιτιατό,π.χ. A C Bόπου A= δενδιάβασα, B= ήταν δύσκολα τα θέματα είναι δυο πιθανές αιτίες για το ενδεχόμενο C= δεν πέρασα τομάθημα,καθώςεπίσηςκαιμιααιτίακαιδύοαιτιατά,π.χ., B A Cόπου το ενδεχόμενο A= πρόγνωση καιρού είναι η αιτία για τα ενδεχόμενα B= πάω εκδρομή και C= πότισμα κήπου. Οταν δύο ενδεχόμενα με μη μηδενική πιθανότητα είναι ασυμβίβαστα τότε είναι πάντα εξαρτημένα(το αντίθετο δεν ισχύει). Η απόδειξη αυτής της ιδιότηταςείναιαπλή.γιαξέναενδεχόμενα A, Bέχουμε P(AB) = P( ) = 0ενώτο γινόμενο P(A)P(B)είναιμημηδενικό,άρα P(AB) P(A)P(B). Ενγένει είναι πιο εύκολο να αναπαραστήσουμε γραφικά την ανεξαρτησία στον δειγματοχώρο παρά με διαγράμματα Venn. 1.6 Κανόνας αλυσίδας Εφαρμόζοντας πολλές φορές τον ορισμό της υπό συνθήκη πιθανότητας προκύπτει ο κανόνας της αλυσίδας: P(AB) = P(A B)P(B) = P(B A)P(A) P(ABC) = P(A BC)P(BC) = P(A BC)P(B C)P(C)

11 1.7 Οριακή Πιθανότητα ή Κανόνας Διαμερισμού 15 Οπου η πρώτη σχέση προκύπτει από τον ορισμό της υπό συνθήκη πιθανότητας για ενδεχόμενο A και συνθήκη BC. P(ABC) =... = P(B AC)P(A C)P(C) = P(B AC)P(C A)P(A) P(ABC) =... = P(C AB)P(A B)P(B) = P(C AB)P(B A)P(A) Η από κοινού πιθανότητα ενδεχομένων εκφράζεται σαν συνάρτηση των πιθανοτήτων υπό συνθήκη. Αυτό είναι ιδιαίτερα χρήσιμο γιατί στα στατιστικά μοντέλα και τις πειραματικές μετρήσεις οι πιθανότητες συνήθως δίδονται με την μορφή δεσμευμένης πιθανότητας. Ποια από τις παραπάνω μορφές του κανόνα της αλυσίδας πρέπει να χρησιμοποιήσουμε για να βρούμε την από κοινού πιθανότητα; Η απάντηση βρίσκεται στις σχέσεις αιτίας αιτιατού(ή εν γένει χρονικής αλληλουχίας) μεταξύ των ενδεχομένων. Για παράδειγμα για μια χρονική(ή αιτιατή) αλυσίδα A B Cημορφή P(C AB)P(B A)P(A)είναιηπιοπρόσφορη γιατί αυτές είναι οι πιθανότητες που παρατηρούμε πειραματικά. Η γενίκευση του κανόνα της αλυσίδας για N ενδεχόμενα(εφαρμόζουμε N 1 φορές τον ορισμό της δεσμευμένης πιθανότητας) είναι: N N P(A 1 A 2...A N ) = P( A i ) = P(A i A i 1...A 1 ) i=1 i=1 1.7 Οριακή Πιθανότητα ή Κανόνας Διαμερισμού Η πιθανότητα του ενδεχομένου B μπορεί να εκφραστεί ως το άθροισμα των πιθανοτήτωντηςτομήςτου Bμεέναδιαμερισμό A i, i = 1,2...Nωςεξής: N N P(B) = P(A i B) P(A i B) i=1 i=1 Η γραφική αναπαράσταση αυτής της ιδιότητας φαίνεται στο διπλανό σχήμα. Χρησιμοποιώντας την φυσική ερμηνεία του μέτρου πιθανότητας ως εμβαδόν, βλέπουμε ότι το εμβαδόν του ενδεχομένου B μπορεί να εκφραστεί σαν το άθροισμα τουεμβαδούτου Bμεκάθεένααπόταενδεχόμενα που αποτελούν το διαμερισμό, δηλαδή τοάθροισματουεμβαδούτων A 1 B, A 2 B, A 3 B και A 4 B. Ω A 3 A 4 A 2 B A 1 Ο κανόνας του διαμερισμού ισχύει(και είναι ιδιαίτερα χρήσιμος) και όταν τα A i και Bπροέρχονταιαπόδιαφορετικούςδειγματοχώρους.

12 16 Πιθανότητες 1.8 Κανόνας ή Θεώρημα Bayes Οκανόναςτου Bayes (Bayes rule)γιαέναδιαμερισμόενδεχομένων A i, i = 1,2...Nκαιέναενδεχόμενο B: P(A i B) = P(B A i)p(a i ) P(B) = P(B A i)p(a i ) Ni=1 P(A i B) Παρά την απλή του μορφή(στην ουσία εφαρμόζουμε τον κανόνα της αλυσίδας στον αριθμητή και τον κανόνα του διαμερισμού στον παρανομαστή) είναι ιδιαίτερα σημαντικός στην στατιστική μοντελοποίηση. Σε μία αλυσίδα πειραμάτων A B(χρονική ή αιτιατή αλυσίδα) συνήθως δίδονται οι απευθείας πιθανότητες (direct probabilities) της μορφής P(B A). Οι απευθείας πιθανότητες είναι χρήσιμες σε προβλήματα πρόβλεψης όπου προσπαθώ να βρω το πιο πιθανό αποτέλεσμα για μία αιτία και άρα μεγιστοποιώ πιθανότητες της μορφής P(B A) πάνω σε όλα τα δυνατά αποτελέσματα(αιτιατά B). Σε προβλήματα διάγνωσης όπου προσπαθούμε να βρούμε την πιο πιθανή αιτία που αντιστοιχεί σε ένα αποτέλεσμα(αιτιατό) θέλουμε να μεγιστοποιήσουμε την a posteriori πιθανότητα τηςμορφής P(A B),πάνωσεόλαταΑ.Οκανόναςτου Bayesεκφράζειτην a posteriori πιθανότητα P(A B), σαν συνάρτηση της απευθείας πιθανότητας P(B A) και της a priori πιθανότητας P(A). Ο κανόνας του Bayes αντιστρέφει την(χρονική ή αιτιατή) αλυσίδα και είναι πολύτιμος σε προβλήματα διάγνωσης. Δείγμα P(Δείγμα) P(A 1 ) A 1 A 2 A 3 P(B A 1 ) P(B A 1 ) B B.. A 1 B A 1 B. P(B A 1 )P(A 1 ) P(B A 1 )P(A 1 ). 7 P(A N ). A N P(B A N ) B A N B P(B A N )P(A N ) P(B A N ) B A N B P(B A N )P(A N ) (.) = 1

13 1.9 Δέντρα Δειγματοχώρου Πιθανοτήτων 17 Το δέντρο πιθανότητας που βλέπουμε παραπάνω δείχνει γραφικά την διαδοχήδύοπειραμάτωντοπρώτομεενδεχόμενα {A 1,A 2,...A N }καιτοδεύτερομε ενδεχόμενα {B,B }. Οαπόκοινούδειγματοχώροςτουπειράματοςαποτελείταιαπόταδείγματα {A 1 B,A 1 B,A 2 B,A 2 B,...A N B,A N B }. Ηπιθανότητα του κάθε δείγματος υπολογίζεται με τον κανόνα της αλυσίδας χρησιμοποιώνταςτην a prioriκαιαπευθείαςπιθανότητεςπουδίδονται, π.χ., P(A 1 B) = P(B A 1 )P(A 1 ). Τοάθροισματωνπιθανοτήτωντωνδειγμάτωνείναιίσομε τη μονάδα. Για τον υπολογισμό της a posteriori πιθανότητας όμως πρέπει να χρησιμοποιήσουμε μια μορφή του κανόνατου Bayes, π.χ., P(A 1 B) = P(A 1 B)/ N i=1 P(A i B). 1.9 Δέντρα Δειγματοχώρου Πιθανοτήτων Για την κατασκευή του δέντρου πιθανοτήτων(βλ. προηγούμενο διάγραμμα) ακολουθούνται τα ακόλουθα βήματα: 1. Δημιουργία δειγματοχώρου και ενδεχομένων, π.χ., στη ρίψη νομίσματος A = {H,T },στηρίψηζαριού B = {1,2,3,4,5,6}κλπ 2. Δημιουργία χρονικής ή αιτιατής αλυσίδας, π.χ., αν η μαρτυρία του B βασίζεταιστηνμαρτυρίατου Aτότε A B. 3.Κατασκευήδέντρουξεκινώνταςαπό την αιτία Aήτο χρονικάπρώτο πείραμα(αριστερά) και πηγαίνοντας προς το αιτιατό B(δεξιά). 4. Προσθέτουμε τις απευθείας και a priori πιθανότητες στο δέντρο, π.χ., P(A i ), P(B j A i ), P(C k B j,a i ). 5. Πολλαπλασιάζουμε τις πιθανότητες σε κάθε μονοπάτι/δείγμα για να υ- πολογίσουμε την πιθανότητα κάθε δείγματος στον από κοινού δειγματοχώρο(εφαρμόζουμετονκανόνατηςαλυσίδας),π.χ., P(A i,b j,c k ) = P(C k B j,a i )P(B j A i )P(A i ). Είμαστε έτοιμοι να υπολογίσουμε όποιες άλλες πιθανότητες χρειάζεται. Για τον υπολογισμό από κοινού πιθανοτήτων αθροίζουμε την πιθανότητα των δειγμάτων που συμφωνούν με το ενδεχόμενο. Για τον υπολογισμό απευθείας πιθανοτήτων (εφόσον δεν δίνονται ήδη) χρησιμοποιούμε τον ορισμό της δεσμευμένης πιθανότητας. Για τον υπολογισμό a posteriori πιθανοτήτων χρησιμοποιούμε τον κανόνα του Bayes.

14 18 Πιθανότητες 1.10 Αριθμητική Προσέγγιση Πιθανοτήτων Είναι σχετικά εύκολο να υπολογίσουμε πιθανότητες αριθμητικά χρησιμοποιώντας μια γεννήτρια τυχαίων αριθμών. Πράγματι με την εντολή rand(1, 1) στο MATLAB μπορούμε να δημιουργήσουμε έναν `τυχαίο αριθμό(1 1) με τιμές ισοκατανεμημένες στο διάστημα [0, 1]. Οπότε μπορούμε να υλοποιήσουμε το ενδεχόμενο Aμεπιθανότητα0.3ως a = [rand(1,1) < 0.3];μιασυνάρτησηπου (κατάμέσοόρο)3/10φορέςθαείναι1και7/10φορέςθαείναι0.αντρέξουμε αρκετές φορές αυτήν την εντολή μπορούμε να προσεγγίσουμε το P(A) ως εξής: no_trials = 1000; a_counter = 0; for i = 1:no_trials a = [rand(1,1) < 0.3]; if (a == 1) a_counter = a_counter + 1; end end prob_a = a_counter / no_trials; Οταν τρέξω τον παραπάνω κώδικα παίρνω Τον ξανατρέχω και παίρνω Βλέπω ότι κάθε φορά η πιθανότητα είναι διαφορετική αλλά κοντά στην πραγματική0.3. Γιαναμειώσωτολάθοςμουμπορώνααυξήσωτοναριθμό των πειραμάτων, π.χ., για πειράματα παίρνω: , , , πουείναιπιοκοντάστο0.3. Πράγματισύμφωναμετηνερμηνείατου μέτρουπιθανότηταςωςτονλόγο n A /n,όπου n A οαριθμόςτωνπειραμάτωνπου είχαν αποτέλεσμα A(αντιστοιχεί στην μεταβλητή a counter) και n ο συνολικός αριθμός πειραμάτων(αντιστοιχεί στην σταθερά no trials), το n πρέπει να τείνει στον άπειρο. Άρα η ακρίβεια υπολογισμού της πιθανότητας εξαρτάται από τον αριθμό των πειραμάτων n, μεγαλύτερα n συνήθως βελτιώνουν την ακρίβεια. Χρησιμοποιώντας τις γεννήτριες τυχαίων αριθμών μπορούμε να λύνουμε αριθμητικά πολύπλοκα προβλήματα πιθανοτήτων. Για παράδειγμα, ποια είναι η πιθανότητα να φέρω 25 φορές γράμματα σε 50 ρίψεις ενός νομίσματος(θα δούμε στο Κεφ. 4 πως να υπολογίσουμε αναλυτικά αυτή την πιθανότητα). Αριθμητικά: no_trials = 1000; no_throws = 50; p_counter = 0; for i = 1:no_trials no_grammata = 0; for j = 1:no_throws

15 1.11 Παραδείγματα 19 a = [rand(1,1) < 0.5]; if (a == 1) no_grammata = no_grammata + 1; end end if (no_grammata == 25) p_counter = p_counter + 1; end end prob_p = p_counter / no_trials; Η πιθανότητα προκύπτει 0.11 που είναι μια καλή προσέγγιση. Ο ίδιος κώδικας χρησιμοποιώντας πίνακες: no_trials = 1000; no_throws = 50; A = rand(no_throws, no_trials); p_counter = sum([sum(a < 0.5) == 25]); prob_p = p_counter / no_trials; και σε μια γραμμή(παράδειγμα προς αποφυγή): prob_p = sum([sum(rand(50,1000) < 0.5) == 25])/1000; 1.11 Παραδείγματα Παράδειγμα 1: Ενα δοχείο περιέχει 3 κόκκινες και 1 μαύρη μπάλα. Τραβάω 3 μπάλες στη σειρά(χωρίς επανατοποθέτηση). (α) Ποιο είναι το ενδεχόμενο να τραβήξω κόκκινη μπάλα στην πρώτη προσπάθεια; Στην δεύτερη; Στην τρίτη προσπάθεια; Ταενδεχόμεναγιατην1ηπροσπάθειαείναι: E 1 = K, E 1 = M,γιατην2η: E 2 = K, E 2 = M,καιγιατηντρίτη: E 3 = K, E 3 = M.Οισχέσειςεξάρτησης είναι E 1 E 2 E 3,δηλαδήκάθεπροσπάθειαεξαρτάταιαπότηνπροηγούμενη(χρονικά) προσπάθεια γιατί δεν επανατοποθετούμε τις μπάλες στο δοχείο. Στηνπρώτηπροσπάθειαοιπιθανότητεςείναι P(K) = 3/4, P(M) = 1/4. Στηνδεύτερηπροσπάθεια P(K K) = 2/3, P(M K) = 1/3ενώ P(K M) = 1. Τέλοςστην τρίτηπροσπάθεια P(K KK) = 1/2, P(M KK) = 1/2, ενώ P(K KM) = 1, P(K MK) = 1(προφανώςτοενδεχόμενο P(MM) = 0). Σχεδιάζουμε το δέντρο πιθανότητας και υπολογίζουμε την από κοινού πιθανότητακάθεδείγματος E 1 E 2 E 3 :

16 20 Πιθανότητες 3/4 1/4 K 2/3 1/3 M 1 K M K 1/2 1/2 1 1 K M K K KKK KKM KMK MKK Για τον υπολογισμό ενδεχομένων απλά αθροίζω την πιθανότητα των δειγμάτων που το αποτελούν(γιατί ο από κοινού δειγματοχώρος του πειράματος είναι διαμερισμός), δηλαδή: P(E 1 = K) = P(KKK) + P(KMK) + P(KKM) = 0.75 P(E 2 = K) = P(KKK) + P(MKK) + P(KKM) = 0.75 P(E 3 = K) = P(KKK) + P(MKK) + P(KMK) = 0.75 (β) Ποια είναι η πιθανότητα να τραβήξω τουλάχιστον δύο κόκκινες μπάλες στη σειρά; Τομόνοδείγμαπουδενπληρείτηνσυνθήκη(β)είναιτο KMKόποτεαθροίζω την πιθανότητα των υπολοίπων δειγμάτων: P((b)) = P(KKK) + P(KKM) + P(MKK) = 0.75 (γ) Ποια είναι η πιθανότητα να τραβήξω κόκκινη μπάλα στην 3η προσπάθεια δεδομένου ότι τράβηξα κόκκινη στην 1η προσπάθεια; P(E 3 = K E 1 = K) = P((E 1 = K) (E3 = K)) P(E 1 = K) = P(KKK + KMK) 0.75 (δ) Είναι τα ενδεχόμενα τραβάω κόκκινη μπάλα στην 1η προσπάθεια, τραβάω κόκκινη μπάλα στην 3η προσπάθεια ανεξάρτητα; Τα ενδεχόμενα είναι εξαρτημένα γιατί η από κοινού πιθανότητα δεν ισούται με το γινόμενο των πιθανοτήτων, δηλαδή: P(E 1 = K,E 3 = K) = 0.5 P(E 1 = K)P(E 3 = K) = (ε) Είναι τα αποτελέσματα της 1ης και 3ης προσπάθειας ανεξάρτητα, δεδομένου του αποτελέσματος της 2ης προσπάθειας; = 2 3

17 1.11 Παραδείγματα 21 Αρκείνααποδείξουμεότιησχέση P(E 3 E 2,E 1 ) = P(E 3 E 2 )δενισχύειγια κάποιοαπόταδείγματα 2 E 1 E 2 E 3 στοδειγματοχώρομας,π.χ.,γιατοδείγμα KKK: P(E 3 = K E 2 = K) = P(E 2 = K,E 3 = K) P(E 2 = K) = P(KKK + MKK) 0.75 = 2 3 P(E 3 = K E 2 = K,E 1 = K) = P(KKK) P(E 1 = K,E 2 = K) = 0.25 P(KKK + MKK) = 1 2 καιάρα P(E 3 E 2,E 1 ) P(E 3 E 2 ).Συμπεραίνουμεότιοισχέσειςμεταξύτων E 1, E 2 και E 3 είναι: E 3 E 1 E 2 δηλαδήυπάρχειαπευθείαςεξάρτησητόσομεταξύ E 1 E 2 E 2 E 3,όσοκαι μεταξύ E 1 E 3. Άρατα E 1, E 2 και E 3 δεναποτελούνμιααλυσίδααιτίας αιτιατού(markov chain). Παράδειγμα2: ΗπιθανότηταναδιαβάσειοΑλέξηςγιατομάθημαΤΗΛ311 είναι0.3.εάνδιαβάσειέχειπιθανότητα0.5ναπεράσειτομάθημα,ενώανδεν διαβάσει έχει πιθανότητα 0.1 να περάσει. Εάν δεν διαβάσει θα έχει 0.6 πιθανότηταναβγειμετηνφαίητοσάββατο,ενώάμαδιαβάσειθαέχειπιθανότητα μόνο0.2ναβγειμετηνφαίη. α)ποιαείναιηαπόκοινούπιθανότηταναβγειοαλέξηςμετηνφαίητοσάββατοκαιναπεράσειτομάθημα; Ταενδεχόμεναπουδίνονταιείναιτα A=`διαβάζειοΑλέξηςγιατομάθημα ΤΗΛ311, B=`περνάειοΑλέξηςτομάθημαΤΗΛ311,και C=`βγαίνειο Αλέξης με την Φαίη το Σάββατο (καθώς επίσης και τα συμπληρώματά τους: A, B και C ). Οιπιθανότητεςπουδίνονταιείναιηapriori P(A) = 0.3, καιοιαπευθείαςπιθανότητες P(B A) = 0.5, P(B A ) = 0.1, P(C A) = 0.2, 2 Γιαναείναιδυοπειράματαανεξάρτηταπρέπειόλαταενδεχόμενατουενόςπειράματος να είναι ανεξάρτητα με τα ενδεχόμενα του άλλου πειράματος(βλ. επίσης Κεφ. 2).

