WikiDer > Проверка честности монеты

Эта статья включает в себя список общих использованная литература, но он остается в основном непроверенным, потому что ему не хватает соответствующих встроенные цитаты. Пожалуйста, помогите улучшить эта статья введение более точные цитаты. (Январь 2010 г.) (Узнайте, как и когда удалить этот шаблон сообщения)

В статистика, вопрос о проверка честности монеты это та, чья важность заключается, во-первых, в предоставлении простой проблемы, на которой можно проиллюстрировать основные идеи статистические выводы и, во-вторых, в предоставлении простой задачи, которую можно использовать для сравнения различных конкурирующих методов статистического вывода, включая теория принятия решений. Практическая проблема проверки честности монеты может считаться легко решаемой путем выполнения достаточно большого количества испытаний, но статистика и теория вероятности может дать рекомендации по двум типам вопросов; особенно те, которые касаются того, сколько испытаний провести и точности оценки вероятности появления головорезов, полученной на основе данной выборки испытаний.

А честная монета идеализированный устройство рандомизации с двумя состояниями (обычно называются "головы и хвосты"), которые с одинаковой вероятностью произойдут. Он основан на подбрасывание монеты широко используется в спорте и других ситуациях, когда требуется дать двум сторонам одинаковые шансы на победу. Либо специально разработанный чип или чаще простая валюта монета используется, хотя последнее может быть несколько «несправедливым» из-за асимметричного распределения веса, которое может привести к тому, что одно состояние будет возникать чаще, чем другое, давая одной стороне несправедливое преимущество.^[1] Таким образом, может потребоваться экспериментальная проверка, является ли монета на самом деле «честной», то есть составляет ли вероятность того, что монета упадет с обеих сторон при подбрасывании, ровно 50%. Конечно, невозможно исключить сколь угодно малые отклонения от справедливости, которые, как можно было бы ожидать, повлияют только на одно подбрасывание за всю жизнь подбрасывания; также всегда возможно несправедливое (или "предвзятый") монета выпадет ровно 10 орлов за 20 бросков. Следовательно, любой тест на честность должен устанавливать только определенную степень уверенности в определенной степени справедливости (определенное максимальное предубеждение). В более строгой терминологии проблема заключается в следующем. определение параметров Процесс Бернулли, учитывая лишь ограниченный образец Бернулли испытания.

Преамбула

В этой статье описываются экспериментальные процедуры определения того, является ли монета честной или несправедливой. Есть много статистических методов для анализа такой экспериментальной процедуры. В этой статье показаны два из них.

Оба метода предусматривают эксперимент (или испытание), в котором монета подбрасывается много раз и результат каждого подбрасывания фиксируется. Затем результаты можно проанализировать статистически, чтобы решить, является ли монета «честной» или «вероятно, несправедливой».

• Апостериорная функция плотности вероятности, или PDF (Байесовский подход). Первоначально истинная вероятность получения конкретной стороны при подбрасывании монеты неизвестна, но неопределенность представлена ​​символом "предварительное распространение". Теория Байесовский вывод используется для получения апостериорное распределение путем объединения предварительного распределения и функция правдоподобия что представляет собой информацию, полученную в результате эксперимента. Вероятность того, что эта конкретная монета является «честной монетой», затем может быть получена путем интегрирования PDF апостериорное распределение на соответствующем интервале, который представляет все вероятности, которые можно считать «справедливыми» в практическом смысле.
• Оценщик истинной вероятности (Частотный подход). Этот метод предполагает, что экспериментатор может решить бросить монету любое количество раз. Экспериментатор сначала принимает решение о требуемом уровне достоверности и допустимой погрешности. Эти параметры определяют минимальное количество бросков, которое необходимо выполнить для завершения эксперимента.

Важное различие между этими двумя подходами состоит в том, что первый подход придает определенный вес предшествующему опыту подбрасывания монет, а второй - нет. Вопрос о том, какое значение следует придавать предыдущему опыту, в зависимости от качества (достоверности) этого опыта, обсуждается в разделе теория достоверности.

