0
EN
1
المرجع الالكتروني للمعلوماتية

تاريخ الرياضيات

الاعداد و نظريتها

تاريخ التحليل

تار يخ الجبر

الهندسة و التبلوجي

الرياضيات في الحضارات المختلفة

العربية

اليونانية

البابلية

الصينية

المايا

المصرية

الهندية

الرياضيات المتقطعة

المنطق

اسس الرياضيات

فلسفة الرياضيات

مواضيع عامة في المنطق

الجبر

الجبر الخطي

الجبر المجرد

الجبر البولياني

مواضيع عامة في الجبر

الضبابية

نظرية المجموعات

نظرية الزمر

نظرية الحلقات والحقول

نظرية الاعداد

نظرية الفئات

حساب المتجهات

المتتاليات-المتسلسلات

المصفوفات و نظريتها

المثلثات

الهندسة

الهندسة المستوية

الهندسة غير المستوية

مواضيع عامة في الهندسة

التفاضل و التكامل

المعادلات التفاضلية و التكاملية

معادلات تفاضلية

معادلات تكاملية

مواضيع عامة في المعادلات

التحليل

التحليل العددي

التحليل العقدي

التحليل الدالي

مواضيع عامة في التحليل

التحليل الحقيقي

التبلوجيا

نظرية الالعاب

الاحتمالات و الاحصاء

نظرية التحكم

بحوث العمليات

نظرية الكم

الشفرات

الرياضيات التطبيقية

نظريات ومبرهنات

علماء الرياضيات

500AD

500-1499

1000to1499

1500to1599

1600to1649

1650to1699

1700to1749

1750to1779

1780to1799

1800to1819

1820to1829

1830to1839

1840to1849

1850to1859

1860to1864

1865to1869

1870to1874

1875to1879

1880to1884

1885to1889

1890to1894

1895to1899

1900to1904

1905to1909

1910to1914

1915to1919

1920to1924

1925to1929

1930to1939

1940to the present

علماء الرياضيات

الرياضيات في العلوم الاخرى

بحوث و اطاريح جامعية

هل تعلم

طرائق التدريس

الرياضيات العامة

نظرية البيان

قم بتسجيل الدخول اولاً لكي يتسنى لك الاعجاب والتعليق.

Binomial Distribution

المؤلف:  Beyer, W. H.

المصدر:  CRC Standard Mathematical Tables, 28th ed. Boca Raton, FL: CRC Press

الجزء والصفحة:  ...

17-4-2021

4675

+

-

20

Binomial Distribution

 BinomialDistribution

The binomial distribution gives the discrete probability distribution P_p(n|N) of obtaining exactly n successes out of N Bernoulli trials (where the result of each Bernoulli trial is true with probability p and false with probability q=1-p). The binomial distribution is therefore given by

P_p(n|N) = (N; n)p^nq^(N-n)

(1)

= (N!)/(n!(N-n)!)p^n(1-p)^(N-n),

(2)

where (N; n) is a binomial coefficient. The above plot shows the distribution of n successes out of N=20 trials with p=q=1/2.

The binomial distribution is implemented in the Wolfram Language as BinomialDistribution[np].

The probability of obtaining more successes than the n observed in a binomial distribution is

 P=sum_(k=n+1)^N(N; k)p^k(1-p)^(N-k)=I_p(n+1,N-n),

(3)

where

 I_x(a,b)=(B(x;a,b))/(B(a,b)),

(4)

B(a,b) is the beta function, and B(x;a,b) is the incomplete beta function.

The characteristic function for the binomial distribution is

 phi(t)=(q+pe^(it))^N

(5)

(Papoulis 1984, p. 154). The moment-generating function M for the distribution is

M(t) = <e^(tn)>

(6)

= sum_(n=0)^(N)e^(tn)(N; n)p^nq^(N-n)

(7)

= sum_(n=0)^(N)(N; n)(pe^t)^n(1-p)^(N-n)

(8)

= [pe^t+(1-p)]^N

(9)

= N[pe^t+(1-p)]^(N-1)(pe^t)

(10)

= N(N-1)[pe^t+(1-p)]^(N-2)(pe^t)^2+N[pe^t+(1-p)]^(N-1)(pe^t).