18 22 Πιθανότητες P(C A ) = 0.6. Παρατηρούμεότιοισχέσειςαιτίαςαιτιατούμπορούννακωδικοποιηθούνως: B A Cδηλαδήτο Aεπηρεάζειάμεσατο Bκαι C, π.χ.,ανδιαβάσειςείναιπολύπιθανόναπεράσειςτομάθημααλλάναμηνβγεις μετηνφαίη(καιτοανάποδο). Άραξεκινώνταςαπότηναιτίαφτιάχνουμετο δέντρο του δειγματοχώρου και υπολογίζουμε την(από κοινού) πιθανότητα των δειγμάτων(σημείωση:δενέχεισημασίαανακολουθήσωτηνσειρά A,B,Cή A,C,B): A B B 0.1 A B 0.9 B C C C C C C C C ABC ABC AB C AB C A BC A BC A B C A B C Για τον υπολογισμό ενδεχομένων απλά αθροίζω την πιθανότητα των δειγμάτων που το αποτελούν, δηλαδή: P(BC) = P(ABC + A BC) = P(ABC) + P(A BC) = = β)ποιαείναιηπιθανότητατουενδεχομένουναβγειοαλέξηςμετηνφαίητο Σάββατο ή να περάσει το μάθημα; Ψάχνωγιαδείγματαπου περιέχουν το Bήτο C.Άρα: P(B + C) = P(ABC + A BC + ABC + A BC + AB C + AB C) = Ισοδύναμα: = = P(B + C) = P((B C ) ) = 1 P(B C ) = 1 P(AB C + A B C ) = γ)ποιαείναιηπιθανότηταναέχειδιαβάσειοαλέξηςγιατομάθημαδεδομένου ότι πέρασε το μάθημα;

19 1.11 Παραδείγματα 23 Πρέπει να υπολογίσουμε το P(A B) και άρα χρησιμοποιούμε τον κανόνα του Bayes: P(A B) = P(B A)P(A) P(B) = P(ABC + ABC + A BC + A BC ) = 0.15 = = δ)είναιταγεγονότα πέρασατομάθηματηλ311 και βγήκαμετηνφαίητο Σάββατο ανεξάρτητα; Υπολογίζω τις πιθανότητες P(BC), P(B)P(C), και τις συγκρίνω: P(C) = P(ABC + AB C + A BC + A B C) = 0.48 P(B)P(C) = Απότοερώτημα(α) P(BC) = 0.072,άρα: P(BC) P(B)P(C) B, C εξαρτημένα δ)είναιταγεγονότα πέρασατομάθηματηλ311 και βγήκαμετηνφαίητο Σάββατο ανεξάρτητα δεδομένου ότι ο Αλέξης διάβασε για το μάθημα; Από τον ορισμό του προβλήματος P(C BA) = P(C A), οπότε B, C ανεξάρτητα υπό συνθήκη A. Παράδειγμα 3: Ο Αστέρας Εξαρχείων έχει φτάσει στον τελικό του Champion League. Ο Ζούπος, κορυφαίος επιθετικός του Αστέρα είναι τραυματίας και η πιθανότητα να ξεκινήσει στον τελικό είναι 0.5. Η πιθανότητα να βρέξει στον τελικόείναι0.6. ΟΘωμάςεκτιμάότιάμαξεκινήσειοΖούποςκαιβρέξειο Αστέρας έχει πιθανότητα να σηκώσει το τρόπαιο 0.3. Άμα ξεκινήσει ο Ζούπος καιδενβρέξειηπιθανότητααυτήείναι0.2. ΆμαδενξεκινήσειοΖούποςκαι βρέξειηπιθανότηταείναιεπίσης0.2. ΤέλοςάμαδενπαίξειοΖούποςκαιδεν βρέξει η πιθανότητα είναι 0.1. α)ποιαείναιηπιθανότητανασηκώσειοαστέραςτοτρόπαιοσύμφωναμετο μοντέλο του Θωμά; Τα ενδεχόμενα του προβλήματός μας είναι A =`ξεκινάει τον τελικό ο Ζούμπος, B =`βρέχειστοντελικό και C =`σηκώνειοαστέραςεξαρχείωντο τρόπαιο (καθώς και τα συμπληρώματά τους A, B, και C ). Οι πιθανότητες που δίνονται είναι οι P(A) = 0.5, P(B) = 0.6, P(C AB) = 0.3, P(C A B) = P(C AB ) = 0.2, P(C A B ) = 0.1. ΣύμφωναμετομοντέλοτουΘωμάτα Aκαι Bείναιαιτίεςτου Cκαιάραητοπολογίατουδικτύου

20 24 Πιθανότητες είναι A C B.Τοδέντροπιθανότηταςλοιπόνξεκινάειαπότιςδύοαιτίες (αριστερά) και πηγαίνει προς το αιτιατό(δεξιά). Άρα ο από κοινού δειγματοχώρος και οι πιθανότητες των δειγμάτων έχουν ως εξής(δεν έχει σημασία άμα ησειράείναι A,B,Cή B,A,C): A B B 0.6 A B 0.4 B C C C C C C C C ABC ABC AB C AB C A BC A BC A B C A B C Άρα αθροίζοντας την πιθανότητα των δειγμάτων η πιθανότητα να σηκώσει το τρόπαιο ο Αστέρας είναι: P(C) = P(ABC+A BC+AB C+A B C) = = 0.21 β)δεδομένουότικέρδισεοαστέρας,ποιαείναιηπιοπιθανήαιτία(βροχήή Ζούμπος); Σύμφωνα με το κανόνα του Bayes υπολογίζουμε την a posteriori πιθανότητα για αυτό το πρόβλημα διάγνωσης: P(A C) = P(AC) P(C) = P(ABC + AB C) = 0.13 P(C) P(B C) = P(BC) P(C) = P(ABC + A BC) P(C) ΆραπιοπιθανήαιτίαείναιηβροχήγιατηνίκητουΑστέρα. = (γ)σύμφωναμετομοντέλοτουθωμάταενδεχόμενα Aκαι Bείναιανεξάρτητα.Είναιόμωςτα Aκαι Bανεξάρτηταδεδομένουτου C; Πρέπεινασυγκρίνουμετο P(A BC)μετο P(A C)σύμφωναμετονορισμό της υπό συνθήκη ανεξαρτησίας P(A BC) = P(ABC) P(BC) = P(ABC) P(ABC + A BC) = = 0.6

21 1.11 Παραδείγματα 25 Το P(A C) 0.62απότοερώτημα(β),οπότε P(A BC) P(A C)καιάρα A, B είναι εξαρτημένα υπό τη συνθήκη C. Η γνώση του αποτελέσματος λοιπόν κάνει τις αιτίες του εξαρτημένες!!! Η γενίκευση αυτού του αποτελέσματος στα δίκτυα Bayes είναι γνωστή ως explaining away. (δ)σύμφωναμετιςεκτιμήσειςτουθαπρέπειοθωμάςναπαίξειτοναγώνα στοστοίχημαάμαηνίκηδίνειαπόδοση6:1καιηήττα1.2:1; [Σημείωση: Το αναμενόμενο κέρδος ορίζεται ως το γινόμενο της απόδοσης επί την πιθανότητα του ενδεχομένου μείον το αρχικό κεφάλαιο.] Γιαναυπολογίσουμετηνπιθανότητα pπουτοστοίχημαδίνειγιανίκητου Αστέρα(q για ήττα) θεωρούμε ότι το αναμενόμενο κέρδος μας(σύμφωνα με το μοντέλο του Στοιχήματος (p, q)) είτε παίξουμε νίκη του Αστέρα είτε όχι θαείναι0(έτσι ώστετο Στοίχημακατάμέσοόροναμηνβγάζειούτενα χάνει χρήματα). Εστω ότι παίζουμε 1 ευρώ για τον Αστέρα. Το αναμενόμενο κέρδος μας σύμφωνα με το μοντέλο πρόβλεψης του Στοιχήματος είναι 6p μείον τοκεφάλαιόμας 1.Τοσυνολικόκέρδοςπρέπειναείναι 0. Άρα: E(Κέρδος) = [6p + 0q] 1 = 0 p = 1/ Αντίστοιχαέστωότιπαίζουμε1ευρώότιθαχάσειοΑστέρας: E(Κέρδος) = [0p + 1.2q] 1 = 0 q = 1/ [Σημείωση: Στην πράξη το άθροισμα p και q θα είναι συνήθως μεγαλύτερο του 1(συνήθωςμεταξύ1.1και1.2)ώστετοΣτοίχημανακερδίζει10%με20% κατά μέσο όρο. Οι πιθανότητες p και q πρέπει τότε να κανονικοποιηθούν, π.χ., p = p/(p + q)και q = 1 p = q/(p + q),ώστενααθροίζουνσε1. Στο συγκεκριμένο πρόβλημα υποθέτουμε ότι το Στοίχημα είναι μη κερδοσκοπικός οργανισμός,οπότε p + q = 1]. Συγκρίνοντας τα αποτελέσματα των δύο μοντέλων βλέπουμε ότι η πιθανότητα νίκηςσύμφωναμετονθωμάείναι0.21ενώσύμφωναμετοστοίχημα ΆραοΘωμάςπρέπειναποντάρειστηνίκητουΑστέραπουτουδίνειγιακάθε ευρώ αναμενόμενο κέρδος σύμφωνα με το μοντέλο του: E(Κέρδος) = [6P(C) + 0P(C )] 1 = = = 0.26 ΆρατοαναμενόμενοκέρδοςτουΘωμάείναι26λεπτάγιακάθεευρώπουποντάρει στον Αστέρα. Ενθουσιασμένος ο Θωμάς με την ενδελεχή του ανάλυση έπαιξε 50 ευρώ στη νίκη του Αστέρα. Δυστυχώς όμως τα προγνωστικά επαληθεύτηκαν και ο Αστέρας έχασε. Το αναμενόμενο κέρδος του Θωμά ήταν 13 ευρώ. Το πραγματικό του κέρδος ήταν-50 ευρώ.

22 26 Πιθανότητες 1.12 Θεμελιώδεις σχέσεις εξάρτησης Ενας γράφος που αναπαριστά τις απευθείας εξαρτήσεις ενδεχομένων(ή τυχαίων μεταβλητών εν γένει όπως θα δούμε στο επόμενο κεφάλαιο) ονομάζεται δίκτυο Bayes (Bayesian network). Είδαμε ήδη στα παραπάνω παραδείγματα κάποια απλά δίκτυα. Τα τρία θεμελιώδη δομικά υλικά τέτοιων δικτύων είναι: A B C Οπουόλαταζεύγη (A,B), (A,C), (B,C)είναιεξαρτημένα,αλλάτα Aκαι C είναι ανεξάρτητα δεδομένου του B, δηλαδή, A C B.[Σημείωση: Το παραπάνω δεν ισχύει για οποιαδήποτε A, B, C που αποτελούν χρονική αλυσίδα(π.χ., βλέπε παράδειγμα 1), ισχύει, π.χ., όταν υπάρχει η σχέση αιτίας αιτιατού μεταξύτων A,Bκαι B,C(αλλάόχιμεταξύαπευθείαςμεταξύ A,C)]Τοδεύτερο παράδειγμα: B A C Οπουτα (A,B), (A,C), (B,C)είναιεξαρτημένα,αλλάτα Bκαι Cείναιανεξάρτητα δεδομένου του A, δηλαδή, B C A. Αυτό είναι το δίκτυο με μια αιτία και δύο αιτιατά(παράδειγμα 2). Τέλος: A C B Οπουτα (A,C), (B,C)είναιεξαρτημένα,αλλάτα (A,B)είναιανεξάρτητα. Δεδομένουόμωςτου C,τα Aκαι Bείναιεξαρτημένα!Αυτόείναιτοδίκτυομε δυο αιτίες και ένα αιτιατό(παράδειγμα 3). Συνοψίζοντας: ΤΟΠΟΛΟΓΙΑ ΕΞΑΡΤΗΜΕΝΑ ΑΝΕΞΑΡΤΗΤΑ A B C (A,B),(B,C),(A,C) (A,C) B B A C (A,B),(B,C),(A,C) (B,C) A A C B (A,B) C,(B,C),(A,C) (A,B) Με βάση τις παραπάνω σχέσεις μπορούμε να βρούμε τις ανεξαρτησίες για ο- ποιαδήποτε δίκτυο Bayes (Bayesian network).

23 1.13 Σύνοψη Σύνοψη Η πιθανότητα ορίζεται από τα 7 αξιώματα της άλγεβρας ενδεχομένων και τα 3 αξιώματα του μέτρου πιθανότητας. Η πράξη της πρόσθεσης αντιστοιχεί σε ένωση συνόλων ενδεχομένων (λογική πράξη ή). Η πράξη του πολλαπλασιασμού αντιστοιχεί σε τομή συνόλων ενδεχομένων(λογική πράξη και). Ο δειγματοχώρος περιέχει όλα τα ενδεχόμενα ενός πειραματικού μοντέλου με κάθε λεπτομέρεια. Τα δείγματα αποτελούν διαμερισμό(ξένα μεταξύ τους και η ένωση τους είναι το βέβαιο ενδεχόμενο). Το μέτρο πιθανότητας αναπαρίσταται γραφικά ως το εμβαδόν ενός δισδιάστατου Ευκλείδειου μοναδιαίου δειγματοχώρου. Πιθανότητατου Aυπόσυνθήκη B(όπου Bείναιπλέοντοβέβαιοενδεχόμενο) αποδεικνύεται ίση με την πιθανότητα της τομής AB κανονικοποιημένη με την πιθανότητα του B. Ηανεξαρτησία A, Bείναιμιαστατιστικήιδιότητατων A, Bπουμας λέει ότι η γνώση του ενός δεν επηρεάζει τις στατιστικές ιδιότητες του άλλου,δηλαδή, P(A B) = P(A)οπότεκαι P(B A) = P(A). Ησχέση ανεξαρτησίας είναι στατιστική ιδιότητα που έχει να κάνει με το μέτρο πιθανότητας και δεν είναι εύκολο να αναπαρασταθεί με διαγράμματα Venn. Ανεξαρτησία υπό συνθήκη C(δηλαδή το C είναι το βέβαιο ενδεχόμενο). δεν συνεπάγεται ανεξαρτησία(ούτε το αντίθετο ισχύει). Ο κανόνας της αλυσίδας μας βοηθάει να υπολογίσουμε την από κοινού πιθανότητα ενδεχομένων. Ο κανόνας του διαμερισμού μας βοηθάει να υπολογίσουμε πιθανότητες ενδεχομένων ως άθροισμα της πιθανότητας των δειγμάτων που αποτελούν αυτό το ενδεχόμενο(για προβλήματα πρόβλεψης). Ο κανόνας του Bayes μας βοηθάει να υπολογίσουμε a posteriori πιθανότητες ως συνάρτηση των απευθείας και a priori πιθανοτήτων σε προβλήματα διάγνωσης Το δέντρο πιθανότητας είναι το κύριο εργαλείο για την λύση προβλημάτων πιθανοτήτων. Αναπαριστά τα ενδεχόμενα(στους κόμβους του δέντρου), τις σχέσεις εξάρτησης μεταξύ ενδεχομένων, τις απευθείας πιθανότητες

24 28 Πιθανότητες (πάνω στα κλαδιά του), τον από κοινού δειγματοχώρο και την πιθανότητα κάθε δείγματος(γινόμενο πιθανοτήτων μονοπατιού). Υπάρχουν θεμελιώδεις σχέσεις ανεξαρτησίας υπό συνθήκη που προκύπτουν από τις σχέσεις αιτίας αιτιατού μεταξύ ενδεχομένων.

