1-laboratoriya ishi. Tasodifiy hodisalar va ularning ehtimolliklari (ehtimollikning klassik, geometrik va statistik ta’riflari). Murakkab hodisa ehtimolliklari



Download 1,29 Mb.
Pdf ko'rish
bet4/12
Sana18.02.2022
Hajmi1,29 Mb.
#451074
1   2   3   4   5   6   7   8   9   ...   12
Bog'liq
1-laboratoriya (1)

1-ta’rif.
Ikkita 
A
va 
B
hodisalarning birgalikda ro‘y berish ehtimoli, bu 
hodisalarning ehtimolliklari ko‘paytmasiga teng bo‘lsa, ya‘ni 
)
(
)
(
)
(
B
P
A
P
AB
P
=

u holda ular bog‘liqmas(erkli)deyiladi. 
3
,
0
10
3
)
(
2
5
2
3
=
=
=
C
C
A
P
05
,
0
100
5
)
(
=
=
A
W
9
,
0
20
18
)
(
=
=
A
W


2-ta’rif.
Bir nechta birgalikda bo‘lgan hodisalar ixtiyoriy guruhining 
birgalikda ro‘y berish ehtimoli, bu hodisalar ehtimollarining ko‘paytmasiga teng 
bo‘lsa, ya‘ni 
1
2
1
2
(
...
)
(
) (
)... (
)
k
k
i
i
i
i
i
i
P A A
A
P A P A
P A
=

u holda ular to‘plamiy bog‘liqmas(erkli) deyiladi. 
2-teorema.
Agar
( ) ( ) 0
P A P B

bo‘lsa,u holda ikkita hodisaning birgalikda 
ro‘y berish ehtimoli, ulardan birining ro‘y berish ehtimolini ikkinchisining 
birinchisi ro‘y berganligi sharti ostidagi shartli ehtimoliga ko‘paytmasiga aytiladi
ya‘ni 
(
)
( )
( )
( )
( )
A
B
P AB
P A P B
P B P A
=
=

Natija
. Bir nechta bog‘liq hodisalarning birgalikda ro‘y berish ehtimoli, 
ulardan birining ehtimolini qolganlarining shartli ehtimollariga ko‘paytirilganiga 
teng bo‘lib, har bir keyingi hodisaning shartli ehtimoli oldingi hamma hodisalar 
birgalikda ro‘y berdi, degan faraz ostida hisoblanadi: 
1
1
2
1
1
2
1
2
...
(
...
)
(
)
(
)...
(
)
n
n
A
A A
A
n
P A A
A
P A P
A
P
A

=
.
3-teorema.
Ikkita birgalikda bo‘lmagan hodisalardan kamida bittasining ro‘y 
berish ehtimoli, bu hodisalarning ehtimollari yig‘indisidan ularning birgalikda ro‘y 
berish ehtimolini ayrilganiga teng:
)
(
)
(
)
(
)
(
AB
P
B
P
A
P
B
A
P

+
=
+
.
 


Xususan,
A
va 
B
hodisalar bog‘liq bo‘lsa,
)
(
)
(
)
(
)
(
)
(
A
P
B
P
B
P
A
P
B
A
P
B

+
=
+
formuladan, aks holda
)
(
)
(
)
(
)
(
)
(
B
P
A
P
B
P
A
P
B
A
P


+
=
+
formuladan foydalaniladi. 
4-teorema.
Birgalikda bog‘liq bo‘lmagan 
n
A
A
A
,..,
,
2
1
hodisalaridan kamida 
bittasining ro‘y berishidan iborat
A
hodisaning ehtimoli, 1dan 
n
A
A
A
,...,
,
2
1
qarama-qarshi hodisalar ehtimollari ko‘pytmasining ayrilganiga teng, ya’ni 
).
(
)...
(
)
(
1
)
(
2
1
n
A
P
A
P
A
P
A
P