(11)

The mean is

mu =

(12)

= N(p+1-p)p

(13)

= Np.

(14)

The moments about 0 are

= mu=Np

(15)

= Np(1-p+Np)

(16)

= Np(1-3p+3Np+2p^2-3Np^2+N^2p^2)

(17)

= Np(1-7p+7Np+12p^2-18Np^2+6N^2p^2-6p^3+11Np^3-6N^2p^3+N^3p^3),

(18)

so the moments about the mean are

mu_2 = Np(1-p)=Npq

(19)

mu_3 = Np(1-p)(1-2p)

(20)

mu_4 = Np(1-p)[3p^2(2-N)+3p(N-2)+1].

(21)

The skewness and kurtosis excess are

gamma_1 = (1-2p)/(sqrt(Np(1-p)))

(22)

= (q-p)/(sqrt(Npq))

(23)

gamma_2 = (6p^2-6p+1)/(Np(1-p))

(24)

= (1-6pq)/(Npq).

(25)

The first cumulant is

 kappa_1=np,

(26)

and subsequent cumulants are given by the recurrence relation

 kappa_(r+1)=pq(dkappa_r)/(dp).

(27)

The mean deviation is given by

 MD=sum_(k=0)^N|k-Np|(N; k)p^k(1-p)^(N-k).

(28)

For the special case p=q=1/2, this is equal to

MD = 2^(-N)sum_(k=0)^(N)(N; k)|k-1/2N|

(29)

= <span style={(N!!)/(2(N-1)!!) for N odd; ((N-1)!!)/(2(N-2)!!) for N even," src="https://mathworld.wolfram.com/images/equations/BinomialDistribution/Inline86.gif" style="height:84px; width:149px" />

(30)

where N!! is a double factorial. For N=1, 2, ..., the first few values are therefore 1/2, 1/2, 3/4, 3/4, 15/16, 15/16, ... (OEIS A086116 and A086117). The general case is given by

 MD=2(1-p)^(N-|_Np_|)p^(|_Np_|+1)(|_Np_|+1)(N; |_Np_|+1).

(31)

Steinhaus (1999, pp. 25-28) considers the expected number of squares S(n,N,s) containing a given number of grains n on board of size s after random distribution of N of grains,

 S(n,N,s)=sP_(1/s)(n|N).

(32)

Taking N=s=64 gives the results summarized in the following table.

n S(n,64,64)
0 23.3591
1 23.7299
2 11.8650
3 3.89221
4 0.942162
5 0.179459
6 0.0280109
7 0.0036840
8 4.16639×10^(-4)
9 4.11495×10^(-5)
10 3.59242×10^(-6)

An approximation to the binomial distribution for large N can be obtained by expanding about the value n^~ where P(n) is a maximum, i.e., where dP/dn=0. Since the logarithm function is monotonic, we can instead choose to expand the logarithm. Let n=n^~+eta, then

 ln[P(n)]=ln[P(n^~)]+B_1eta+1/2B_2eta^2+1/(3!)B_3eta^3+...,

(33)

where

 B_k=[(d^kln[P(n)])/(dn^k)]_(n=n^~).

(34)

But we are expanding about the maximum, so, by definition,

 B_1=[(dln[P(n)])/(dn)]_(n=n^~)=0.

(35)

This also means that B_2 is negative, so we can write B_2=-|B_2|. Now, taking the logarithm of (◇) gives

 ln[P(n)]=lnN!-lnn!-ln(N-n)!+nlnp+(N-n)lnq.

(36)

For large n and N-n we can use Stirling's approximation

 ln(n!) approx nlnn-n,

(37)

so

(d[ln(n!)])/(dn)  approx (lnn+1)-1

(38)

= lnn

(39)

(d[ln(N-n)!])/(dn)  approx d/(dn)[(N-n)ln(N-n)-(N-n)]

(40)

= [-ln(N-n)+(N-n)(-1)/(N-n)+1]

(41)

= -ln(N-n),

(42)

and

 (dln[P(n)])/(dn) approx -lnn+ln(N-n)+lnp-lnq.