25 1.13 Σύνοψη 29 Ασκήσεις 1. Αποδείξτε τις ιδιότητες της άλγεβρας ενδεχομένων χρησιμοποιώντας τα 7αξιώματα. 2. Αποδείξτε τις ιδιότητες του μέτρου πιθανότητας χρησιμοποιώντας τα 3 αξιώματα. 3.Απλοποιήστετηνπιθανότητα P(A + A B + AB C + ABC + AB C + ABC) 4. Απλοποιήστε την πιθανότητα P(ABC) = P(A BC)P(B C)P(C) δεδομένουότι A,Bανεξάρτηταυπόσυνθήκη Cκαι B,Cανεξάρτητα. 5. Ενας τηλεπικοινωνιακός δίαυλος στέλνει 0 με πιθανότητα 0.6 και 1 με πιθανότητα 0.4. Η υπό συνθήκη πιθανότητα λάθους μετάδοσης(0 δεδομένουότιστείλαμε1ή1δεδομένουότιστείλαμε0)είναι0.1.υπολογίστε την πιθανότητα να γίνει λάθος στη μετάδοση. Υπολογίστε την πιθανότητα να γίνει λάθος δεδομένου ότι στείλαμε 1. Υπολογίστε την πιθανότητα να στείλαμε 1, δεδομένου ότι λάβαμε Εχωδύοδοχεία.Τοέναπεριέχειδυοκόκκινεςκαιμιαμαύρημπάλα.Το δεύτερο μια κόκκινη και μια μαύρη. Η πιθανότητα να επιλέξω το πρώτο δοχείο είναι 0.3. Τραβάω μια μπάλα, άμα είναι μαύρη την επανατοποθετώ στο ίδιο δοχείο. Άμα είναι κόκκινη την τοποθετώ στο άλλο δοχείο. Επιλέγω ένα δοχείο(πάλι με πιθανότητα 0.3 το πρώτο) και τραβάω και μια δεύτερη μπάλα. Ποια είναι η πιθανότητα να τραβήξω δύο κόκκινες μπάλες. Ποια είναι η πιθανότητα να επιλέξω διαφορετικά δοχεία στις δυο προσπάθειες. Ποια είναι η πιθανότητα να έχω επιλέξει το πρώτο δοχείο στην πρώτη προσπάθεια δεδομένου ότι τράβηξα μια κόκκινη και μια μαύρη μπάλα. Σχεδιάστε τις εξαρτήσεις του δικτύου για τα 4 ενδεχόμενα (επιλογή δοχείου 1η, 2η, επιλογή μπάλας 1η, 2η). 7. Υπολογίστε την πιθανότητα να μπω με μια ζαριά σε πεντάπορτο στο τάβλι. Υπολογίστε την πιθανότητα αυτή αριθμητικά με τη χρήση υπολογιστή. 8. Δημιουργήστε ένα μοντέλο για τα ενδεχόμενα `άργησα να κοιμηθώ, `άργησα να ξυπνήσω, `άργησα στο μάθημα. Η επιλογή των πιθανοτήτων να γίνει ώστε να ταιριάζει στο προσωπικό σας μοντέλο. Αποδείξτε τις σχέσεις ανεξαρτησίας υπό συνθήκη για αυτό το δίκτυο. 9. Προσθέστε την πιθανή αιτία `δεν μπορούσα να κοιμηθώ στο παραπάνω δίκτυο και επαναλάβατε.

26 30 Πιθανότητες 10. Εργάζεστε στο Στοίχημα. Υπολογίστε την πιθανότητα να καταλάβει μια Ελληνική ομάδα το Champion League τα επόμενα 10 χρόνια(φτιάξτε ένα αναλυτικό μοντέλο πρόβλεψης), καθώς και την απόδοση ώστε το Στοίχημα να κερδίζει 10% του τζίρου κατά μέσο όρο. 11. Τι αναπαριστά η παρακάτω πιθανότητα: prob_p = sum([sum(rand(30,10000) < 0.2) <= 14])/10000; 12. Εχωδυοκάλπικανομίσματαμεπιθανότητα0.4και0.6ναφέρουνγράμματα αντίστοιχα. Επιλέγω τοένααπόταδύοκαιτοαποτέλεσμα30 ρίψεων είναι 16 γράμματα και 14 κορώνες. Υπολογίστε αριθμητικά την πιθανότητα να έχω επιλέξει το πρώτο ή δεύτερο νόμισμα δεδομένου του αποτελέσματος του πειράματος. Πόσο σίγουροι είστε σχετικά με το νόμισμα που έχω επιλέξει;

27 Κεφάλαιο 2 Διακριτές Τυχαίες Μεταβλητές Οι τυχαίες μεταβλητές αποτελούν μια γενίκευση των κλασικών πιθανοτήτων που μάθαμε στο Κεφάλαιο 1. Συγκεκριμένα αντιστοιχίζουμε έναν(ή περισσοτέρους) πραγματικούς αριθμούς σε κάθε ένα από τα δείγματα του δειγματοχώρου(δηλαδή στα αποτελέσματα ενός πειράματος). Οι αριθμοί αυτοί αποτελούν απλά ταμπέλες, π.χ., αντί να ονομάζουμε ένα ενδεχόμενο A, το ονομάζουμε 1 ενδεχόμενο 3ήενδεχόμενο (3,4). Οπωςκαιστιςκλασικέςπιθανότητες θέλουμε κάθε δείγμα να έχει μια και μόνο μία `ταμπέλα, αλλά είναι σύνηθες οιταμπέλεςδύοδειγμάτωνναείναιίδιες(σ αυτήτηνπερίπτωσηλέμεότιτα δύο δείγματα ανήκουν στο ίδιο ενδεχόμενο). Άρα η αντιστοίχηση δειγμάτων σε αριθμούς είναι συνάρτηση(κάθε δείγμα παίρνει μοναδική τιμή). Επίσης η συνάρτηση αυτή ορίζει ένα διαμερισμό πάνω στο δειγματοχώρο μας. Για παράδειγμα πάνω στον ίδιο διαμερισμό του δειγματοχώρου Ω, έχουμε ορίσει κλασικές πιθανότητες, τυχαία μεταβλητή, ζεύγος τυχαίων μεταβλητών και μιγαδική τυχαία μεταβλητή, ως εξής: Ω A 3 A 4 A 2 A 1 τ.μ. x 3.2 Ω τ.μ. y,z Ω (3,1) (0,4) (1,2) (1,0) τ.μ. w 2 Ω 3j 1 j 1 + j Γιαπαράδειγματοενδεχόμενο A 1 τωνκλασικώνπιθανοτήτων έχειμετονο- 1 Προφανώςοαριθμόςαυτόςσυνήθωςέχειφυσικήερμηνεία.

28 32 Διακριτές Τυχαίες Μεταβλητές μαστείσεενδεχόμενο x = 1όπου xτυχαίαμεταβλητήστοδεύτεροσχήμα. Αντίστοιχατο A 1 έχειμετονομαστείσεενδεχόμενο (y = 1,z = 0)όπου y, z τυχαίεςμεταβλητέςστοτρίτοσχήμα,ήενδεχόμενο w = 1+jόπου wμιγαδική τυχαία μεταβλητή στο τέταρτο σχήμα. Η πιθανότητα αυτού του ενδεχομένου όμως παραμένει η ίδια(ανεξάρτητα από το πως το ονομάζω) και καθορίζεται από το πειραματικό μοντέλο που παράγει τα συγκεκριμένα δείγματα ή ενδεχόμενα,δηλαδή, P(A 1 ) P(x = 1) P(y = 1 z = 0) P(w = 1 + j). Ορισμός: Η διακριτή τυχαία μεταβλητή (discrete random variable) είναι μια συνάρτησηαπόκάθεδείγμα 2 τουδειγματοχώρουσεέναπραγματικόαριθμό. Η τυχαία μεταβλητή δεν είναι τυχαία ούτε μεταβλητή. Η τυχαία μεταβλητή είναι συνάρτηση από το δειγματοχώρο στο R. Η τυχαία μεταβλητή ορίζει ένα διαμερισμό του δειγματοχώρου. Για παράδειγμα ορίζουμε δύο τυχαίες μεταβλητές πάνω στον δειγματοχώρο τριώνανεξάρτητωνρίψεωνενόςνομίσματος 3.Ητυχαίαμεταβλητή hαντιστοιχίζεικάθεδείγμαμετοναριθμόαπόκορώνες(h = head)τουδείγματος,π.χ., τοδείγμα H 1 H 2 H 3 έχειτρειςκορώνεςκαιάρα h = 3. Ητυχαίαμεταβλητή rείναιίσημετηνμεγαλύτερηαλληλουχίααπόκορώνεςήγράμματαγιακάθε δείγμα,π.χ.,τοδείγμα H 1 H 2 T 3 έχειδύοκορώνεςστησειρά(αλλάόχιτρεις) καιάρα r = 2,ενώγιατοδείγμα H 1 T 2 H 3 ημεγαλύτερηαλυσίδααπόκορώνεςήγράμματαείναι1,οπότε r = 1. Οδειγματοχώρος,ηπιθανότητακάθε δείγματος, και οι τιμές των τυχαίων μεταβλητών h, r για κάθε δείγμα είναι: 2 Ισοδύναμαθαμπορούσαμεναορίσουμετηντ.μ. σανσυνάρτησηαπόκάθεενδεχόμενο σε ένα πραγματικό αριθμό. Γιατί; 3 Ηπιθανότητακορώναήγράμματαγιαένα δίκαιο νόμισμαείναι0.5. Άμαόμωςγνωρίζουμε ποια πλευρά του νομίσματος είναι από πάνω(πριν ξεκινήσουμε την περιστροφή του νομίσματος) και πιάσουμε το νόμισμα στον αέρα τότε αυτή η πλευρά έχει πιθανότητα 0.51! Το παραπάνω απέδειξαν θεωρητικά και πειραματικά ο μαθηματικός Persi Diaconis και η ερευνητική του ομάδα(πηγή: flipping).

29 33 Δείγμα P(.) h r 0.5 H T 1 H 2 T 2 H T H T H T H T H T 3 H 1 H 2 H 3 H 1 H 2 T 3 H 1 T 2 H 3 H 1 T 2 T 3 T 1 H 2 H 3 T 1 H 2 T 3 T 1 T 2 H 3 T 1 T 2 T 3 1/8 1/8 1/8 1/8 1/8 1/8 1/8 1/ Ο υπολογισμός της πιθανότητας μιας τιμής τυχαίας μεταβλητής υπολογίζεται αθροίζοντας τα δείγματα που αντιστοιχούν σ αυτή την τιμή, π.χ., το ενδεχόμενο h = 2έχειπιθανότητα: P(h = 2) = P(H 1 H 2 T 3 + H 1 T 2 H 3 + T 1 H 2 H 3 ) = 1/8 + 1/8 + 1/8 = 3/8 Αντίστοιχα υπολογίζουμε και την από κοινού πιθανότητα των τιμών δύο τυχαίων μεταβλητών, π.χ., P(h=2 r=2) P(h= 2,r= 2) = P(H 1 H 2 T 3 +T 1 H 2 H 3 ) = 1/8+1/8 = 1/4 Οπως είπαμε κάθε τυχαία μεταβλητή(ή ομάδα τυχαίων μεταβλητών) είναι ένας διαμερισμός του δειγματοχώρου και άρα ξέρουμε ότι το άθροισμα των πιθανοτήτων όλων των ενδεχομένων μια τυχαίας μεταβλητής είναι ίσο με τη μονάδα. Γιαπαράδειγμαοιδιαμερισμοί h, r, (h,r)καθώςκαιοιπιθανότητεςκάθεενδεχομένου είναι: (h, r) (.) h (.) /8 1/8 P(h) 1/8 3/8 3/8 1/ /8 1/4 0 3/8 2 1/8 1/4 0 3/8 r (.) /8 1/8 P(r) 1/4 1/2 1/4 1 (.) 1/4 1/2 1/4 1 Πράγματι το άθροισμα των πιθανοτήτων όλων των ενδεχομένων είναι 1, π.χ., 3 h=0 3 P(h,r) = 1 r=1

30 34 Διακριτές Τυχαίες Μεταβλητές Επίσης είναι ενδιαφέρον να παρατηρήσουμε τον κανόνα του διαμερισμού, π.χ., γιαναβρούμετηντιμήτουενδεχομένου h = 2,μπορούμενααθροίσουμεπάνω στονδιαμερισμό rτιςαπόκοινούπιθανότητεςτωνενδεχομένων (h = 2,r) 3 P(h=2) = P(h=2,r) = 1/8 + 1/4 = 3/8 r=1 Εν γένει μπορούμε να γράψουμε ότι 3 a {0,1,2,3}, P(h=a) = P(h=a,r) r=1 b {1,2,3}, P(r=b) = 3 P(h,r=b) Ηδη βλέπουμε κάποια πλεονεκτήματα με την χρήση αριθμών αντί συμβόλων για την αναπαράσταση ενδεχομένων, όπως τη δυνατότητα χρήσης συναρτήσεων γιατηναναπαράστασηπιθανοτήτων. Γιαπαράδειγμαησυνάρτηση p h (h 0 )θα μπορούσε να αναπαριστά όλες τις πιθανότητες πάνω στον διαμερισμό της τ.μ. h: {h 0 = 0, h 0 = 1, h 0 = 2, h 0 = 3}. h=0 2.1 Συνάρτηση Μάζας Πιθανότητας Ορισμός:Ησυνάρτησημάζαςπιθανότητας (probability mass function) p x (x 0 ) τηςδιακριτήςτυχαίαςμεταβλητής xισούταιστο x 0 μετοάθροισματηςπιθανότηταςόλωντωνδειγμάτωνπουαντιστοιχούνστοενδεχόμενο x = x 0. Προφανώς 0 p x (x 0 ) 1αξιωματικάαπότονορισμότουμέτρουπιθανότητας. Επίσης x 0 p x (x 0 ) = 1γιατίταενδεχόμενα xαποτελούνδιαμερισμό.γενικεύοντας για δύο τυχαίες μεταβλητές: Ορισμός: Η από κοινού συνάρτηση μάζας πιθανότητας (joint probability mass function) p x,y (x 0,y 0 )τωνδιακριτώντυχαίωνμεταβλητών x, y ισούται στο (x 0,y 0 )μετοάθροισματηςπιθανότηταςόλωντωνδειγμάτωνπουαντιστοιχούνστοενδεχόμενο x = x 0 y = y 0. Από τον ορισμό του μέτρου πιθανότητας και επειδή τα ενδεχόμενα x, τα ενδεχόμενα y, και τα ενδεχόμενα (x, y) αποτελούν διαμερισμό μπορούμε να γράψουμε: x 0,y 0, 0 p x,y (x 0,y 0 ) 1 x 0 y 0 p x,y (x 0,y 0 ) = 1

31 2.2 Συνάρτηση Κατανομής 35 x 0, y 0, p x,y (x 0,y 0 ) = p x (x 0 ) y 0 p x,y (x 0,y 0 ) = p y (y 0 ) x 0 Οι δύο τελευταίες σχέσεις χρησιμοποιούν τη γνωστή ιδιότητα του διαμερισμού που στην περίπτωση των τυχαίων μεταβλητών(τ.μ.) ονομάζεται κανόνας ο- ριακής πιθανότητας (marginal probability). Η από κοινού συνάρτηση μάζας πιθανότητας(σ.μ.π.) των τ.μ. (h, r) από την τριπλή ρίψη νομίσματος, καθώς καιη(οριακή)σ.μ.π.τηςτ.μ. r(όπωςυπολογίζεταιαπότονκανόνατου διαμερισμού) είναι: r 0 1/8 1/8 3 2/8 2/8 2 1/8 1/ (.) (.) (.) h 0 p r (r 0 ) 1/4 1/2 1/ r 0 Γενικότερα ό,τι έχουμε μάθει για κλασικές πιθανότητες στο Κεφάλαιο 1, ισχύει και για τις συναρτήσεις μάζας πιθανότητας, δηλαδή, ο ορισμός της υπό συνθήκη πιθανότητας, ο κανόνας της αλυσίδας, ο κανόνας του Bayes. Η κύρια διαφορά είναι ότι χρησιμοποιούμε μια συνάρτηση που αναπαριστά(μαζικά) όλες τις πιθανότητες των ενδεχομένων x και άρα οι σχέσεις πλέον ισχύουν για κάθε τιμήτου x. 2.2 Συνάρτηση Κατανομής Εκτόςτηςσυνάρτησηςμάζαςπιθανότητας p x (x 0 ) Prob(x = x 0 ),μπορώ να ορίσω και άλλες συναρτήσεις που περιγράφουν την πιθανότητα τ.μ., π.χ., g x (x 1,x 2 ) = Prob(x 1 < x x 2 ), h x (x 0 ) = Prob(x x 0 ), w x (x 0 ) = Prob(x x 2 0 ). Κάθεμιααπόαυτέςτιςσυναρτήσειςπεριγράφουν(μαζικά) την πιθανότητα κάποιων ενδεχομένων και άρα και γι αυτές ισχύουν οι βασικές

32 36 Διακριτές Τυχαίες Μεταβλητές ιδιότητες 4 πουείδαμεστοκεφάλαιο1.γιαπαράδειγμα: Ορισμός: Η συνάρτηση κατανομής πιθανότητας (cumulative probability mass function)ορίζεταιως: F x (x 0 ) Prob(x x 0 ). Ορισμός: Η από κοινού συνάρτηση κατανομής πιθανότητας (joint cumulative probability mass function)ορίζεταιως: F x,y (x 0,y 0 ) Prob(x x 0,y y 0 ). Προφανώς F x ( ) = 0 και F x (+ ) = 1. Επίσης εφόσον x 1 < x 2 F x (x 1 ) F x (x 2 ). Τέλος: Prob(x 1 < x x 2 ) = F x (x 2 ) F x (x 1 ). Αντίστοιχα F x,y (, ) = 0, F x,y (x 0, ) = F x (x 0 ), F x,y (+,+ ) = 1.Η συνάρτηση κατανομής δεν χρησιμοποιείται πολύ για διακριτές τ.μ., πάντως είναι χρήσιμο να θυμόμαστε τη σχέση ανάμεσα στην Σ.Μ.Π. και την συνάρτηση κατανομής: Συνάρτηση Κατανομής F x (x 0 ) p x (x 0 ) = F x (x 0 + δ) F(x 0 δ) F x (x 0 ) = x x 0 p x (x 0 ) Συνάρτηση Μάζας Πιθανότητας p x (x 0 ) όπου δ είναι ένας πολύ μικρός αριθμός. 2.3 Σ.Μ.Π υπό συνθήκη και ανεξαρτησία Τ.Μ. ΟρίζουμετηνυπόσυνθήκηΣ.Μ.Π. p x y (x 0 y 0 )τηνσυνάρτησητωντυχαίων μεταβλητών xκαι y,έτσιώστεστο (x 0,y 0 )ητιμήτηςναισούταιμετηνπιθανότητανασυμβείτοενδεχόμενο x 0 δεδομένουότιέχεισυμβείτο y 0,δηλαδή, p x y (x 0 y 0 ) Prob(x = x 0 y = y 0 ). ΗυπόσυνθήκηΣ.Μ.Π.είναιμιασυνάρτησηκαιτου xκαιτου y 0,ήαλλιώς γιακάθετιμήτηςσυνθήκης y = y 0 έχουμεμιασυνάρτησητου x. Βέβαιατα x = x 0 και y = y 0 είναιενδεχόμενα,άραόπωςκαιγιατιςκλασικέςπιθανότητες μπορώ να αποδείξω ότι: x 0,y 0, p x y (x 0 y 0 ) = p x,y(x 0,y 0 ) p y (y 0 ) 4 Μετηνεξαίρεσητηςιδιότηταςτουδιαμερισμούπουδενισχύει,γιατίταενδεχόμεναπου αντιστοιχούν στις παραπάνω συναρτήσεις δεν αποτελούν διαμερισμό, π.χ. τα ενδεχόμενα h 1και h 2δενείναιξέναμεταξύτους.