=
6.Sehda bir necha stanok ishlaydi. Smena davomida bitta stanokni 
ta’mirlash talab etilishi ehtimoli 0,2 ga teng, ikkita staokni ta’mirlash talab etilishi 
ehtimoli 0,13 ga teng. Smena davomida ikkitadan ortiq stanokni ta’mirlash talab 
etilishi ehtimoli esa 0,07 ga teng. Smena davomida stanoklarni ta’mirlash talab 
etilishi ehtimolini toping.
Yechish
.Quyidagi hodisalarni qaraymiz. 
A=
{smena davomida bitta stanokni ta’mirlash talab etiladi}; 
B=
{smena davomida ikkita stanokni ta’mirlash talab etiladi}; 
C=
{smena davomida ikkitadan ortiq stanokni ta’mirlash talab etiladi}.
A, B
va 
C
hodisalar o‘zaro birgalikda emas. Bizni qiziqtiradigan hodisa: 


)
(
C
B
A
+
+
– smena davomida hech bo‘lmaganda bitta stanokni ta’mirlash
zarur bo‘lishi hodisasining ehtimolini topamiz: 
.
4
,
0
07
,
0
13
,
0
2
,
0
)
(
)
(
)
(
)
(
=
+
+
=
+
+
=
+
+
C
P
B
P
A
P
C
B
A
P
 
7. 
Ikki ovchi bo‘riga qarata bittadan o‘q uzishdi. Birinchi ovchining bo‘riga 
tegizish ehtimoli 0,7 ga, ikkinchisiniki esa 0,8 ga teng. Hech bo‘lmaganda bitta 
o‘qning bo‘riga tegishi ehtimolini toping.
Yechish.A
- birinchi ovchining o‘qni bo‘riga tegizishi hodisasi, 
B
- ikkinchi 
ovchining o‘qni bo‘riga tegizishi hodisasi bo‘lsin. Ko‘rinib turibdiki, 
A
va 

hodisalar birgalikda bo‘lgan, ammo bir-biriga bog‘liq bo‘lmagan hodisalar. U 
holda
.
94
,
0
8
,
0
7
,
0
8
,
0
7
,
0
)
(
)
(
)
(
)
(
)
(
)
(
)
(
)
(
=


+
=
=

+
=

+
=
+
B
P
A
P
B
P
A
P
AB
P
B
P
A
P
B
A
P
 
 
Biror 
A
hodisa hodisalarning to‘la guruhini tashkil etuvchiva juft-jufti bilan 
birgalikda bo‘lmagan 
n
B
B
B
...,
,
,
2
1
hodisalarning (ular gipotezalar deb ataladi) biri 
bilan ro‘y berishi mumkin bo‘lsin. Bu gipotezalarning ehtimollari ma’lum, ya’ni 
)
(
...,
),
(
),
(
2
1
n
B
P
B
P
B
P
berilgan. Bu gipotezalarning har biri yuz berganligi sharti 
ostida 

hodisaning 
ro‘y 
berish 
ehtimollari 
ham, 
ya’ni 
)
(
),...,
(
),
(
),
(
3
2
1
A
P
A
P
A
P
A
P
n
B
B
B
B
ehtimollari ma’lum bo‘sin. U holda 
A
hodisaning 
ehtimoli “to‘la ehtimol” formulasi deb ataluvchi quyidagi formula bilan 
aniqlanadi.
)
(
)
(
)
(
)
(
...
)
(
)
(
)
(
)
(
)
(
1
2
1
2
1
A
P
B
P
A
P
B
P
A
P
B
P
A
P
B
P
A
P
k
n
B
n
k
k
B
n
B
B

=
=
+
+
+
=
 


Birgalikda 
bo‘lmagan, 
hodisalarning 
to‘la 
guruhini 
tashkil 
etadigan
n
B
B
B
...,
,
,
2
1
hodisalar berilgan va ularning 
)
(
...,
),
(
),
(
2
1
n
B
P
B
P
B
P
ehtimollari 
ma’lum bo‘lsin. Tajriba o‘tkazilgan bo‘lib, uning natijasida 

hodisa ro‘y bergan 
bo‘lsin, deylik. Bu hodisalarning har bir gipoteza bo‘yicha shartli ehtimollari, 
ya’ni
)
(
),...,
(
),
(
),
(
3
2
1
A
P
A
P
A
P
A
P
n
B
B
B
B
ma’lum.