Апостериорная функция плотности вероятности

Один из методов - вычислить апостериорную функция плотности вероятности из Байесовская теория вероятностей.

Тест выполняется подбрасыванием монеты N раз и отмечая наблюдаемое количество голов, час, и хвосты, т. Символы ЧАС и Т представляют собой более обобщенные переменные, выражающие количество орлов и решек соответственно, которые мощь наблюдались в эксперименте. Таким образом N = ЧАС+Т = час+т.

Далее пусть р быть реальной вероятностью выпадения орла при одном броске монеты. Это свойство исследуемой монеты. С помощью Теорема Байеса, апостериорная плотность вероятности р при условии час и т выражается следующим образом:

${ Displaystyle е (г | ЧАС = ч, Т = т) = { гидроразрыва { Pr (Н = ч | г, N = ч + т) , г (г)} { int _ {0} ^ {1} Pr (H = h | p, N = h + t) , g (p) , dp}}. !}$

где г(р) представляет собой априорное распределение плотности вероятности р, который находится в диапазоне от 0 до 1.

Априорное распределение плотности вероятности суммирует то, что известно о распределении р при отсутствии какого-либо наблюдения. Будем считать, что предварительное распространение из р является униформа на интервале [0, 1]. Это, г(р) = 1. (На практике было бы более уместно предположить априорное распределение, которое имеет гораздо больший вес в области около 0,5, чтобы отразить наш опыт работы с реальными монетами.)

Вероятность получения час головы в N подбрасывание монеты с вероятностью выпадения орла, равной р дается биномиальное распределение:

${ displaystyle Pr (H = h | r, N = h + t) = {N choose h} , r ^ {h} , (1-r) ^ {t}. !}$

Подставив это в предыдущую формулу:

${ displaystyle f (r | H = h, T = t) = { frac {{N choose h} , r ^ {h} , (1-r) ^ {t}} { int _ { 0} ^ {1} {N choose h} , p ^ {h} , (1-p) ^ {t} , dp}} = { frac {r ^ {h} , (1- r) ^ {t}} { int _ {0} ^ {1} p ^ {h} , (1-p) ^ {t} , dp}}.}.}$

На самом деле это бета-распространение (в сопряженный предшествующий для биномиального распределения), знаменатель которого можно выразить через бета-функция:

${ displaystyle f (r | H = h, T = t) = { frac {1} { mathrm {B} (h + 1, t + 1)}} ; r ^ {h} , (1 -r) ^ {t}. !}$

Поскольку предполагалось равномерное предварительное распределение, и поскольку час и т являются целыми числами, это также можно записать в терминах факториалы:

${ displaystyle f (r | H = h, T = t) = { frac {(h + t + 1)!} {h! , , t!}} ; r ^ {h} , ( 1-r) ^ {t}. !}$

пример

Например, пусть N = 10, час = 7, т.е. монета подбрасывается 10 раз и выпадает 7 решек:

${ displaystyle f (r | H = 7, T = 3) = { frac {(10 + 1)!} {7! , , 3!}} ; r ^ {7} , (1- r) ^ {3} = 1320 , r ^ {7} , (1-r) ^ {3} !}$

График справа показывает функция плотности вероятности из р при том, что за 10 бросков было получено 7 голов. (Заметка: р вероятность выпадения орла при подбрасывании одной и той же монеты.)

График плотности вероятности ж(р | ЧАС = 7,Т = 3) = 1320 р⁷ (1 - р)³ с участием р от 0 до 1.