33 2.4 Ανεξαρτησία Τ.Μ. 37 δηλαδήηυπόσυνθήκησ.μ.π.είναιίσημετολόγοτηςαπόκοινούσ.μ.π.δια την οριακή Σ.Μ.Π.(της τ.μ. συνθήκης). Για παράδειγμα, η Σ.Μ.Π. του r υπό συνθήκη h = 2,είναιμιασυνάρτησητου rπουυπολογίζεταιωςεξής: p r h (r = 1 h = 2) = p h,r(h = 2,r = 1) p h (h = 2) = 1/8 3/8 = 1 3 p r h (2 2) = p h,r(2,2) p h (2) p r h (3 2) = p h,r(2,3) p h (2) = 1/4 3/8 = 2 3 = 0 3/8 = 0 Βλέπωότιουσιαστικάέχωυπολογίσειτιςπιθανότητες Prob(r = 1 h = 2), Prob(r = 2 h = 2), Prob(r = 3 h = 2)όπωςακριβώς 5 καιστοκεφ.1,απλά έχω χρησιμοποιήσει διαφορετικό φορμαλισμό και το αποτέλεσμα έχει τοποθετηθεί σε μια συνάρτηση: p r h (r 0 h = 2) = 2.4 Ανεξαρτησία Τ.Μ. 1/3, r 0 = 1 2/3, r 0 = 2 0, αλλού Ορισμός: οι τυχαίες μεταβλητές x, y είναι ανεξάρτητες (independent) αν και μόνο αν: x 0,y 0, p x y (x 0 y 0 ) = p x (x 0 ) δηλαδή, εάν κάθε ένα από τα ενδεχόμενα του διαμερισμού x είναι ανεξάρτητα μεκάθεένααπόταενδεχόμενατουδιαμερισμού y. Οπωςκαιγιατιςκλασικές πιθανότητες προκύπτουν οι ιδιότητες(για τ.μ. x, y ανεξάρτητες): x 0,y 0, p y x (y 0 x 0 ) = p y (y 0 ) x 0,y 0, p x,y (x 0,y 0 ) = p x (x 0 )p y (y 0 ) Είναι εύκολο να δείξουμε ότι οι τρεις σχέσεις είναι ισοδύναμες χρησιμοποιώνταςτονορισμότηςυπόσυνθήκησ.μ.π.(βλ. Κεφ.1),καιάραοιιδιότητες αποτελούν και ισοδύναμους ορισμούς ανεξαρτησίας τ.μ. Η τελευταία ιδιότητα είναι ιδιαίτερα σημαντική: για ανεξάρτητες τ.μ. η από κοινού Σ.Μ.Π μπορεί να 5 Εφόσονοισυναρτήσεις p h,r (h 0, r 0)και p h (h 0)δίνονταισεαναλυτικήμορφήτότεμπορώ απλά να υπολογίσω το λόγο των συναρτήσεων και να εκφράσω το αποτέλεσμα επίσης σε αναλυτική μορφή. Κατανοούμε το πλεονέκτημα της χρήσης συναρτήσεων ενδεχομένων.

34 38 Διακριτές Τυχαίες Μεταβλητές υπολογιστείωςτογινόμενοτωνοριακώνσ.μ.π. 6. Ορισμός:ταενδεχόμενα x, yείναιανεξάρτηταυπόσυνθήκη z = z 0 (conditionally independent) αν και μόνο αν: x 0,y 0, p x y,z (x 0 y 0,z=z 0 ) = p x z (x 0 z=z 0 ) Προκύπτουν οι ιδιότητες(που είναι και ισοδύναμοι ορισμοί): x 0,y 0, p y x,z (y 0 x 0,z=z 0 ) = p y z (y 0 z=z 0 ) x 0,y 0, p x,y z (x 0,y 0 z=z 0 ) = p x z (x 0 z=z 0 ) p y z (y 0 z=z 0 ) Η φυσική ερμηνεία της ανεξαρτησίας υπό συνθήκη είναι αντίστοιχη με αυτή των κλασικών πιθανοτήτων, απλά εδώ ζητάμε ανεξαρτησία για κάθε ζεύγος τιμών των τ.μ. πάνω στον διαμερισμό (x, y). Η έννοια της ανεξαρτησίας υπό συνθήκη είναι θεμελιώδης για προβλήματα μοντελοποίησης όπως είδαμε στο Κεφ Κανόνας Αλυσίδας και Κανόνας Bayes Οι κανόνες αλυσίδας και Bayes ισχύουν για κάθε ενδεχόμενο και άρα και για κάθε τιμή τυχαίας μεταβλητής. Συγκεκριμένα μπορούμε να γράψουμε: x 0,y 0, p x,y (x 0,y 0 ) = p x y (x 0 y 0 ) p y (y 0 ) = p y x (y 0 x 0 ) p x (x 0 ) x 0,y 0,z 0, p x,y,z (x 0,y 0,z 0 ) = p x y,z (x 0 y 0,z 0 ) p y z (y 0 z 0 ) p x (x 0 ) και επίσης τον κανόνα του Bayes:... x 0,y 0, p x y (x 0 y 0 ) = p y x(y 0 x 0 ) p x (x 0 ) = p y x(y 0 x 0 ) y 0 p x,y (x 0,y 0 ) όπου στον παρανομαστή έχουμε χρησιμοποιήσει την ιδιότητα του διαμερισμού. Μέχρι εδώ έχουμε απλά εισαγάγει έναν καινούργιο φορμαλισμό(συναρτήσεις ενδεχομένων) και έχουμε κάνει μια καλή επανάληψη των κλασικών πιθανοτήτων. Στη συνέχεια εισάγουμε δυο καινούργιες έννοιες: (α) συναρτήσεις τυχαίων μεταβλητών, και(β) αναμενόμενη τιμή τυχαίας μεταβλητής(και συναρτήσεων τυχαίων μεταβλητών). 6 Εν γένειδεν υπάρχειτρόποςναυπολογιστείηαπόκοινούσ.μ.π.απότιςοριακές Σ.Μ.Π. Το αντίθετο είναι πάντα εφικτό μέσω της ιδιότητας του διαμερισμού.

35 2.6 Συναρτήσεις Τυχαίων Μεταβλητών Συναρτήσεις Τυχαίων Μεταβλητών Οισυνάρτησημιαςτυχαίαςμεταβλητής x,π.χ., y = x 2 ή z = x,είναιεπίσης τυχαίαμεταβλητή 7.Είναισημαντικόναθυμόμαστεότιτόσοητ.μ. xόσοκαιοι συναρτήσειςτηςτ.μ. y = x 2, z = x ορίζονταιπάνωστονίδιοδειγματοχώρο, καιάραησ.μ.π.των y, zπροκύπτειόπωςακριβώςκαιγιατην x(δηλαδή αθροίζοντας την πιθανότητα των δειγμάτων που αντιστοιχούν στις y και z αντίστοιχα). Παράτοότιοι x, y, zορίζονταιπάνωστονίδιοδειγματοχώρο,ο τρόπος με τον οποίο διαμερίζουν τον δειγματοχώρο σε ενδεχόμενα μπορεί να είναι διαφορετικός(όπως βέβαια και ο αριθμός που αντιστοιχεί σε κάθε ενδεχόμενο). Για παράδειγμα βλέπουμε ένα δειγματοχώρο με τέσσερα ισοπίθανα δείγματα A 1, A 2, A 3, A 4,τονδιαμερισμόκαιτιμέςτηςτ.μ. x(όπωςαντιστοιχούν στα τέσσερα δείγματα), καθώς και τους διαμερισμούς και τις τιμές των συναρτήσεωντης x:τ.μ. y = x 2 καιτ.μ. z = x. Ω A 3 A 4 A 2 A 1 τ.μ. x 1 Ω τ.μ. y = x 2 Ω τ.μ. z = x Ω Βλέπουμεότιοδιαμερισμόςτουδειγματοχώρουείναιδιαφορετικός 8 γιατηντ.μ. x({a 1,A 2,A 3,A 4 })καιτιςτ.μ. y, z({a 1 A 3,A 2,A 4 }). Επίσηςπαράτο ότιοι y, zορίζουντονίδιοδιαμερισμόενδεχομένωνοιτιμέςτωντ.μ. γιατο ενδεχόμενο A 4 είναιδιαφορετικές.τέλος,σημειώνουμεότιησ.μ.π.των y, z μπορούν να υπολογιστούν(και) απευθείας από την Σ.Μ.Π. της x(χωρίς γνώση του πειραματικού δειγματοχώρου). Παράδειγμα: Υπολογίστε την Σ.Μ.Π. μιας ζαριάς στο τάβλι. Υπολογίστε την Σ.Μ.Π.τηςτ.μ.πουισούταιμετοάθροισματωνδύοζαριών(καιίσημετοδύο φορές το άθροισμα των ζαριών όταν φέρουμε διπλές). Η Σ.Μ.Π. της τ.μ. x που αντιστοιχεί στα αποτελέσματα της ρίψης ενός ζαριού 7 Ηαπόδειξη:ητ.μ. xείναιμιασυνάρτησηαπότονχώροενδεχομένωνστουςπραγματικούςαριθμούς Ω R,ησυνάρτησητ.μ. y = f(x)είναιμιασυνάρτησηαπόπραγματικούς σε πραγματικούς αριθμούς R R και άρα η σύνθεση των δύο συναρτήσεων είναι μια συνάρτησηαπότοχώροενδεχομένωνστουςπραγματικούςαριθμούς Ω R(ηνέατ.μ. y). 8 Οδιαμερισμόςσυναρτήσεωντηςδιακριτήςτ.μ. xμπορείναέχειίσοήμικρότεροαριθμό ενδεχομένων από τον διαμερισμό της x(γιατί;).

36 40 Διακριτές Τυχαίες Μεταβλητές είναι: p x (x 0 ) = { 1/6, x0 {1,2,3,4,5,6} 0, αλλού } Η τ.μ. y(δεύτερο ζάρι) ακολουθεί την ίδια κατανομή και x, y είναι ανεξάρτητες, οπότε η από κοινού Σ.Μ.Π. είναι: p x,y (x 0,y 0 ) = p x (x 0 )p y (y 0 ) = { 1/36, x0,y 0 {1,2,3,4,5,6} 0, αλλού Η τ.μ. z που αντιστοιχεί στο άθροισμα δυο ζαριών(λαμβάνοντας υπόψη και τις διπλές)μπορείναεκφραστείωςσυνάρτησητωντ.μ. x, yωςεξής: z = { x + y, x y 4x, x = y Αθροίζουμε την πιθανότητα όλων των δειγμάτων που αντιστοιχούν σε κάθε τιμή της z(π.χ.,τοενδεχόμενο z 0 = 4αντιστοιχείσταδείγματα {(1,3),(3,1),(1,1)}): p z (z 0 ) = 2/36, z 0 = 3 3/36, z 0 = 4 4/36, z 0 = 5 4/36, z 0 = 6 6/36, z 0 = 7 5/36 z 0 = 8 4/36 z 0 = 9 2/36 z 0 = 10 2/36 z 0 = 11 1/36 z 0 = 12 1/36 z 0 = 16 1/36 z 0 = 20 1/36 z 0 = 24 5 } 4 z 0 = x } x 2 6 Βλέπουμεότιτοπιοσυνηθισμένοάθροισμαείναιτο 7καιταπιοσπάνιατα 12,16,20,24.Ηπιθανότηταναφέρουμεζαριάμεάθροισμαμεγαλύτεροτου 10 είναι μόλις 1/ Αναμενόμενη Τιμή Ορισμός: Η αναμενόμενη τιμή (expected value) μιας τυχαίας μεταβλητής x ορίζεταιωςοαριθμητικόςμέσοςόροςτωντιμώνπουλαμβάνειμεβάροςτην

ΣΤΟΧΑΣΤΙΚΑ ΣΥΣΤΗΜΑΤΑ & ΕΠΙΚΟΙΝΩΝΙΕΣ 1o Τμήμα (Α - Κ): Αμφιθέατρο 3, Νέα Κτίρια ΣΗΜΜΥ Θεωρία Πιθανοτήτων & Στοχαστικές Ανελίξεις - 1

ΣΤΟΧΑΣΤΙΚΑ ΣΥΣΤΗΜΑΤΑ & ΕΠΙΚΟΙΝΩΝΙΕΣ 1o Τμήμα (Α - Κ): Αμφιθέατρο 3, Νέα Κτίρια ΣΗΜΜΥ Θεωρία Πιθανοτήτων & Στοχαστικές Ανελίξεις - 1 ΣΤΟΧΑΣΤΙΚΑ ΣΥΣΤΗΜΑΤΑ & ΕΠΙΚΟΙΝΩΝΙΕΣ 1o Τμήμα (Α - Κ): Αμφιθέατρο 3, Νέα Κτίρια ΣΗΜΜΥ Θεωρία Πιθανοτήτων & Στοχαστικές Ανελίξεις - 1 5.1: Εισαγωγή 5.2: Πιθανότητες 5.3: Τυχαίες Μεταβλητές καθ. Βασίλης Μάγκλαρης

Διαβάστε περισσότερα

ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ I Παντελής Δημήτριος Τμήμα Μηχανολόγων Μηχανικών

ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ I Παντελής Δημήτριος Τμήμα Μηχανολόγων Μηχανικών ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ I Παντελής Δημήτριος Τμήμα Μηχανολόγων Μηχανικών ΕΝΝΟΙΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑΣ Μαθηματική περιγραφή συστημάτων με αβεβαιότητα Παραδείγματα από την οργάνωση παραγωγής Διάρκεια παραγωγής προϊόντων

Διαβάστε περισσότερα

Εισαγωγή Η Θεωρία Πιθανοτήτων παίζει μεγάλο ρόλο στη μοντελοποίηση και μελέτη συστημάτων των οποίων δεν μπορούμε να προβλέψουμε ή να παρατηρήσουμε την

Εισαγωγή Η Θεωρία Πιθανοτήτων παίζει μεγάλο ρόλο στη μοντελοποίηση και μελέτη συστημάτων των οποίων δεν μπορούμε να προβλέψουμε ή να παρατηρήσουμε την Μαθηματικά Πληροφορικής 8ο Μάθημα Τμήμα Πληροφορικής και Τηλεπικοινωνιών Πανεπιστήμιο Αθηνών Εισαγωγή Η Θεωρία Πιθανοτήτων παίζει μεγάλο ρόλο στη μοντελοποίηση και μελέτη συστημάτων των οποίων δεν μπορούμε

Διαβάστε περισσότερα

3 ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ. ο δειγματικός χώρος του πειράματος θα είναι το σύνολο: Ω = ω, ω,..., ω }.

3 ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ. ο δειγματικός χώρος του πειράματος θα είναι το σύνολο: Ω = ω, ω,..., ω }. 3 ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ 3.1 ΔΕΙΓΜΑΤΙΚΟΣ ΧΡΟΣ - ΕΝΔΕΧΟΜΕΝΑ Πείραμα Τύχης Ένα πείραμα του οποίου δεν μπορούμε εκ των προτέρων να προβλέψουμε το αποτέλεσμα, μολονότι επαναλαμβάνεται φαινομενικά τουλάχιστον κάτω από

Διαβάστε περισσότερα

ΗΥ118: Διακριτά Μαθηματικά Εαρινό εξάμηνο 2016 Λύσεις ασκήσεων προόδου

ΗΥ118: Διακριτά Μαθηματικά Εαρινό εξάμηνο 2016 Λύσεις ασκήσεων προόδου ΗΥ118: Διακριτά Μαθηματικά Εαρινό εξάμηνο 016 Λύσεις ασκήσεων προόδου Θέμα 1: [16 μονάδες] [8] Έστω ότι μας δίνουν τα παρακάτω δεδομένα: Εάν αυτό το πρόγραμμα ΗΥ είναι αποδοτικό, τότε εκτελείται γρήγορα.