hodisa ro‘y berganligi sharti ostida 
i
B
gipotezalar 
ehtimollarini 
qayta 
baholash 
uchun, 
ya’ni
)
(
),...,
(
),
(
),
(
3
2
1
n
A
A
A
A
B
P
B
P
B
P
B
P
shartli ehtimollarni topish uchun 
)
,
1
(
,
)
(
)
(
)
(
)
(
)
(
1
n
i
A
P
B
P
A
P
B
P
B
P
k
i
B
n
k
k
B
i
i
A
=
=

=
 
Bayes formulalaridan foydalaniladi. 
8. 
Birinchi qutida 2 ta oq , 6 ta qora, ikkinchi qutida esa 4 ta oq, 2 ta qora 
shar bor. Birinchi qutidan tavakkaliga 2 ta shar olib, ikkinchi qutiga solindi
shundan keyin ikkinchi qutidan tavakkaliga bitta shar olindi. 
a) olingan sharning oq bo‘lishi; 
b) ikkinchi qutidan olingan shar oq bo‘lib chiqdi. Birinchi qutidan olib 
ikkinchi qutiga solingan 2 ta shar oq shar bo‘lishi ehtimolini toping.
Yechish. 
a) quyidagi belgilashlarni kiritamiz:
A
- ikkinchi qutidan olingan shar oq; 
1
B
- birinchi qutidan ikkinchi qutiga 2 ta oq shar solingan
2
B
- birinchi qutidan ikkinchi qutiga 2 ta turli rangdagi sharlar solingan; 
3
B
- birinchi qutidan ikkinchi qutiga 2 ta qora shar solingan.
3
2
1
,
,
B
B
B
- hodisalarning to‘la guruhini tashkil etganligi uchun to‘la ehtimol 
formulasiga ko‘ra, 
)
(
)
(
)
(
)
(
)
(
)
(
)
(
3
2
1
3
2
1
A
P
B
P
A
P
B
P
A
P
B
P
A
P
B
B
B
+
+
=
 
boladi. Bunda: 


2
2
1
2
8
1
( )
;
28
C
P B
C
=
=
1
1
2
6
2
2
8
12
(
)
;
28
C C
P B
C
=
=
2
6
3
2
8
15
(
)
;
28
C
P B
C
=
=
1
3
( )
;
4
B
P
A
=
2
5
( )
;
8
B
P
A
=
3
1
( )
.
2
B
P
A
=
U holda: 
 
b) 
)
(
1
B
P
A
ehtimollikni Bayes formulasidan foydalanib topamiz.

Download 1,29 Mb.

Do'stlaringiz bilan baham:
1   2   3   4   5   6   7   8   9   ...   12




Ma'lumotlar bazasi mualliflik huquqi bilan himoyalangan ©hozir.org 2024
ma'muriyatiga murojaat qiling

kiriting | ro'yxatdan o'tish
    Bosh sahifa
юртда тантана
Боғда битган
Бугун юртда
Эшитганлар жилманглар
Эшитмадим деманглар
битган бодомлар
Yangiariq tumani
qitish marakazi
Raqamli texnologiyalar
ilishida muhokamadan
tasdiqqa tavsiya
tavsiya etilgan
iqtisodiyot kafedrasi
steiermarkischen landesregierung
asarlaringizni yuboring
o'zingizning asarlaringizni
Iltimos faqat
faqat o'zingizning
steierm rkischen
landesregierung fachabteilung
rkischen landesregierung
hamshira loyihasi
loyihasi mavsum
faolyatining oqibatlari
asosiy adabiyotlar
fakulteti ahborot
ahborot havfsizligi
havfsizligi kafedrasi
fanidan bo’yicha
fakulteti iqtisodiyot
boshqaruv fakulteti
chiqarishda boshqaruv
ishlab chiqarishda
iqtisodiyot fakultet
multiservis tarmoqlari
fanidan asosiy
Uzbek fanidan
mavzulari potok
asosidagi multiservis
'aliyyil a'ziym
billahil 'aliyyil
illaa billahil
quvvata illaa
falah' deganida
Kompyuter savodxonligi
bo’yicha mustaqil
'alal falah'
Hayya 'alal
'alas soloh
Hayya 'alas
mavsum boyicha


yuklab olish