Вероятность несмещенной монеты (определяемой для этой цели как вероятность выпадения орла где-то между 45% и 55%)

${ Displaystyle Pr (0,45 <г <0,55) = int _ {0,45} ^ {0,55} f (p | H = 7, T = 3) , dp приблизительно 13 \% !}$

мала по сравнению с альтернативной гипотезой (необъективная монета). Однако он недостаточно мал, чтобы заставить нас поверить в то, что монета имеет значительный уклон. Эта вероятность немного выше чем наше предположение о вероятности того, что монета была справедливой, соответствующей однородному априорному распределению, которая составляла 10%. Используя априорное распределение, которое отражает наши предварительные знания о том, что такое монета и как она действует, апостериорное распределение не будет способствовать гипотезе. предвзятости. Однако количество испытаний в этом примере (10 бросков) очень мало, и при большем количестве испытаний выбор предварительного распределения будет несколько менее актуальным.)

При равномерном априорном распределении апостериорной вероятности ж(р | ЧАС = 7,Т = 3) достигает своего пика при р = час / (час + т) = 0,7; это значение называется максимум апостериорный (MAP) оценка из р. Также с униформой приора ожидаемое значение из р под апостериорным распределением

${ displaystyle operatorname {E} [r] = int _ {0} ^ {1} r cdot f (r | H = 7, T = 3) , mathrm {d} r = { frac { h + 1} {h + t + 2}} = { frac {2} {3}} ,.}$

Оценщик истинной вероятности

Лучшая оценка действительной стоимости ${ Displaystyle г , !}$ это оценщик ${ displaystyle p , ! = { frac {h} {h + t}}}$. Эта оценка имеет предел погрешности (E), где ${ Displaystyle | п-р |$ на определенном уровне уверенности.

При таком подходе для определения количества подбрасываний монеты требуются два параметра:

1. Уровень достоверности, обозначаемый доверительный интервал (Z)
2. Максимальная (допустимая) ошибка (E)

• Уровень достоверности обозначается буквой Z и выражается значением Z стандарта. нормальное распределение. Это значение можно прочитать на стандартная оценка таблица статистики для нормального распределения. Вот несколько примеров:

• Максимальная ошибка (E) определяется как ${ Displaystyle | п-р |$ где ${ Displaystyle р , !}$ это предполагаемая вероятность получения голов. Заметка: ${ displaystyle r}$ такая же фактическая вероятность (получения голов), что и ${ Displaystyle г , !}$ из предыдущего раздела этой статьи.
• В статистике оценка доли образца (обозначается п) имеет стандартная ошибка предоставлено:

${ displaystyle s_ {p} = { sqrt { frac {p , (1-p)} {n}}}}$

где п - количество испытаний (которое обозначалось N в предыдущем разделе).

Эта стандартная ошибка ${ displaystyle s_ {p}}$ функция п имеет максимум на ${ displaystyle p = (1-p) = 0,5}$. Кроме того, в случае подбрасывания монеты вполне вероятно, что п будет недалеко от 0,5, поэтому разумно брать п= 0,5 в следующем:

${ displaystyle s_ {p} , !}$

${ displaystyle = { sqrt { frac {p , (1-p)} {n}}} leq { sqrt { frac {0,5 times 0,5} {n}}} = { frac {1 } {2 , { sqrt {n}}}}}$

Следовательно, значение максимальной ошибки (E) определяется выражением

${ displaystyle E = Z , s_ {p} = { frac {Z} {2 , { sqrt {n}}}}}$

Решение для необходимого количества подбрасываний монеты, п,

${ Displaystyle п = { гидроразрыва {Z ^ {2}} {4 , E ^ {2}}} !}$

Примеры

1. Если требуется максимальная ошибка 0,01, сколько раз следует подбросить монету?

${ displaystyle n = { frac {Z ^ {2}} {4 , E ^ {2}}} = { frac {Z ^ {2}} {4 times 0,01 ^ {2}}} = 2500 Z ^ {2}}$

${ Displaystyle п = 2500 ,}$ при уровне уверенности 68,27% (Z = 1)

${ Displaystyle п = 10000 ,}$ при уровне уверенности 95,45% (Z = 2)

${ Displaystyle п = 27225 ,}$ при уровне достоверности 99,90% (Z = 3,3)

2. Если монета подбрасывается 10000 раз, какова максимальная ошибка оценщика. ${ Displaystyle р , !}$ по стоимости ${ Displaystyle г , !}$ (реальная вероятность выпадения орла при подбрасывании монеты)?