Διαβάστε περισσότερα

Γιατί πιθανότητες; Γιατί πιθανότητες; Θεωρία πιθανοτήτων. Θεωρία Πιθανοτήτων. ΗΥ118, Διακριτά Μαθηματικά Άνοιξη 2017.

Γιατί πιθανότητες; Γιατί πιθανότητες; Θεωρία πιθανοτήτων. Θεωρία Πιθανοτήτων. ΗΥ118, Διακριτά Μαθηματικά Άνοιξη 2017. HY118-Διακριτά Μαθηματικά Τρίτη, 02/05/2017 Θεωρία πιθανοτήτων Αντώνης Α. Αργυρός e-mail: argyros@csd.uoc.gr 04-May-17 1 1 04-May-17 2 2 Γιατί πιθανότητες; Γιατί πιθανότητες; Στον προτασιακό και κατηγορηματικό

Διαβάστε περισσότερα

Φροντιστήριο #8 Ασκήσεις σε Πιθανότητες 15/05/2015

Φροντιστήριο #8 Ασκήσεις σε Πιθανότητες 15/05/2015 Φροντιστήριο #8 Ασκήσεις σε Πιθανότητες 15/05/2015 Άσκηση Φ8.1 Τρεις λαμπτήρες επιλέγονται τυχαία από ένα σύνολο 15 λαμπτήρων εκ των οποίων οι 5 είναι ελαττωματικοί. (α) Βρέστε την πιθανότητα κανείς από

Διαβάστε περισσότερα

Βασικά στοιχεία της θεωρίας πιθανοτήτων

Βασικά στοιχεία της θεωρίας πιθανοτήτων Η έννοια του Πειράµατος Τύχης. 9 3 6 Το σύνολο των πιθανών εκβάσεων ενός πειράµατος τύχης καλείται δειγµατοχώρος ή δειγµατικόςχώρος (sample space)καισυµβολίζεταιµεωήµε S.Έναστοιχείοωήsτου δειγµατικού χώρου

Διαβάστε περισσότερα

3.1 ΔΕΙΓΜΑΤΙΚΟΙ ΧΩΡΟΙ ΕΝΔΕΧΟΜΕΝΑ

3.1 ΔΕΙΓΜΑΤΙΚΟΙ ΧΩΡΟΙ ΕΝΔΕΧΟΜΕΝΑ ΚΕΦΑΛΑΙΟ : ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ. ΔΕΙΓΜΑΤΙΚΟΙ ΧΩΡΟΙ ΕΝΔΕΧΟΜΕΝΑ Αιτιοκρατικό πείραμα ονομάζουμε κάθε πείραμα για το οποίο, όταν ξέρουμε τις συνθήκες κάτω από τις οποίες πραγματοποιείται, μπορούμε να προβλέψουμε με

Διαβάστε περισσότερα

ΔΕΣΜΕΥΜΕΝΕΣ Ή ΥΠΟ ΣΥΝΘΗΚΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ

ΔΕΣΜΕΥΜΕΝΕΣ Ή ΥΠΟ ΣΥΝΘΗΚΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ ΔΕΣΜΕΥΜΕΝΕΣ Ή ΥΠΟ ΣΥΝΘΗΚΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ Έστω ότι επιθυμούμε να μελετήσουμε ένα τυχαίο πείραμα με δειγματικό χώρο Ω και έστω η πιθανότητα να συμβεί ένα ενδεχόμενο Α Ω Υπάρχουν περιπτώσεις όπου ενώ δεν γνωρίζουμε

Διαβάστε περισσότερα

ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΙΩΑΝΝΙΝΩΝ ΑΝΟΙΚΤΑ ΑΚΑΔΗΜΑΪΚΑ ΜΑΘΗΜΑΤΑ. Πιθανότητες. Εισαγωγή Διδάσκων: Επίκουρος Καθηγητής Κωνσταντίνος Μπλέκας

ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΙΩΑΝΝΙΝΩΝ ΑΝΟΙΚΤΑ ΑΚΑΔΗΜΑΪΚΑ ΜΑΘΗΜΑΤΑ. Πιθανότητες. Εισαγωγή Διδάσκων: Επίκουρος Καθηγητής Κωνσταντίνος Μπλέκας ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΙΩΑΝΝΙΝΩΝ ΑΝΟΙΚΤΑ ΑΚΑΔΗΜΑΪΚΑ ΜΑΘΗΜΑΤΑ Πιθανότητες Εισαγωγή Διδάσκων: Επίκουρος Καθηγητής Κωνσταντίνος Μπλέκας Άδειες Χρήσης Το παρόν εκπαιδευτικό υλικό υπόκειται σε άδειες χρήσης Creative

Διαβάστε περισσότερα

K15 Ψηφιακή Λογική Σχεδίαση 7-8: Ανάλυση και σύνθεση συνδυαστικών λογικών κυκλωμάτων

K15 Ψηφιακή Λογική Σχεδίαση 7-8: Ανάλυση και σύνθεση συνδυαστικών λογικών κυκλωμάτων K15 Ψηφιακή Λογική Σχεδίαση 7-8: Ανάλυση και σύνθεση συνδυαστικών λογικών κυκλωμάτων Γιάννης Λιαπέρδος TEI Πελοποννήσου Σχολή Τεχνολογικών Εφαρμογών Τμήμα Μηχανικών Πληροφορικής ΤΕ Η έννοια του συνδυαστικού

Διαβάστε περισσότερα

1.1 ΔΕΙΓΜΑΤΙΚΟΙ ΧΩΡΟΙ ΕΝΔΕΧΟΜΕΝΑ

1.1 ΔΕΙΓΜΑΤΙΚΟΙ ΧΩΡΟΙ ΕΝΔΕΧΟΜΕΝΑ ΚΕΦΑΛΑΙΟ : ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ. ΔΕΙΓΜΑΤΙΚΟΙ ΧΩΡΟΙ ΕΝΔΕΧΟΜΕΝΑ Αιτιοκρατικό πείραμα ονομάζουμε κάθε πείραμα για το οποίο, όταν ξέρουμε τις συνθήκες κάτω από τις οποίες πραγματοποιείται, μπορούμε να προβλέψουμε με

Διαβάστε περισσότερα

Πιθανότητες και Στοχαστικές ιαδικασίες Θόρυβος µετρήσεων είκτης Χρηµατιστηρίου Σήµα Πληροφορίας (φωνή, data) Ατµοσφαιρικός Θόρυβος Πως δηµιουργείται

Πιθανότητες και Στοχαστικές ιαδικασίες Θόρυβος µετρήσεων είκτης Χρηµατιστηρίου Σήµα Πληροφορίας (φωνή, data) Ατµοσφαιρικός Θόρυβος Πως δηµιουργείται Πιθανότητες και Στοχαστικές ιαδικασίες Θόρυβος µετρήσεων είκτης Χρηµατιστηρίου Σήµα Πληροφορίας (φωνή, data) Ατµοσφαιρικός Θόρυβος Πως δηµιουργείται το τυχαίο I do not believe that God rolls dice Μακροσκοπική

Διαβάστε περισσότερα

ΑΣΚΗΣΕΙΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ του Παν. Λ. Θεοδωρόπουλου 0

ΑΣΚΗΣΕΙΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ του Παν. Λ. Θεοδωρόπουλου 0 ΑΣΚΗΣΕΙΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ του Παν. Λ. Θεοδωρόπουλου 0 Η Θεωρία Πιθανοτήτων είναι ένας σχετικά νέος κλάδος των Μαθηματικών, ο οποίος παρουσιάζει πολλά ιδιαίτερα χαρακτηριστικά στοιχεία. Επειδή η ιδιαιτερότητα

Διαβάστε περισσότερα

ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΤΩΝ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ. Κεφάλαιο 6. Πιθανότητες

ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΤΩΝ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ. Κεφάλαιο 6. Πιθανότητες ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΟ ΙΔΡΥΜΑ ΔΥΤΙΚΗΣ ΕΛΛΑΔΑΣ ΤΜΗΜΑ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΠΑΤΡΑΣ Εργαστήριο Λήψης Αποφάσεων & Επιχειρησιακού Προγραμματισμού Καθηγητής Ι. Μητρόπουλος ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΤΩΝ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ

Διαβάστε περισσότερα

ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ

ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ ΤΕΙ ΥΤΙΚΗΣ ΜΑΚΕ ΟΝΙΑΣ ΠΑΡΑΡΤΗΜΑ ΚΑΣΤΟΡΙΑΣ ΤΜΗΜΑ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ & ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΑΣ Η/Υ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ 5o ΜΑΘΗΜΑ Ι ΑΣΚΩΝ ΒΑΣΙΛΕΙΑ ΗΣ ΓΕΩΡΓΙΟΣ Email: gvasil@math.auth.gr Ιστοσελίδα Μαθήματος: users.auth.gr/gvasil

Διαβάστε περισσότερα

Μάθημα 3 ο a. Τυχαία Μεταβλητή-Έννοιες και Ορισμοί

Μάθημα 3 ο a. Τυχαία Μεταβλητή-Έννοιες και Ορισμοί Μάθημα 3 ο a Τυχαία Μεταβλητή-Έννοιες και Ορισμοί Στο μάθημα αυτό θα ορίσουμε την έννοια της τυχαίας μεταβλητής και θα αναφερθούμε σε σχετικές βασικές έννοιες και συμβολισμούς. Ross, σσ 135-151 Μπερτσεκάς-Τσιτσικλής,

Διαβάστε περισσότερα

ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΤΩΝ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ. Κεφάλαιο 7. Τυχαίες Μεταβλητές και Διακριτές Κατανομές Πιθανοτήτων

ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΤΩΝ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ. Κεφάλαιο 7. Τυχαίες Μεταβλητές και Διακριτές Κατανομές Πιθανοτήτων ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΟ ΙΔΡΥΜΑ ΔΥΤΙΚΗΣ ΕΛΛΑΔΑΣ ΤΜΗΜΑ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΠΑΤΡΑΣ Εργαστήριο Λήψης Αποφάσεων & Επιχειρησιακού Προγραμματισμού Καθηγητής Ι. Μητρόπουλος ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΤΩΝ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ

Διαβάστε περισσότερα

Θεωρία Πιθανοτήτων και Στατιστική

Θεωρία Πιθανοτήτων και Στατιστική Θεωρία Πιθανοτήτων και Στατιστική 2 ο Εξάμηνο Ασκήσεις Πράξης 1 Θεωρία Συνόλων - Δειγματικός Χώρος Άσκηση 1: Να βρεθούν και να γραφούν με συμβολισμούς της Θεωρίας Συνόλων οι δειγματοχώροι των τυχαίων πειραμάτων:

Διαβάστε περισσότερα

ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ Δειγματικός Χώρος. Ενδεχόμενα {,,..., }.

ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ Δειγματικός Χώρος. Ενδεχόμενα {,,..., }. ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ Δειγματικός Χώρος Το σύνολο των δυνατών αποτελεσμάτων λέγεται δειγματικός χώρος (sample space) και συμβολίζεται συνήθως με το γράμμα Αν δηλαδή ω,,, ω2 ωκ είναι τα δυνατά αποτελέσματα ενός πειράματος

Διαβάστε περισσότερα

Βασικά στοιχεία της θεωρίας πιθανοτήτων

Βασικά στοιχεία της θεωρίας πιθανοτήτων Η έννοια του Πειράµατος Τύχης. 9 3 Το σύνολο των πιθανών εκβάσεων ενός πειράµατος τύχης καλείται δειγµατοχώρος ήδειγµατικόςχώρος (sample space)καισυµβολίζεταιµεωήµε S.Έναστοιχείοω ή s του δειγµατικού χώρου

Διαβάστε περισσότερα

1. Πείραμα τύχης. 2. Δειγματικός Χώρος ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΑΠΟ ΤΗ ΘΕΩΡΙΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ

1. Πείραμα τύχης. 2. Δειγματικός Χώρος ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΑΠΟ ΤΗ ΘΕΩΡΙΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ 1 ΣΤΟΙΧΕΙ ΠΟ ΤΗ ΘΕΩΡΙ ΠΙΘΝΟΤΗΤΩΝ 1. Πείραμα τύχης Πείραμα τύχης (π.τ.) ονομάζουμε κάθε πείραμα που μπορεί να επαναληφθεί όσες φορές επιθυμούμε υπό τις ίδιες συνθήκες και του οποίου το αποτέλεσμα είναι

Διαβάστε περισσότερα

HMY 795: Αναγνώριση Προτύπων. Διάλεξη 2

HMY 795: Αναγνώριση Προτύπων. Διάλεξη 2 HMY 795: Αναγνώριση Προτύπων Διάλεξη 2 Επισκόπηση θεωρίας πιθανοτήτων Θεωρία πιθανοτήτων Τυχαία μεταβλητή: Μεταβλητή της οποίας δε γνωρίζουμε με βεβαιότητα την τιμή (αντίθετα με τις ντετερμινιστικές μεταβλητές)

Διαβάστε περισσότερα

Λύσεις 2ης Ομάδας Ασκήσεων

Λύσεις 2ης Ομάδας Ασκήσεων ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΑΘΗΝΩΝ ΤΜΗΜΑ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ Γ. ΚΟΝΤΟΓΙΑΝΝΗΣ. (Μπάλες Λύσεις ης Ομάδας Ασκήσεων Τμήμα Α Λ (αʹ Έστω A το ενδεχόμενο να επιλέξουμε τουλάχιστον μια άσπρη μπάλα. Θα υπολογίσουμε

Διαβάστε περισσότερα

Στατιστική Περιγραφή Φυσικού Μεγέθους - Πιθανότητες

Στατιστική Περιγραφή Φυσικού Μεγέθους - Πιθανότητες Στατιστική Περιγραφή Φυσικού Μεγέθους - Πιθανότητες Είπαμε ότι γενικά τα συστηματικά σφάλματα που υπεισέρχονται σε μια μέτρηση ενός φυσικού μεγέθους είναι γενικά δύσκολο να επισημανθούν και να διορθωθούν.

Διαβάστε περισσότερα

Δειγματοληψία. Πρέπει να γνωρίζουμε πως πήραμε το δείγμα Το πλήθος n ij των παρατηρήσεων σε κάθε κελί είναι τ.μ. με μ ij συμβολίζουμε την μέση τιμή:

Δειγματοληψία. Πρέπει να γνωρίζουμε πως πήραμε το δείγμα Το πλήθος n ij των παρατηρήσεων σε κάθε κελί είναι τ.μ. με μ ij συμβολίζουμε την μέση τιμή: Δειγματοληψία Πρέπει να γνωρίζουμε πως πήραμε το δείγμα Το πλήθος των παρατηρήσεων σε κάθε κελί είναι τ.μ. με μ συμβολίζουμε την μέση τιμή: Επομένως στην δειγματοληψία πινάκων συνάφειας αναφερόμαστε στον

Διαβάστε περισσότερα

ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙΔΕΙΑΣ

ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙΔΕΙΑΣ 8 ΧΡΟΝΙ ΕΠΕΙΡΙ ΣΤΗΝ ΕΠΙΔΕΥΣΗ ΘΗΤΙ Ι ΣΤΟΙΧΕΙ ΣΤΤΙΣΤΙΗΣ ΓΕΝΙΗΣ ΠΙΔΕΙΣ ΘΕΤ ΘΕ 1. ν οι συναρτήσεις f και g είναι παραγωγίσιμες στο, να αποδείξετε ότι f x g x f x g x, για κάθε x ονάδες 7. Έστω μια συνάρτηση

Διαβάστε περισσότερα

2. Η πιθανότητα της αριθμήσιμης ένωσης ξένων μεταξύ τους ενδεχομένων είναι το άθροισμα των πιθανοτήτων των ενδεχομένων.

