Tayyorlash va ularning malakasini oshirish hududiy

2
 ta bo`lsin. 
Bu  holda  R(A)=
k
n
1
,  R(V)=
k
n
2
.    A  va  V    hodisa  bir  vaqtda  ro`y  bermagan-ligi 
uchun A+V ni ro`yobga chiqaruvchi imkoniyatlar soni k
1
+k
2
 ga teng bo`lib 
 
P A
B
k
k
n
k
n
k
n
P A
P B
(
)
(
)
( )







1
2
1
2
 
 shuni isbotlash zarur edi. 
4
0
 .     R ( )
A =1-R(A) ;      5
0
.  A

V   bo`lsa, u holda   R(A) 

R(V) 

---

169 
 
            R(V-A)=R(V)-R(A).    
6
0  
har qanday A hodisa uchun    O

 P(A) 

 1 
     2.Frantsuz  olimi  Mizes  statistik  ehtimollik  uchun  r=
lim
n
n
n


                ni  taklif 
etgan. O`tkazilgan statistik tajribalar, hamda nazariyalar haqiqatdan ham tajribalar 
soni  n  yetarli  katta  bo`lganda 

n
n
nisbatni  biror    p  (0

p

1)  doimiy  son  atrofida 
tebranishni  tasdiqlaydi.  Bu  yerda 

n
    ning  n  ta  tajribada  A  hodisaning    ro`y 
berishlari  chastotasi, 

n
n
  esa  A  hodisaning  ro`y  berishlar  nisbiy  chastotasi  deb 
ataladi.  Statistik  taorifining  o`rinligini  quyidagi  jadvalda  keltirilgan  maolumotlar 
ham to`la tasdiqlaydi. 
t/r   
tajribalar soni   gerb  tushishlar 
soni 
nisbiy chastota 
1.  Byuffon 
4040 
2048 
0,5080 
2.  Pirson 
12000 
6019 
0,5016 
3.  Pirson 
24000 
12012 
0,5005 
 Jadvaldan  ko`rinadiki  tanga  tashlanganda  gerb  tushishlari  sonining  nisbiy 
chastotasi 0,5 atrofida tebranar ekan. Ushbu miqdorni gerb tushushlari hodisaning  
statistik ehtimolligi sifatida  qabul qilingan.  
 
3.D
1
  soha  D  soxaning  qismi  (bo`lagi)  bo`lsin.  Agar  sohaning 
o`lchamini(uzunligi,yuzi,hajmi)  mes  orqali  belgilasak,tavakkaliga  tashlangan 
nuqtaning D