${ displaystyle E = { frac {Z} {2 , { sqrt {n}}}}}$

${ displaystyle E = { frac {Z} {2 , { sqrt {10000}}}} = { frac {Z} {200}}}$

${ Displaystyle E = 0,0050 ,}$ при уровне уверенности 68,27% (Z = 1)

${ Displaystyle E = 0,0100 ,}$ при уровне уверенности 95,45% (Z = 2)

${ Displaystyle E = 0,0165 ,}$ при уровне достоверности 99,90% (Z = 3,3)

3. Монета подбрасывается 12000 раз, и в результате выпадает 5961 решка (и 6039 решек). Какой интервал имеет значение ${ Displaystyle г , !}$ (истинная вероятность получения голов) находится в пределах, если требуется уровень достоверности 99,999%?

${ displaystyle p = { frac {h} {h + t}} , = { frac {5961} {12000}} , = 0,4968}$

Теперь найдите значение Z, соответствующее уровню достоверности 99,999%.

${ Displaystyle Z = 4.4172 , !}$

Теперь вычислим E

${ displaystyle E = { frac {Z} {2 , { sqrt {n}}}} , = { frac {4.4172} {2 , { sqrt {12000}}}} , = 0,0202 }$

Таким образом, интервал, содержащий r:

${ Displaystyle п-Е <р <п + Е , !}$

${ Displaystyle 0,4766 <г <0,5170 , !}$

Следовательно, в 99,999% случаев указанный выше интервал будет содержать ${ Displaystyle г , !}$ что является истинной ценностью получения орлов за один бросок.

Другие подходы

Другие подходы к вопросу проверки честности монеты доступны с использованием теория принятия решений, применение которого потребует формулировки функция потерь или вспомогательная функция который описывает последствия принятия данного решения. Подход, не требующий функции потерь или априорной вероятности (как в байесовском подходе), - это «приемочная выборка».^[2]

Другие приложения

Вышеупомянутый математический анализ для определения честности монеты также может быть применен для других целей. Например:

• Определение доли дефектных элементов для продукта, находящегося в определенном (но четко определенном) состоянии. Иногда продукт может быть очень сложным или дорогим в производстве. Кроме того, если тестирование таких продуктов приведет к их разрушению, следует проверить минимальное количество элементов. Используя аналогичный анализ, можно найти функцию плотности вероятности дефекта продукта.
• Двухпартийный опрос. Если проводится небольшой случайный выборочный опрос, в котором есть только два взаимоисключающих варианта, то это похоже на подбрасывание одной монеты несколько раз с использованием возможно смещенной монеты. Таким образом, аналогичный анализ можно применить для определения уверенности, которую следует приписать фактическому соотношению поданных голосов. (Если людям разрешено воздерживаться то анализ должен это учитывать, и аналогия с подбрасыванием монеты не совсем верна.)
• Определение соотношения полов в большой группе видов животных. При условии, что небольшая случайная выборка (т.е. малая по сравнению с общей совокупностью) берется при выполнении случайной выборки совокупности, анализ аналогичен определению вероятности получения орлов при подбрасывании монеты.

Смотрите также

• Биномиальный тест
• Подбрасывание монет
• Доверительный интервал
• Теория оценок
• Выведенный статистика
• Загруженные кости
• Допустимая погрешность
• Балльная оценка
• Статистическая случайность

использованная литература

• Гутман, Уилкс и Хантер: Вводная инженерная статистика, John Wiley & Sons, Inc. (1971) ISBN 0-471-33770-6
• Devinder Сивия: Анализ данных, байесовское руководство, Oxford University Press (1996). ISBN 0-19-851889-7