2. Η πιθανότητα της αριθμήσιμης ένωσης ξένων μεταξύ τους ενδεχομένων είναι το άθροισμα των πιθανοτήτων των ενδεχομένων. Ένα μέτρο πιθανότητας πάνω στο δειγματικός χώρο Ω, είναι μία συνάρτηση P ( ) που αντιστοιχεί σε υποσύνολα του Ω, έναν αριθμό στο [ 0, ], με τις εξής ιδιότητες: P ( Ω ) 2 Η πιθανότητα της αριθμήσιμης ένωσης

Διαβάστε περισσότερα

Φεργαδιώτης Αθανάσιος ΤΡΑΠΕΖΑ ΘΕΜΑΤΩΝ ΣΤΗΝ ΑΛΓΕΒΡΑ Α ΛΥΚΕΙΟΥ. Θέμα 2 ο (150)

Φεργαδιώτης Αθανάσιος ΤΡΑΠΕΖΑ ΘΕΜΑΤΩΝ ΣΤΗΝ ΑΛΓΕΒΡΑ Α ΛΥΚΕΙΟΥ. Θέμα 2 ο (150) Φεργαδιώτης Αθανάσιος ΤΡΑΠΕΖΑ ΘΕΜΑΤΩΝ ΣΤΗΝ ΑΛΓΕΒΡΑ Α ΛΥΚΕΙΟΥ Θέμα ο (150) -- Τράπεζα θεμάτων Άλγεβρας Α Λυκείου Φεργαδιώτης Αθανάσιος -3- Τράπεζα θεμάτων Άλγεβρας Α Λυκείου Φεργαδιώτης Αθανάσιος ΚΕΦΑΛΑΙΟ

Διαβάστε περισσότερα

1. Βασικές Έννοιες - Προτάσεις Θεωρίας Πιθανοτήτων

1. Βασικές Έννοιες - Προτάσεις Θεωρίας Πιθανοτήτων . Βασικές Έννοιες - Προτάσεις Θεωρίας Πιθανοτήτων Tα διάφορα επιστημονικά μοντέλα ή πειράματα ή γενικότερα τα φυσικά φαινόμενα μπορεί να θεωρηθεί ότι εντάσσονται σε δύο μεγάλες κατηγορίες: τα προσδιοριστικά

Διαβάστε περισσότερα

Αιτιολόγηση με αβεβαιότητα

Αιτιολόγηση με αβεβαιότητα Αιτιολόγηση με αβεβαιότητα Στα προβλήματα του πραγματικού κόσμου οι αποφάσεις συνήθως λαμβάνονται υπό αβεβαιότητα (uncertainty), δηλαδή έλλειψη επαρκούς πληροφορίας. Οι κυριότερες πηγές αβεβαιότητας είναι:

Διαβάστε περισσότερα

Περιεχόμενα 5ης Διάλεξης 1 Ανισότητα Markov 2 Διασπορά 3 Συνδιασπορά 4 Ανισότητα Chebyshev 5 Παραδείγματα Σωτήρης Νικολετσέας, αναπληρωτής καθηγητής 5

Περιεχόμενα 5ης Διάλεξης 1 Ανισότητα Markov 2 Διασπορά 3 Συνδιασπορά 4 Ανισότητα Chebyshev 5 Παραδείγματα Σωτήρης Νικολετσέας, αναπληρωτής καθηγητής 5 5ο Μάθημα Πιθανότητες Σωτήρης Νικολετσέας, αναπληρωτής καθηγητής Τμήμα Μηχανικών Η/Υ & Πληροφορικής, Πανεπιστήμιο Πατρών Ακαδημαϊκό Ετος 2016-2017 Σωτήρης Νικολετσέας, αναπληρωτής καθηγητής 5ο Μάθημα Πιθανότητες

Διαβάστε περισσότερα

Λύσεις 1ης Ομάδας Ασκήσεων

Λύσεις 1ης Ομάδας Ασκήσεων ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΑΘΗΝΩΝ ΤΜΗΜΑ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ Γ. ΚΟΝΤΟΓΙΑΝΝΗΣ Λύσεις ης Ομάδας Ασκήσεων Τμήμα Α Λ. Ισότητα συνόλων Έστω C = A i= B i και D = i= A B i. Θα αποδείξουμε ότι τα C, D ταυτίζονται,

Διαβάστε περισσότερα

ΓΕΝΙΚΟ ΛΥΚΕΙΟ ΝΕΣΤΟΡΙΟΥ

ΓΕΝΙΚΟ ΛΥΚΕΙΟ ΝΕΣΤΟΡΙΟΥ ΓΕΝΙΚΟ ΛΥΚΕΙΟ ΝΕΣΤΟΡΙΟΥ ΕΠΙΜΕΛΕΙΑ : ΓΕΡΓΙΟΣ Ε. ΚΑΡΑΦΕΡΗΣ ΠΕ03 ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΟΣ [] ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ ΘΕΡΙΑ: Πείραμα Τύχης Κάθε πείραμα κατά στο οποίο η γνώση των συνθηκών κάτω από τις οποίες εκτελείται καθορίζει πλήρως

Διαβάστε περισσότερα

Α Λυκείου Άλγεβρα Τράπεζα Θεμάτων Το Δεύτερο Θέμα

Α Λυκείου Άλγεβρα Τράπεζα Θεμάτων Το Δεύτερο Θέμα Α Λυκείου Άλγεβρα Τράπεζα Θεμάτων Το Δεύτερο Θέμα Θεωρούμε την ακολουθία (α ν ) των θετικών περιττών αριθμών: 1, 3, 5, 7, α) Να αιτιολογήσετε γιατί η (α ν ) είναι αριθμητική πρόοδος και να βρείτε τον εκατοστό

Διαβάστε περισσότερα

ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΠΕΛΟΠΟΝΝΗΣΟΥ

ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΠΕΛΟΠΟΝΝΗΣΟΥ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΠΕΛΟΠΟΝΝΗΣΟΥ ΤΜΗΜΑ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΚΑΙ ΤΗΛΕΠΙΚΟΙΝΩΝΙΩΝ Εισαγωγή στις Διακριτές Πιθανότητες ΜΔΕ Προηγμένα Τηλεπικοινωνιακά Συστήματα και Δίκτυα Νικόλαος Χ. Σαγιάς Επίκουρος Καθηγητής Webpage:

Διαβάστε περισσότερα

Οι μελέτες φυσικών φαινομένων ή πραγματικών προβλημάτων καταλήγουν είτε σεπροσδιοριστικά

Οι μελέτες φυσικών φαινομένων ή πραγματικών προβλημάτων καταλήγουν είτε σεπροσδιοριστικά Εισαγωγή Οι μελέτες φυσικών φαινομένων ή πραγματικών προβλημάτων καταλήγουν είτε σεπροσδιοριστικά μοντέλα, είτε σε στοχαστικά ή αλλοιώς πιθανοτικά μοντέλα. προσδιοριστικά μοντέλα : επιτρέπουν προσδιορισμό

Διαβάστε περισσότερα

f x g x f x g x, x του πεδίου ορισμού της; Μονάδες 4 είναι οι παρατηρήσεις μιας ποσοτικής μεταβλητής Χ ενός δείγματος μεγέθους ν και w

f x g x f x g x, x του πεδίου ορισμού της; Μονάδες 4 είναι οι παρατηρήσεις μιας ποσοτικής μεταβλητής Χ ενός δείγματος μεγέθους ν και w ΠΑΝΕΛΛΑΔΙΚΕΣ ΕΞΕΤΑΣΕΙΣ Γ ΤΑΞΗΣ ΗΜΕΡΗΣΙΟΥ ΓΕΝΙΚΟΥ ΛΥΚΕΙΟΥ ΚΑΙ ΕΠΑΛ (ΟΜΑΔΑ Β ) ΤΕΤΑΡΤΗ 0 ΜΑΪΟΥ 015 ΕΞΕΤΑΖΟΜΕΝΟ ΜΑΘΗΜΑ: ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙΔΕΙΑΣ ΘΕΜΑ Α Α1 Αν οι συναρτήσεις f,g

Διαβάστε περισσότερα

Τ Ε Ι Ιονίων Νήσων Τμήμα Εφαρμογών Πληροφορικής στη Διοίκηση και την Οικονομία. Υπεύθυνος: Δρ. Κολιός Σταύρος

Τ Ε Ι Ιονίων Νήσων Τμήμα Εφαρμογών Πληροφορικής στη Διοίκηση και την Οικονομία. Υπεύθυνος: Δρ. Κολιός Σταύρος Τ Ε Ι Ιονίων Νήσων Τμήμα Εφαρμογών Πληροφορικής στη Διοίκηση και την Οικονομία Υπεύθυνος: Δρ. Κολιός Σταύρος Θεωρία Συνόλων Σύνολο: Το σύνολο εκφράζει μία συλλογή διακριτών μονάδων οποιασδήποτε φύσης.

Διαβάστε περισσότερα

pdf: X = 0, 1 - p = q E(X) = 1 p + 0 (1 p) = p V ar(x) = E[(X µ) 2 ] = (1 p) 2 p + (0 p) 2 (1 p) = p (1 p) [1 p + p] = p (1 p) = p q

pdf: X = 0, 1 - p = q E(X) = 1 p + 0 (1 p) = p V ar(x) = E[(X µ) 2 ] = (1 p) 2 p + (0 p) 2 (1 p) = p (1 p) [1 p + p] = p (1 p) = p q 7ο Μάθημα Πιθανότητες Σωτήρης Νικολετσέας, αναπληρωτής καθηγητής Τμήμα Μηχανικών Η/Υ & Πληροφορικής, Πανεπιστήμιο Πατρών Ακαδημαϊκό Ετος 2016-2017 Σωτήρης Νικολετσέας, αναπληρωτής καθηγητής 7ο Μάθημα Πιθανότητες

Διαβάστε περισσότερα

ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ ΚΑΙ ΒΑΣΙΚΕΣ Ι ΙΟΤΗΤΕΣ ΤΗΣ (Συνέχεια)

ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ ΚΑΙ ΒΑΣΙΚΕΣ Ι ΙΟΤΗΤΕΣ ΤΗΣ (Συνέχεια) ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ ΚΑΙ ΒΑΣΙΚΕΣ Ι ΙΟΤΗΤΕΣ ΤΗΣ (Συνέχεια) Χαράλαµπος Α. Χαραλαµπίδης 26 Οκτωβρίου 2009 Η διερεύνηση, σε γενικές γραµµές, της δεσµευµένης πιθανότητας και η σύγκρισή της µε την απόλυτη πιθανότητα αποκαλύπτει

Διαβάστε περισσότερα

ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ

ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΚΕΦΑΛΑΙΟ 3 ο ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ Συνοπτική Θεωρία Όλες οι αποδείξεις Ερωτήσεις αντικειμενικού τύπου Ασκήσεις από την Τράπεζα Θεμάτων του Υπουργείου και προτεινόμενες Διαγωνίσματα

Διαβάστε περισσότερα

Θεωρία Πιθανοτήτων & Στατιστική

Θεωρία Πιθανοτήτων & Στατιστική ΑΡΙΣΤΟΤΕΛΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΕΣΣΑΛΟΝΙΚΗΣ ΑΝΟΙΚΤΑ ΑΚΑΔΗΜΑΙΚΑ ΜΑΘΗΜΑΤΑ & Στατιστική Ενότητα 2 η : Δεσμευμένη Πιθανότητα. Ολική Πιθανότητα-Θεώρημα Bayes, Ανεξαρτησία και Συναφείς Έννοιες. Γεώργιος Ζιούτας Τμήμα

Διαβάστε περισσότερα

Περιεχόμενα 3ης Διάλεξης 1 Σύνοψη Προηγούμενου Μαθήματος 2 Δεσμευμένη Πιθανότητα 3 Bayes Theorem 4 Στοχαστική Ανεξαρτησία 5 Αμοιβαία (ή πλήρης) Ανεξαρ

Περιεχόμενα 3ης Διάλεξης 1 Σύνοψη Προηγούμενου Μαθήματος 2 Δεσμευμένη Πιθανότητα 3 Bayes Theorem 4 Στοχαστική Ανεξαρτησία 5 Αμοιβαία (ή πλήρης) Ανεξαρ 3ο Μάθημα Πιθανότητες Σωτήρης Νικολετσέας, αναπληρωτής καθηγητής Τμήμα Μηχανικών Η/Υ & Πληροφορικής, Πανεπιστήμιο Πατρών Ακαδημαϊκό Ετος 2016-2017 Σωτήρης Νικολετσέας, αναπληρωτής καθηγητής 3ο Μάθημα Πιθανότητες

Διαβάστε περισσότερα

ΓΕΛ ΝΕΑΣ ΠΕΡΑΜΟΥ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ ΚΛΑΣΙΚΟΣ ΟΡΙΣΜΟΣ-ΛΟΓΙΣΜΟΣ. Στατιστική ομαλότητα ή Νόμος των μεγάλων αριθμών

ΓΕΛ ΝΕΑΣ ΠΕΡΑΜΟΥ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ ΚΛΑΣΙΚΟΣ ΟΡΙΣΜΟΣ-ΛΟΓΙΣΜΟΣ. Στατιστική ομαλότητα ή Νόμος των μεγάλων αριθμών ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ ΚΛΑΣΙΚΟΣ ΟΡΙΣΜΟΣ-ΛΟΓΙΣΜΟΣ Στατιστική ομαλότητα ή Νόμος των μεγάλων αριθμών Οι σχετικές συχνότητες πραγματοποίησης των ενδεχομένων ενός πειράματος σταθεροποιούνται γύρω από κάποιους αριθμούς

Διαβάστε περισσότερα

Περίληψη ϐασικών εννοιών στην ϑεωρία πιθανοτήτων

Περίληψη ϐασικών εννοιών στην ϑεωρία πιθανοτήτων Περίληψη ϐασικών εννοιών στην ϑεωρία πιθανοτήτων 6 Απριλίου 2009 1 Συνδυαστική Η ϐασική αρχή µέτρησης µας λέει ότι αν σε ένα πείραµα που γίνεται σε δύο ϕάσεις και στο οποίο υπάρχουν n δυνατά αποτελέσµατα

Διαβάστε περισσότερα

ΚΕΦΑΛΑΙΟ 3ο ΤΥΧΑΙΟΙ ΑΡΙΘΜΟΙ ΕΛΕΓΧΟΣ ΤΥΧΑΙΟΤΗΤΑΣ

ΚΕΦΑΛΑΙΟ 3ο ΤΥΧΑΙΟΙ ΑΡΙΘΜΟΙ ΕΛΕΓΧΟΣ ΤΥΧΑΙΟΤΗΤΑΣ ΚΕΦΑΛΑΙΟ 3ο ΤΥΧΑΙΟΙ ΑΡΙΘΜΟΙ ΕΛΕΓΧΟΣ ΤΥΧΑΙΟΤΗΤΑΣ 3.1 Τυχαίοι αριθμοί Στην προσομοίωση διακριτών γεγονότων γίνεται χρήση ακολουθίας τυχαίων αριθμών στις περιπτώσεις που απαιτείται η δημιουργία στοχαστικών

Διαβάστε περισσότερα

2010-2011. 4 o Γενικό Λύκειο Χανίων Γ τάξη. Γενικής Παιδείας. Ασκήσεις για λύση

2010-2011. 4 o Γενικό Λύκειο Χανίων Γ τάξη. Γενικής Παιδείας. Ασκήσεις για λύση 00-0 o Γενικό Λύκειο Χανίων Γ τάξη Μαθηματικά Γενικής Παιδείας γ Ασκήσεις για λύση Επιμέλεια: Μ Ι Παπαγρηγοράκης http://usersschgr/mipapagr Γ Λυκείου Μαθηματικά Γενικής Παιδείας ΔΕΙΓΜΑΤΙΚΟΣ ΧΩΡΟΣ ΕΝΔΕΧΟΜΕΝΑ-

Διαβάστε περισσότερα

Ορισμός : Η συνάρτηση X : Ω είναι μετρήσιμη εάν 1. της τυχαίας μεταβλητής X : Ω, είναι το πεδίο τιμών της X. Δηλαδή είναι το υποσύνολο του { }

Ορισμός : Η συνάρτηση X : Ω είναι μετρήσιμη εάν 1. της τυχαίας μεταβλητής X : Ω, είναι το πεδίο τιμών της X. Δηλαδή είναι το υποσύνολο του { } Ορισμός : Η συνάρτηση : Ω είναι μετρήσιμη εάν B B B B = ω Ω : ω B = B { όπου { { Μία μετρήσιμη συνάρτηση : Ω ονομάζεται τυχαία μεταβλητή Ορισμός: Ο χώρος καταστάσεων της τυχαίας μεταβλητής : Ω είναι το

Διαβάστε περισσότερα

Η ΔΙΔΑΣΚΑΛΙΑ ΤΩΝ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ ΣΤΟ ΔΗΜΟΤΙΚΟ ΣΧΟΛΕΙΟ

Η ΔΙΔΑΣΚΑΛΙΑ ΤΩΝ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ ΣΤΟ ΔΗΜΟΤΙΚΟ ΣΧΟΛΕΙΟ Η ΔΙΔΑΣΚΑΛΙΑ ΤΩΝ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ ΣΤΟ ΔΗΜΟΤΙΚΟ ΣΧΟΛΕΙΟ Στόχοι- Υποστόχοι- Δραστηριότητες Ασημίνα Ασβεστά, Κωνσταντίνα Ζαχαροπούλου, Σοφία Αιζενμπαχ Πείραμα Τύχης Πιθανότητα Ενδεχομένου ΠΕΙΡΑΜΑ ΤΥΧΗΣ Α Β Γ Δ

Διαβάστε περισσότερα

Δύο λόγια από τη συγγραφέα

Δύο λόγια από τη συγγραφέα Δύο λόγια από τη συγγραφέα Τα μαθηματικά ή τα λατρεύεις ή τα μισείς! Για να λατρέψεις κάτι πρέπει να το κατανοήσεις, για τη δεύτερη περίπτωση τα πράγματα μάλλον είναι λίγο πιο απλά. Στόχος αυτού του βιβλίου

Διαβάστε περισσότερα

ΜΕΘΟΔΟΛΟΓΙΕΣ & ΑΣΚΗΣΕΙΣ ΓΙΑ ΤΗΝ ΑΛΓΕΒΡΑ ΤΗΣ Α ΛΥΚΕΙΟΥ

ΜΕΘΟΔΟΛΟΓΙΕΣ & ΑΣΚΗΣΕΙΣ ΓΙΑ ΤΗΝ ΑΛΓΕΒΡΑ ΤΗΣ Α ΛΥΚΕΙΟΥ ΜΕΘΟΔΟΛΟΓΙΕΣ & ΑΣΚΗΣΕΙΣ ΓΙΑ ΤΗΝ ΑΛΓΕΒΡΑ ΤΗΣ Α ΛΥΚΕΙΟΥ Επιμέλεια : Παλαιολόγου Παύλος Μαθηματικός Αγαπητοί μαθητές. αυτό το βιβλίο αποτελεί ένα βοήθημα στην ύλη της Άλγεβρας Α Λυκείου, που είναι ένα από

