Typowe losowanie
- mol_ksiazkowy
- Użytkownik
- Posty: 11378
- Rejestracja: 9 maja 2006, o 12:35
- Płeć: Mężczyzna
- Lokalizacja: Kraków
- Podziękował: 3153 razy
- Pomógł: 747 razy
Typowe losowanie
W urnie jest \(\displaystyle{ k}\) kul ponumerowanych różnymi liczbami ze zbioru \(\displaystyle{ \{1,…, k \}}\). Losuje się kule ze zwracaniem, aż każda z nich będzie wylosowaną. Niech \(\displaystyle{ X}\) będzie zmienną losowa określającą ilość losowań. Obliczyć \(\displaystyle{ E(X)}\).
- Premislav
- Użytkownik
- Posty: 15687
- Rejestracja: 17 sie 2012, o 13:12
- Płeć: Mężczyzna
- Lokalizacja: Warszawa
- Podziękował: 196 razy
- Pomógł: 5220 razy
Re: Typowe losowanie
Ale to już było i nie wróci więcej
I choć tyle się zdarzyło, to do przodu
Wciąż wyrywa głupie serce
416047.htm
PS Nie ilość losowań, tylko liczba losowań, do jasnej anielki!
I choć tyle się zdarzyło, to do przodu
Wciąż wyrywa głupie serce
416047.htm
PS Nie ilość losowań, tylko liczba losowań, do jasnej anielki!
- Igor V
- Użytkownik
- Posty: 1605
- Rejestracja: 16 lut 2011, o 16:48
- Płeć: Mężczyzna
- Lokalizacja: Polska
- Podziękował: 18 razy
- Pomógł: 604 razy
Re: Typowe losowanie
First Strike
Mi to trochę inaczej wychodzi.
Niech \(\displaystyle{ X = \sum_{i=1}^{k}X_i}\), gdzie \(\displaystyle{ X_i}\) jest liczbą losowań potrzebną do otrzymania pewnego, \(\displaystyle{ i}\)-tego wyniku różnego od już wylosowanych.
Wtedy \(\displaystyle{ X_1 = 1 \wedge P(X_1 = 1) = 1 \Rightarrow E(X_1) = 1}\)
Dalej widzimy że jak wylosowaliśmy już jedną liczbę, to musimy czekać dopóki nie wylosujemy jednej z \(\displaystyle{ k - 1}\) pozostałych, przy czym prawdopodobieństwo sukcesu się nie zmienia. Podobnie jak wylosowaliśmy już ich większą ilość. Więc mamy rozkłady geometryczne z prawdopodobieństwami sukcesu :
\(\displaystyle{ p_{i+1} = \frac{k - i}{k}, \ i\in\{1,2,\dots ,k-1\}}\)
i wartościami oczekiwanymi \(\displaystyle{ EX_i = \frac{1}{p}, \ i > 1}\)
Korzystając z liniowości wartości oczekiwanej mamy : \(\displaystyle{ E(X) = 1 + \sum_{i=1}^{k - 1} \frac{k}{k - i}}\)
Mi to trochę inaczej wychodzi.
Niech \(\displaystyle{ X = \sum_{i=1}^{k}X_i}\), gdzie \(\displaystyle{ X_i}\) jest liczbą losowań potrzebną do otrzymania pewnego, \(\displaystyle{ i}\)-tego wyniku różnego od już wylosowanych.
Wtedy \(\displaystyle{ X_1 = 1 \wedge P(X_1 = 1) = 1 \Rightarrow E(X_1) = 1}\)
Dalej widzimy że jak wylosowaliśmy już jedną liczbę, to musimy czekać dopóki nie wylosujemy jednej z \(\displaystyle{ k - 1}\) pozostałych, przy czym prawdopodobieństwo sukcesu się nie zmienia. Podobnie jak wylosowaliśmy już ich większą ilość. Więc mamy rozkłady geometryczne z prawdopodobieństwami sukcesu :
\(\displaystyle{ p_{i+1} = \frac{k - i}{k}, \ i\in\{1,2,\dots ,k-1\}}\)
i wartościami oczekiwanymi \(\displaystyle{ EX_i = \frac{1}{p}, \ i > 1}\)
Korzystając z liniowości wartości oczekiwanej mamy : \(\displaystyle{ E(X) = 1 + \sum_{i=1}^{k - 1} \frac{k}{k - i}}\)