(43)

To find n^~, set this expression to 0 and solve for n,

 ln((N-n^~)/(n^~)p/q)=0

(44)

 (N-n^~)/(n^~)p/q=1

(45)

 (N-n^~)p=n^~q

(46)

 n^~(q+p)=n^~=Np,

(47)

since p+q=1. We can now find the terms in the expansion

B_2 = [(d^2ln[P(n)])/(dn^2)]_(n=n^~)

(48)

= -1/(n^~)-1/(N-n^~)

(49)

= -1/(Npq)

(50)

= -1/(Np(1-p))

(51)

B_3 = [(d^3ln[P(n)])/(dn^3)]_(n=n^~)

(52)

= 1/(n^~^2)-1/((N-n^~)^2)

(53)

= (q^2-p^2)/(N^2p^2q^2)

(54)

= (1-2p)/(N^2p^2(1-p)^2)

(55)

B_4 = [(d^4ln[P(n)])/(dn^4)]_(n=n^~)

(56)

= -2/(n^~^3)-2/((n-n^~)^3)

(57)

= (2(p^2-pq+q^2))/(N^3p^3q^3)

(58)

= (2(3p^2-3p+1))/(N^3p^3(1-p)^3)).

(59)

BinomialGaussian

Now, treating the distribution as continuous,

 lim_(N->infty)sum_(n=0)^NP(n) approx intP(n)dn=int_(-infty)^inftyP(n^~+eta)deta=1.

(60)

Since each term is of order 1/N∼1/sigma^2 smaller than the previous, we can ignore terms higher than B_2, so

 P(n)=P(n^~)e^(-|B_2|eta^2/2).

(61)

The probability must be normalized, so

 int_(-infty)^inftyP(n^~)e^(-|B_2|eta^2/2)deta=P(n^~)sqrt((2pi)/(|B_2|))=1,

(62)

and

P(n) = sqrt((|B_2|)/(2pi))e^(-|B_2|(n-n^~)^2/2)

(63)

= 1/(sqrt(2piNpq))exp[-((n-Np)^2)/(2Npq)].

(64)

Defining sigma^2=Npq,

 P(n)=1/(sigmasqrt(2pi))exp[-((n-n^~)^2)/(2sigma^2)],

(65)

which is a normal distribution. The binomial distribution is therefore approximated by a normal distribution for any fixed p (even if p is small) as N is taken to infinity.

If N->infty and p->0 in such a way that Np->lambda, then the binomial distribution converges to the Poisson distribution with mean lambda.

Let x and y be independent binomial random variables characterized by parameters n,p and m,p. The conditional probability of x given that x+y=k is

 P(x=i|x+y=k)=(P(x=i,x+y=k))/(P(x+y=k)) 
=(P(x=i,y=k-i))/(P(x+y=k)) 
=(P(x=i)P(y=k-i))/(P(x+y=k)) 
=((n; i)p^i(1-p)^(n-i)(m; k-i)p^(k-i)(1-p)^(m-(k-i)))/((n+m; k)p^k(1-p)^(n+m-k)) 
=((n; i)(m; k-i))/((n+m; k)).

(66)

Note that this is a hypergeometric distribution.


REFERENCES:

Beyer, W. H. CRC Standard Mathematical Tables, 28th ed. Boca Raton, FL: CRC Press, p. 531, 1987.

Papoulis, A. Probability, Random Variables, and Stochastic Processes, 2nd ed. New York: McGraw-Hill, pp. 102-103, 1984.

Press, W. H.; Flannery, B. P.; Teukolsky, S. A.; and Vetterling, W. T. "Incomplete Beta Function, Student's Distribution, F-Distribution, Cumulative Binomial Distribution." §6.2 in Numerical Recipes in FORTRAN: The Art of Scientific Computing, 2nd ed. Cambridge, England: Cambridge University Press, pp. 219-223, 1992.

Spiegel, M. R. Theory and Problems of Probability and Statistics. New York: McGraw-Hill, pp. 108-109, 1992.

Steinhaus, H. Mathematical Snapshots, 3rd ed. New York: Dover, 1999.

اخر الاخبار

اشترك بقناتنا على التلجرام ليصلك كل ما هو جديد