Διαβάστε περισσότερα

Αν Α και Β είναι δύο ενδεχόμενα ενός δειγματικού χώρου να αποδείξετε ότι: Αν Α Β τότε Ρ(Α) Ρ(Β)

Αν Α και Β είναι δύο ενδεχόμενα ενός δειγματικού χώρου να αποδείξετε ότι: Αν Α Β τότε Ρ(Α) Ρ(Β) ΠΡΟΤΥΠΟ ΠΕΙΡΑΜΑΤΙΚΟ ΛΥΚΕΙΟ ΑΝΑΒΡΥΤΩΝ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙΔΕΙΑΣ ΕΞΕΤΑΣΕΙΣ ΠΡΟΣΟΜΟΙΩΣΗΣ 04 ΘΕΜΑ ο Α. Πότε δύο ενδεχόμενα Α και Β ενός δειγματικού χώρου Ω ονομάζονται ασυμβίβαστα;

Διαβάστε περισσότερα

ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ I Παντελής Δημήτριος Τμήμα Μηχανολόγων Μηχανικών

ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ I Παντελής Δημήτριος Τμήμα Μηχανολόγων Μηχανικών ΕΦΑΡΜΟΣΜΕΝΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ I Παντελής Δημήτριος Τμήμα Μηχανολόγων Μηχανικών ΤΥΧΑΙΕΣ ΜΕΤΑΒΛΗΤΕΣ Σε κάθε αποτέλεσμα του πειράματος αντιστοιχεί μία αριθμητική τιμή Μαθηματικός ορισμός: Τυχαία μεταβλητή X είναι

Διαβάστε περισσότερα

ΘΕΜΑ 2. Θεωρούμε την ακολουθία (α ν ) των θετικών περιττών αριθμών: 1, 3, 5, 7,

ΘΕΜΑ 2. Θεωρούμε την ακολουθία (α ν ) των θετικών περιττών αριθμών: 1, 3, 5, 7, Θεωρούμε την ακολουθία (α ν ) των θετικών περιττών αριθμών: 1, 3, 5, 7, α) Να αιτιολογήσετε γιατί η (α ν ) είναι αριθμητική πρόοδος και να βρείτε τον εκατοστό όρο της. (Μονάδες 15) β) Να αποδείξετε ότι

Διαβάστε περισσότερα

Παρατηρήσεις και ενδεχόμενα. Πληθυσμοί και δείγματα

Παρατηρήσεις και ενδεχόμενα. Πληθυσμοί και δείγματα Ενότητα 0 Εισαγωγή Βασικές Έννοιες. Παρατηρήσεις και ενδεχόμενα. Πληθυσμοί και δείγματα Τα δεδομένα με τα οποία ασχολείται η Στατιστική προέρχονται από παρατηρήσεις και πειράματα που εμπίπτουν σε οποιονδήποτε

Διαβάστε περισσότερα

ΤΥΧΑΙΟΙ ΑΡΙΘΜΟΙ - ΠΡΟΣΟΜΟΙΩΣΗ

ΤΥΧΑΙΟΙ ΑΡΙΘΜΟΙ - ΠΡΟΣΟΜΟΙΩΣΗ ΚΕΦΑΛΑΙΟ 11 ΤΥΧΑΙΟΙ ΑΡΙΘΜΟΙ - ΠΡΟΣΟΜΟΙΩΣΗ ΤΥΧΑΙΟΙ ΑΡΙΘΜΟΙ Θα εισαγάγουμε την έννοια του τυχαίου αριθμού με ένα παράδειγμα. Παράδειγμα: Θεωρούμε μια τυχαία μεταβλητή με συνάρτηση πιθανότητας η οποία σε

Διαβάστε περισσότερα

ΚΑΤΑΝΟΜΈΣ. 8.1 Εισαγωγή. 8.2 Κατανομές Συχνοτήτων (Frequency Distributions) ΚΕΦΑΛΑΙΟ

ΚΑΤΑΝΟΜΈΣ. 8.1 Εισαγωγή. 8.2 Κατανομές Συχνοτήτων (Frequency Distributions) ΚΕΦΑΛΑΙΟ ΚΑΤΑΝΟΜΈΣ ΚΕΦΑΛΑΙΟ 8 81 Εισαγωγή Οι κατανομές διακρίνονται σε κατανομές συχνοτήτων, κατανομές πιθανοτήτων και σε δειγματοληπτικές κατανομές Στη συνέχεια θα γίνει αναλυτική περιγραφή αυτών 82 Κατανομές

Διαβάστε περισσότερα

Μια από τις σημαντικότερες δυσκολίες που συναντά ο φυσικός στη διάρκεια ενός πειράματος, είναι τα σφάλματα.

Μια από τις σημαντικότερες δυσκολίες που συναντά ο φυσικός στη διάρκεια ενός πειράματος, είναι τα σφάλματα. Εισαγωγή Μετρήσεις-Σφάλματα Πολλές φορές θα έχει τύχει να ακούσουμε τη λέξη πείραμα, είτε στο μάθημα είτε σε κάποια είδηση που αφορά τη Φυσική, τη Χημεία ή τη Βιολογία. Είναι όμως γενικώς παραδεκτό ότι

Διαβάστε περισσότερα

Γνωστό: P (M) = 2 M = τρόποι επιλογής υποσυνόλου του M. Π.χ. M = {A, B, C} π. 1. Π.χ.

Γνωστό: P (M) = 2 M = τρόποι επιλογής υποσυνόλου του M. Π.χ. M = {A, B, C} π. 1. Π.χ. Παραδείγματα Απαρίθμησης Γνωστό: P (M 2 M τρόποι επιλογής υποσυνόλου του M Τεχνικές Απαρίθμησης Πχ M {A, B, C} P (M 2 3 8 #(Υποσυνόλων με 2 στοιχεία ( 3 2 3 #(Διατεταγμένων υποσυνόλων με 2 στοιχεία 3 2

Διαβάστε περισσότερα

Πιθανότητες. Κώστας Γλυκός ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΟΣ. Γενικής κεφάλαιο 3 94 ασκήσεις. Kglykos.gr. εκδόσεις. Καλό πήξιμο. Ι δ ι α ί τ ε ρ α μ α θ ή μ α τ α

Πιθανότητες. Κώστας Γλυκός ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΟΣ. Γενικής κεφάλαιο 3 94 ασκήσεις. Kglykos.gr. εκδόσεις. Καλό πήξιμο. Ι δ ι α ί τ ε ρ α μ α θ ή μ α τ α Πιθανότητες Κώστας Γλυκός Ι δ ι α ί τ ε ρ α μ α θ ή μ α τ α 6 9 7. 3 0 0. 8 8. 8 8 Kglykos.gr 7 / 0 / 0 6 Γενικής κεφάλαιο 3 94 ασκήσεις και τεχνικές σε 8 σελίδες εκδόσεις Καλό πήξιμο ΓΛΥΚΟΣ ΚΩΝ/ΝΟΣ τηλ.

Διαβάστε περισσότερα

Γραμμική Άλγεβρα και Μαθηματικός Λογισμός για Οικονομικά και Επιχειρησιακά Προβλήματα

Γραμμική Άλγεβρα και Μαθηματικός Λογισμός για Οικονομικά και Επιχειρησιακά Προβλήματα Γραμμική Άλγεβρα και Μαθηματικός Λογισμός για Οικονομικά και Επιχειρησιακά Προβλήματα Ενότητα: Θεωρία Συνόλων, Συναρτήσεις Πραγματικής Μεταβλητής, Όριο και Συνέχεια Ανδριανός Ε Τσεκρέκος Τμήμα Λογιστικής

Διαβάστε περισσότερα

ΑΣΠΑΙΤΕ Εργαστήριο Ψηφιακών Συστημάτων & Μικροϋπολογιστών Εργαστηριακές Ασκήσεις για το μάθημα «Λογική Σχεδίαση» ΑΣΚΗΣΗ 3 ΠΙΝΑΚΕΣ KARNAUGH

ΑΣΠΑΙΤΕ Εργαστήριο Ψηφιακών Συστημάτων & Μικροϋπολογιστών Εργαστηριακές Ασκήσεις για το μάθημα «Λογική Σχεδίαση» ΑΣΚΗΣΗ 3 ΠΙΝΑΚΕΣ KARNAUGH ΑΣΚΗΣΗ 3 ΠΙΝΑΚΕΣ KARNAUGH 3.1 ΣΚΟΠΟΣ Η κατανόηση της απλοποίησης λογικών συναρτήσεων με χρήση της Άλγεβρας Boole και με χρήση των Πινάκων Karnaugh (Karnaugh maps). 3.2 ΘΕΩΡΗΤΙΚΟ ΜΕΡΟΣ 3.2.1 ΑΠΛΟΠΟΙΗΣΗ

Διαβάστε περισσότερα

Ορισμός : Η συνάρτηση X : Ω είναι μετρήσιμη εάν 1. της τυχαίας μεταβλητής X : Ω, είναι το πεδίο τιμών της X. Δηλαδή είναι το υποσύνολο του { }

Ορισμός : Η συνάρτηση X : Ω είναι μετρήσιμη εάν 1. της τυχαίας μεταβλητής X : Ω, είναι το πεδίο τιμών της X. Δηλαδή είναι το υποσύνολο του { } Ορισμός : Η συνάρτηση : Ω είναι μετρήσιμη εάν B B B B = ω Ω : ω B = B { όπου { { Μία μετρήσιμη συνάρτηση : Ω ονομάζεται τυχαία μεταβλητή Ορισμός: Ο χώρος καταστάσεων της τυχαίας μεταβλητής : Ω είναι το

Διαβάστε περισσότερα

Κεφάλαιο 2 Πιθανότητες. Πέτρος Ε. Μαραβελάκης, Επίκουρος Καθηγητής, Πανεπιστήμιο Πειραιώς

Κεφάλαιο 2 Πιθανότητες. Πέτρος Ε. Μαραβελάκης, Επίκουρος Καθηγητής, Πανεπιστήμιο Πειραιώς Κεφάλαιο 2 Πιθανότητες Πέτρος Ε. Μαραβελάκης, Επίκουρος Καθηγητής, Πανεπιστήμιο Πειραιώς 2-2 2 Πιθανότητες Χρησιμοποιώντας την Στατιστική Βασικοί ορισμοί: Ενδεχόμενα, Δειγματικός χώρος και Πιθανότητες

Διαβάστε περισσότερα

Περιοδικό ΕΥΚΛΕΙΔΗΣ Β Ε.Μ.Ε. (Τεύχος 96) ΕΠΑΝΑΛΗΠΤΙΚΑ ΘΕΜΑΤΑ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΩΝ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙΔΕΙΑΣ ΤΗΣ Γ ΛΥΚΕΙΟΥ. f (x) s lim e. t,i 1,2,3,...

Περιοδικό ΕΥΚΛΕΙΔΗΣ Β Ε.Μ.Ε. (Τεύχος 96) ΕΠΑΝΑΛΗΠΤΙΚΑ ΘΕΜΑΤΑ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΩΝ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙΔΕΙΑΣ ΤΗΣ Γ ΛΥΚΕΙΟΥ. f (x) s lim e. t,i 1,2,3,... Περιοδικό ΕΥΚΛΕΙΔΗΣ Β ΕΜΕ (Τεύχος 96) Άσκηση ΕΠΑΝΑΛΗΠΤΙΚΑ ΘΕΜΑΤΑ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΩΝ ΓΕΝΙΚΗΣ ΠΑΙΔΕΙΑΣ ΤΗΣ Γ ΛΥΚΕΙΟΥ Έστω οι παρατηρήσεις δυο δειγμάτων αντίστοιχα των μεταβλητών Χ και Ψ Δίνεται ότι η μέση τιμή

Διαβάστε περισσότερα

Στατιστική Ι. Ενότητα 5: Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας. Δρ. Γεώργιος Κοντέος Τμήμα Διοίκησης Επιχειρήσεων Γρεβενών

Στατιστική Ι. Ενότητα 5: Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας. Δρ. Γεώργιος Κοντέος Τμήμα Διοίκησης Επιχειρήσεων Γρεβενών Στατιστική Ι Ενότητα 5: Θεωρητικές Κατανομές Πιθανότητας Δρ. Γεώργιος Κοντέος Τμήμα Διοίκησης Επιχειρήσεων Γρεβενών Άδειες Χρήσης Το παρόν εκπαιδευτικό υλικό υπόκειται σε άδειες χρήσης Creative Commons.

Διαβάστε περισσότερα

ΑΛΓΕΒΡΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ

ΑΛΓΕΒΡΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ ΝΙΚΟΣ ΑΛΕΞΑΝΔΡΗΣ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΟΣ ΑΛΓΕΒΡΑ ΚΑΙ ΣΤΟΙΧΕΙΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΩΝ Α ΛΥΚΕΙΟΥ Πιθανότητες Πραγματικοί αριθμοί Εξισώσεις Ανισώσεις Πρόοδοι Βασικές έννοιες των συναρτήσεων Μελέτη βασικών συναρτήσεων ΑΛΓΕΒΡΑ Α

Διαβάστε περισσότερα

Τι είδαμε την προηγούμενη φορά

Τι είδαμε την προηγούμενη φορά HY8-Διακριτά Μαθηματικά Πέμπτη, 04/05/207 Θεωρία πιθανοτήτων Αντώνης Α. Αργυρός e-mal: argyros@csd.uoc.gr 04-May-7 04-May-7 2 2 Τι είδαμε την προηγούμενη φορά Μίατυχαία μεταβλητήvείναι κάθε μεταβλητή η

Διαβάστε περισσότερα

2. Η πιθανότητα της αριθμήσιμης ένωσης ξένων μεταξύ τους ενδεχομένων είναι το άθροισμα των πιθανοτήτων των ενδεχομένων.

2. Η πιθανότητα της αριθμήσιμης ένωσης ξένων μεταξύ τους ενδεχομένων είναι το άθροισμα των πιθανοτήτων των ενδεχομένων. Ένα μέτρο πιθανότητας πάνω στο δειγματικός χώρο Ω, είναι μία συνάρτηση P ( ), που αντιστοιχεί σε υποσύνολα του Ω έναν αριθμό στο [ 0, ], με τις εξής ιδιότητες:. P ( Ω ). 2. Η πιθανότητα της αριθμήσιμης

Διαβάστε περισσότερα

Ανάλυση Δεδομένων με χρήση του Στατιστικού Πακέτου R

Ανάλυση Δεδομένων με χρήση του Στατιστικού Πακέτου R Ανάλυση Δεδομένων με χρήση του Στατιστικού Πακέτου R, Επίκουρος Καθηγητής, Τομέας Μαθηματικών, Σχολή Εφαρμοσμένων Μαθηματικών και Φυσικών Επιστημών, Εθνικό Μετσόβιο Πολυτεχνείο. Περιεχόμενα Εισαγωγή στο

Διαβάστε περισσότερα

ΘΕΜΑΤΑ ΑΠΟ ΤΗΝ ΤΡΑΠΕΖΑ ΘΕΜΑΤΩΝ

ΘΕΜΑΤΑ ΑΠΟ ΤΗΝ ΤΡΑΠΕΖΑ ΘΕΜΑΤΩΝ 3. Δίνεται ο πίνακας: 3 3 3 ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ ΘΕΜΑ ο. Ένα κουτί περιέχει άσπρες, μαύρες, κόκκινες και πράσινες μπάλες. Οι άσπρες είναι 5, οι μαύρες είναι 9, ενώ οι κόκκινες και οι πράσινες μαζί είναι 6. Επιλέγουμε

Διαβάστε περισσότερα

ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥΔΩΝ ΣΤΗΝ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ Ι (ΘΕ ΠΛΗ 12) ΕΡΓΑΣΙΑ 6 η Ημερομηνία Αποστολής στο Φοιτητή: 23 Απριλίου 2012

ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥΔΩΝ ΣΤΗΝ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ Ι (ΘΕ ΠΛΗ 12) ΕΡΓΑΣΙΑ 6 η Ημερομηνία Αποστολής στο Φοιτητή: 23 Απριλίου 2012 ΕΛΛΗΝΙΚΟ ΑΝΟΙΚΤΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΠΡΟΓΡΑΜΜΑ ΣΠΟΥΔΩΝ ΣΤΗΝ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ Ι (ΘΕ ΠΛΗ ) ΕΡΓΑΣΙΑ 6 η Ημερομηνία Αποστολής στο Φοιτητή: Απριλίου 0 Ημερομηνία παράδοσης της Εργασίας: 8 Μαΐου 0 Πριν από τη

Διαβάστε περισσότερα

P(200 X 232) = =

P(200 X 232) = = ΕΝΔΕΙΚΤΙΚΑ ΘΕΜΑΤΑ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ. Το μέγεθος ενός αναλογικού σήματος, που λαμβάνεται από έναν ανιχνευτή και μετράται σε microvolts, είναι τυχαία μεταβλητή που ακολουθεί την Κανονική κατανομή Ν(00, 6) σε συγκεκριμένη

Διαβάστε περισσότερα

ρ πε α εμ των α ματ ών 2014 Ο Η ΡΗ Ο Ο Γ Ρ Θ μα 2ο

ρ πε α εμ των α ματ ών 2014 Ο Η ΡΗ Ο Ο Γ Ρ Θ μα 2ο ρ πε α εμ των α ματ ών 2014 Γ Ο Η ΡΗ Ο Ο Γ Ρ Θ μα 2ο Θεωρούμε την ακολουθία (α ν ) των θετικών περιττών αριθμών: 1, 3, 5, 7, α) Να αιτιολογήσετε γιατί η (α ν ) είναι αριθμητική πρόοδος και να βρείτε τον

Διαβάστε περισσότερα

ΤΜΗΜΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΚΑΙ ΑΣΦΑΛΙΣΤΙΚΗΣ ΕΠΙΣΤΗΜΗΣ Π

ΤΜΗΜΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΚΑΙ ΑΣΦΑΛΙΣΤΙΚΗΣ ΕΠΙΣΤΗΜΗΣ Π ΤΜΗΜΑ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗΣ ΚΑΙ ΑΣΦΑΛΙΣΤΙΚΗΣ ΕΠΙΣΤΗΜΗΣ Π ι θ α ν ό τ η τ ε ς ΙΙ Πειραιάς 2007 1 2 Από κοινού συνάρτηση πυκνότητας μιας δισδιάστατης συνεχούς τυχαίας μεταβλητής Μία διδιάστατη συνεχής τυχαία μεταβλητή

Διαβάστε περισσότερα

17/10/2016. Στατιστική Ι. 3 η Διάλεξη

17/10/2016. Στατιστική Ι. 3 η Διάλεξη Στατιστική Ι 3 η Διάλεξη 1 2 Τυχαία μεταβλητή X στο δειγματικό χώρο Ω Μια πραγματική συνάρτηση που αντιστοιχίζει τα στοιχεία του δειγματικού χώρου Ω στο σύνολο των πραγματικών αριθμών τέτοια ώστε για κάθε

Διαβάστε περισσότερα

ΤΜΗΜΑ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΕΞΕΤΑΣΗ ΣΤΟ ΜΑΘΗΜΑ «ΔΙΑΚΡΙΤΑ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ» - 6/2/2014 Διάρκεια Εξέτασης: 2 ώρες και 50 λεπτά Ομάδα Α

ΤΜΗΜΑ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΕΞΕΤΑΣΗ ΣΤΟ ΜΑΘΗΜΑ «ΔΙΑΚΡΙΤΑ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ» - 6/2/2014 Διάρκεια Εξέτασης: 2 ώρες και 50 λεπτά Ομάδα Α ΤΜΗΜΑ ΠΛΗΡΟΦΟΡΙΚΗΣ ΕΞΕΤΑΣΗ ΣΤΟ ΜΑΘΗΜΑ «ΔΙΑΚΡΙΤΑ ΜΑΘΗΜΑΤΙΚΑ» - 6/2/2014 Διάρκεια Εξέτασης: 2 ώρες και 50 λεπτά Ομάδα Α 1. (2.5 μονάδες) Ο κ. Ζούπας παρέλαβε μία μυστηριώδη τσάντα από το ταχυδρομείο. Όταν

Διαβάστε περισσότερα

ΠΕΡΙΓΡΑΦΙΚΗ και ΕΠΑΓΩΓΙΚΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ

ΠΕΡΙΓΡΑΦΙΚΗ και ΕΠΑΓΩΓΙΚΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΕΛΛΗΝΙΚΗ ΔΗΜΟΚΡΑΤΙΑ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΡΗΤΗΣ ΠΕΡΙΓΡΑΦΙΚΗ και ΕΠΑΓΩΓΙΚΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ Εισήγηση 2: Θεωρία Πιθανοτήτων Διδάσκων: Δαφέρμος Βασίλειος ΤΜΗΜΑ ΠΟΛΙΤΙΚΗΣ ΕΠΙΣΤΗΜΗΣ ΣΧΟΛΗΣ ΚΟΙΝΩΝΙΚΩΝ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ Άδειες Χρήσης

Διαβάστε περισσότερα

ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΤΩΝ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ. Κεφάλαιο 8. Συνεχείς Κατανομές Πιθανοτήτων

ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΤΩΝ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ. Κεφάλαιο 8. Συνεχείς Κατανομές Πιθανοτήτων ΤΕΧΝΟΛΟΓΙΚΟ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΟ ΙΔΡΥΜΑ ΔΥΤΙΚΗΣ ΕΛΛΑΔΑΣ ΤΜΗΜΑ ΔΙΟΙΚΗΣΗΣ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ ΠΑΤΡΑΣ Εργαστήριο Λήψης Αποφάσεων & Επιχειρησιακού Προγραμματισμού Καθηγητής Ι. Μητρόπουλος ΕΙΣΑΓΩΓΗ ΣΤΗΝ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΤΩΝ ΕΠΙΧΕΙΡΗΣΕΩΝ

Διαβάστε περισσότερα

Στην Ξένια και στην Μαίρη

Στην Ξένια και στην Μαίρη Στην Ξένια και στην Μαίρη Περιεχόμενα 3 ΠΡΟΛΟΓΟΣ Πολλές φορές θέλουμε να μελετήσουμε φαινόμενα ή συστήματα τα οποία εξελλίσονται, κυρίως αναφορικά με τον χρόνο, και των οποίων η μελλοντική συμπεριφορά

Διαβάστε περισσότερα

Μέθοδος μέγιστης πιθανοφάνειας

Μέθοδος μέγιστης πιθανοφάνειας Μέθοδος μέγιστης πιθανοφάνειας Αν x =,,, παρατηρήσεις των Χ =,,,, τότε έχουμε διαθέσιμο ένα δείγμα Χ={Χ, =,,,} της κατανομής F μεγέθους με από κοινού σ.κ. της Χ f x f x Ορισμός : Θεωρούμε ένα τυχαίο δείγμα

Διαβάστε περισσότερα

Περιεχόμενα της Ενότητας. Συνεχείς Τυχαίες Μεταβλητές. Συνεχείς Κατανομές Πιθανότητας. Συνεχείς Κατανομές Πιθανότητας.

Περιεχόμενα της Ενότητας. Συνεχείς Τυχαίες Μεταβλητές. Συνεχείς Κατανομές Πιθανότητας. Συνεχείς Κατανομές Πιθανότητας. Περιεχόμενα της Ενότητας Στατιστική Ι Ενότητα 5: Συνεχείς Κατανομές Πιθανότητας Δρ. Χρήστος Εμμανουηλίδης Επίκουρος Καθηγητής Αριστοτέλειο Πανεπιστήμιο Θεσσαλονίκης. Συνεχείς Τυχαίες Μεταβλητές. Συνεχείς

Διαβάστε περισσότερα

HMY 429: Εισαγωγή στην Επεξεργασία Ψηφιακών. Χρόνου (Ι)

HMY 429: Εισαγωγή στην Επεξεργασία Ψηφιακών. Χρόνου (Ι) HMY 429: Εισαγωγή στην Επεξεργασία Ψηφιακών Σημάτων Διάλεξη 5: Στοχαστικά/Τυχαία Σήματα Διακριτού Διάλεξη 5: Στοχαστικά/Τυχαία Σήματα Διακριτού Χρόνου (Ι) Στοχαστικά σήματα Στα προηγούμενα: Ντετερμινιστικά

Διαβάστε περισσότερα

Πινάκες συνάφειας. Βαρύτητα συμπτωμάτων. Φύλο Χαμηλή Υψηλή. Άνδρες. Γυναίκες

Πινάκες συνάφειας. Βαρύτητα συμπτωμάτων. Φύλο Χαμηλή Υψηλή. Άνδρες. Γυναίκες Πινάκες συνάφειας εξερεύνηση σχέσεων μεταξύ τυχαίων μεταβλητών. Είναι λογικό λοιπόν, στην ανάλυση των κατηγορικών δεδομένων να μας ενδιαφέρει η σχέση μεταξύ δύο ή περισσότερων κατηγορικών μεταβλητών. Έστω

Διαβάστε περισσότερα

Βιομαθηματικά BIO-156. Θεωρία Πιθανοτήτων. Ντίνα Λύκα. Εαρινό Εξάμηνο, 2016

Βιομαθηματικά BIO-156. Θεωρία Πιθανοτήτων. Ντίνα Λύκα. Εαρινό Εξάμηνο, 2016 Βιομαθηματικά IO-56 Θεωρία Πιθανοτήτων Ντίνα Λύκα Εαρινό Εξάμηνο, 06 lika@biology.uo.gr Ορισμοί Τυχαίο Πείραμα: κάθε πείραμα που είναι δυνατόν να επαναληφθεί με το ίδιο σύνολο υποθέσεων και του οποίου

Διαβάστε περισσότερα

Υπολογιστικά & Διακριτά Μαθηματικά

Υπολογιστικά & Διακριτά Μαθηματικά Υπολογιστικά & Διακριτά Μαθηματικά Ενότητα 6: Πιθανότητες Στεφανίδης Γεώργιος Άδειες Χρήσης Το παρόν εκπαιδευτικό υλικό υπόκειται σε άδειες χρήσης Creative Commons. Για εκπαιδευτικό υλικό, όπως εικόνες,

Διαβάστε περισσότερα

Η διακριτή συνάρτηση μάζας πιθανότητας δίνεται από την

Η διακριτή συνάρτηση μάζας πιθανότητας δίνεται από την Η ΔΙΩΝΥΜΙΚΗ ΚΑΤΑΝΟΜΗ Ενδιαφερόμαστε για την απλούστερη μορφή πειραματικής διαδικασίας, όπου η έκβαση των αποτελεσμάτων χαρακτηρίζεται μόνο ως "επιτυχής" ή "ανεπιτυχής" (δοκιμές Beroulli). Ορίζουμε λοιπόν

Διαβάστε περισσότερα

Εισαγωγή στη διακριτή πιθανότητα

Εισαγωγή στη διακριτή πιθανότητα Κεφάλαιο 11 Εισαγωγή στη διακριτή πιθανότητα Κύριες βιβλιογραφικές αναφορές για αυτό το Κεφάλαιο είναι οι Ross 1976, Grinstead and Snell 2012 και Hoel, Port, and Stone 1971. 11.1 Πειράματα 11.1.1 Ρίψη

Διαβάστε περισσότερα

ε. Το μέλος δεν έχει επιλέξει κανένα από τα δύο προγράμματα. Το μέλος έχει επιλέξει αυστηρά ένα μόνο από τα δύο προγράμματα.

ε. Το μέλος δεν έχει επιλέξει κανένα από τα δύο προγράμματα. Το μέλος έχει επιλέξει αυστηρά ένα μόνο από τα δύο προγράμματα. 1. Τα μέλη ενός Γυμναστηρίου έχουν τη δυνατότητα να επιλέξουν προγράμματα αεροβικής ή γυμναστικής με βάρη. Θεωρούμε τα ενδεχόμενα: Α = Ένα μέλος έχει επιλέξει πρόγραμμα αεροβικής. Β = Ένα μέλος έχει επιλέξει

Διαβάστε περισσότερα

Εφαρμοσμένα Μαθηματικά ΙΙ 5ο Σετ Ασκήσεων (Λύσεις) Πίνακες Επιμέλεια: I. Λυχναρόπουλος

Εφαρμοσμένα Μαθηματικά ΙΙ 5ο Σετ Ασκήσεων (Λύσεις) Πίνακες Επιμέλεια: I. Λυχναρόπουλος Εφαρμοσμένα Μαθηματικά ΙΙ 5ο Σετ Ασκήσεων (Λύσεις) Πίνακες Επιμέλεια: I. Λυχναρόπουλος 3. Αν A 5 4, B 4, C να υπολογίσετε τις ακόλουθες πράξεις 4 3 8 3 7 3 (αν έχουν νόημα): α) AB, b) BA, c) CB, d) C B,

Διαβάστε περισσότερα

ΕΚΠ 413 / ΕΚΠ 606 Αυτόνοµοι (Ροµ οτικοί) Πράκτορες

ΕΚΠ 413 / ΕΚΠ 606 Αυτόνοµοι (Ροµ οτικοί) Πράκτορες ΕΚΠ 413 / ΕΚΠ 606 Αυτόνοµοι Ροµ οτικοί Πράκτορες Αβεβαιότητα Τµήµα Ηλεκτρονικών Μηχανικών και Μηχανικών Υ ολογιστών Πολυτεχνείο Κρήτης Ε ανάληψη Πράκτορες χαρακτηριστικά στοιχεία είδη πρακτόρων αυτόνοµοι

Διαβάστε περισσότερα

HMY 795: Αναγνώριση Προτύπων

HMY 795: Αναγνώριση Προτύπων HMY 795: Αναγνώριση Προτύπων Διάλεξη 2 Επισκόπηση θεωρίας πιθανοτήτων Τυχαίες μεταβλητές: Βασικές έννοιες Τυχαία μεταβλητή: Μεταβλητή της οποίας δε γνωρίζουμε με βεβαιότητα την τιμή (σε αντίθεση με τις

Διαβάστε περισσότερα

ΘΕΜΑ 2. Θεωρούμε την ακολουθία (α ν ) των θετικών περιττών αριθμών: 1, 3, 5, 7,

ΘΕΜΑ 2. Θεωρούμε την ακολουθία (α ν ) των θετικών περιττών αριθμών: 1, 3, 5, 7, Θεωρούμε την ακολουθία (α ν ) των θετικών περιττών αριθμών: 1, 3, 5, 7, α) Να αιτιολογήσετε γιατί η (α ν ) είναι αριθμητική πρόοδος και να βρείτε τον εκατοστό όρο της. (Μονάδες 15) β) Να αποδείξετε ότι

Διαβάστε περισσότερα

Η ΙΣΧΥΣ ΕΝΟΣ ΕΛΕΓΧΟΥ. (Power of a Test) ΚΕΦΑΛΑΙΟ 21

Η ΙΣΧΥΣ ΕΝΟΣ ΕΛΕΓΧΟΥ. (Power of a Test) ΚΕΦΑΛΑΙΟ 21 ΚΕΦΑΛΑΙΟ 21 Η ΙΣΧΥΣ ΕΝΟΣ ΕΛΕΓΧΟΥ (Power of a Test) Όπως είδαμε προηγουμένως, στον Στατιστικό Έλεγχο Υποθέσεων, ορίζουμε δύο είδη πιθανών λαθών (κινδύνων) που μπορεί να συμβούν όταν παίρνουμε αποφάσεις

Διαβάστε περισσότερα

ΗΥ-217-ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ-ΧΕΙΜΕΡΙΝΟ ΕΞΑΜΗΝΟ 2016 ΔΙΔΑΣΚΩΝ: ΠΑΝΑΓΙΩΤΗΣ ΤΣΑΚΑΛΙΔΗΣ

ΗΥ-217-ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ-ΧΕΙΜΕΡΙΝΟ ΕΞΑΜΗΝΟ 2016 ΔΙΔΑΣΚΩΝ: ΠΑΝΑΓΙΩΤΗΣ ΤΣΑΚΑΛΙΔΗΣ ΗΥ-217-ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΕΣ-ΧΕΙΜΕΡΙΝΟ ΕΞΑΜΗΝΟ 2016 ΔΙΔΑΣΚΩΝ: ΠΑΝΑΓΙΩΤΗΣ ΤΣΑΚΑΛΙΔΗΣ ΦΡΟΝΤΙΣΤΗΡΙΑ 6-7: ΔΙΑΚΡΙΤΕΣ ΤΥΧΑΙΕΣ ΜΕΤΑΒΛΗΤΕΣ ΕΠΙΜΕΛΕΙΑ: ΓΙΑΝΝΟΠΟΥΛΟΣ ΜΙΧΑΛΗΣ Τυχαία Μεταβλητή (Τ.Μ.): Συνάρτηση πραγματικών τιμών

Διαβάστε περισσότερα

n B ' n B = n n ΥΠΟ ΣΥΝΘΗΚΗ ('Η ΔΕΣΜΕΥΜΕΝΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ )

n B ' n B = n n ΥΠΟ ΣΥΝΘΗΚΗ ('Η ΔΕΣΜΕΥΜΕΝΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ ) ΥΠΟ ΣΥΝΘΗΚΗ ('Η ΔΕΣΜΕΥΜΕΝΗ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ ) Ενίοτε η πραγματοποίηση ενός γεγονότος εξαρτάται από την πραγματοποίηση άλλου τινός γεγονότος. Κατ' αντιστοιχία, η πιθανότητα ενός ενδεχομένου μπορεί να εξαρτάται

Διαβάστε περισσότερα

Τμήμα Τεχνολόγων Γεωπόνων-Κατεύθυνση Αγροτικής Οικονομίας Εφαρμοσμένη Στατιστική Μάθημα 4 ο :Τυχαίες μεταβλητές Διδάσκουσα: Κοντογιάννη Αριστούλα

Τμήμα Τεχνολόγων Γεωπόνων-Κατεύθυνση Αγροτικής Οικονομίας Εφαρμοσμένη Στατιστική Μάθημα 4 ο :Τυχαίες μεταβλητές Διδάσκουσα: Κοντογιάννη Αριστούλα Τμήμα Τεχνολόγων Γεωπόνων-Κατεύθυνση Αγροτικής Οικονομίας Εφαρμοσμένη Στατιστική Μάθημα 4 ο :Τυχαίες μεταβλητές Διδάσκουσα: Κοντογιάννη Αριστούλα Ορισμός τυχαίας μεταβλητής Τυχαία μεταβλητή λέγεται η συνάρτηση

Διαβάστε περισσότερα

Εφαρμοσμένα Μαθηματικά ΙΙ 9ο Σετ Ασκήσεων (Λύσεις) Διανυσματικοί Χώροι

Εφαρμοσμένα Μαθηματικά ΙΙ 9ο Σετ Ασκήσεων (Λύσεις) Διανυσματικοί Χώροι Εφαρμοσμένα Μαθηματικά ΙΙ 9ο Σετ Ασκήσεων (Λύσεις) Διανυσματικοί Χώροι Επιμέλεια: Ι. Λυχναρόπουλος. Δείξτε ότι ο V R εφοδιασμένος με τις ακόλουθες πράξεις (, a b) + (, d) ( a+, b+ d) και k ( ab, ) ( kakb,

Διαβάστε περισσότερα