.

Теория вероятностей

Язык: русский
Формат: реферат
Тип документа: Word Doc
0 682
Скачать документ

Лингвистическая Гимназия №13

Реферат

на тему:

«Теория Вероятностей»

Исполнитель:

Красовский Николай

Руководитель:

Ткаченко Галина Ивановна

Екатеринбург, 1998 год

Оглавление

Страница

Введение …………………………………………………………2

1.Алгебра событий…………………………………………………3

2.Вероятность………………………………………………………4

3.Формула Бейеса………………………………………………….6

4.Формула полной вероятности ………………………………….6

5.Пример задачи для формулы полной вероятности……………8

6.Пример задачи для формулы Бейеса …………………………. 8

7.Геометроические вероятности…………………………………10

Теория Вероятностей

Введение

Теория вероятностей является одним из классических разделов математики.
Она имеет длительную историю. Основы этого раздела науки были заложены
великими математиками. Назову, например, Ферма, Бернулли, Паскаля.
Позднее развитие теории вероятностей определились в работах многих
ученых. Большой вклад в теорию вероятностей внесли ученые нашей страны:
П.Л.Чебышев, А.М.Ляпунов, А.А.Марков, А.Н.Колмогоров. Вероятностные и
статистические методы в настоящее время глубоко проникли в приложения.
Они используются в физике, технике, экономке, биологии и медицине.
Особенно возросла их роль в связи с развитием вычислительной техники.

Например, для изучения физических явлений производят наблюдения или
опыты. Их результаты обычно регистрируют в виде значений некоторых
наблюдаемых величин. При повторении опытов мы обнаруживаем разброс их
результатов. Например, повторяя измерения одной и той же величины одним
и тем же прибором при сохранении определенных условий (температура,
влажность и т.п.), мы получаем результаты, которые хоть немного, но все
же отличаются друг от друга. Даже многократные измерения не дают
возможности точно предсказать результат следующего измерения. В этом
смысле говорят, что результат измерения есть величина случайная. Еще
более наглядным примером случайной величины может служить номер
выигрышного билета в лотерее. Можно привести много других примеров
случайных величин. Все же и в мире случайностей обнаруживаются
определенные закономерности. Математический аппарат для изучения таких
закономерностей и дает теория вероятностей. Таким образом, теория
вероятностей занимается математическим анализом случайных событий и
связанных с ними случайных величин.

1.Алгебра событий.

В теории вероятностей под событием понимают то, относительно чего после
некоторого момента времени можно сказать одно и только одно из двух:
Да, оно произошло.

Нет, оно не произошло.

Например, у меня есть лотерейный билет. После опубликования результатов
розыгрыша лотереи интересующее меня событие – выигрыш тысячи рублей либо
происходит, либо не происходит.

Ai, которое осуществляется тогда и только тогда, когда осуществляется
хотя бы одно из событий Ai,i=1,…,k. Пересечением D событий A1,…,Ak
называется событие D=?Ai, которое осуществляется тогда и только тогда,
когда осуществляются все события Ai,i=1,…,k. Разностью событий G=A\B
называется событие, которое происходит тогда и только тогда, когда
происходит событие А, но не происходит событие В.

. Достоверное событие – это такое событие, о котором заранее известно,
что оно произойдет. Его обозначают буквой ?.

.

Ai и пересечение D=?Аi этих событий.

.

2.Вероятность.

Теория вероятностей изучает случайные события. Это значит, что до
определенного момента времени, вообще говоря, нельзя сказать заранее о
случайном событии А произойдет это событие или нет. Только после этого
момента реализуется определенность: Да, событие А произошло, или
наоборот Нет, событие А не произошло, т.е. произошло событие А*.

Каждому из рассматриваемых случайных событий приписывается число
P,0?P?1(P(A),P(B),P(C),…), которое называется его вероятностью. Это
число характеризует шансы, что соответствующее событие произойдет. На
практике для интересующих событий числа P назначаются, исходя из опыта и
здравого смысла. Когда говорят о событиях, оговаривают обстоятельства,
при которых рассматриваются эти события.

Ai)=Р(A1)+Р(A2)+…+Р(Ak). Поэтому Р(A)+Р(A*)=1.

Например, если подбрасывается хорошо сбалансированная монета, то
вероятность того события A, что она упадет орлом вверх принимается
равной 1/2, а вероятность противоположного события A*, то есть того, что
она упадет решкой вверх, принимается тоже равной 1/2. При этом событие,
состоящее в том, что монета встанет и останется стоять на ребре,
принимается за невозможное. Если бросают игральную кость, то вероятность
того, что выпадет, например, четыре очка, принимается равной 1/6.
Вероятность противоположного события, то есть того, что выпадет
какое-либо число очков, не равное четырем, принимается равной 5/6. Если
из хорошо перетасованной колоды в пятьдесят две карты вынимают наугад
одну карту, то вероятность того, что вынут короля, равна 4/52=1/13 и т.
д.

Говорят, что некоторое событие B благоприятствует событию A, если всякий
раз как происходит событие B, происходит и событие A. Принимают
следующее соглашение. Если из n всех возможных непересекающихся
равновозможных событий, то есть таких, для которых вероятности
полагаются равными, некоторому событию A благоприятствует m из таких
равновозможных случаев, то принимают

Р(A)=m/n. (2.1)

,i?j. Поэтому и принимают Р(А)=m/n=4/52=1/13.

Данное определение вероятности через благоприятствующие равновозможные
непересекающиеся события называют часто классическим определением
вероятности. Оно подтверждается на практике в виде закона больших чисел.
Он проявляется следующим образом. Если сделать большое число n*
испытаний, в каждом из которых может появиться событие A, то в
результате оказывается, что число m* появлений события A оказывается как
правило очень близким к величине Р(A), то есть выполняется с
вероятностью очень близкой к единице – практически обязательно, с
большой степенью точности приближенное равенство

m*/n* ? m/n=Р(A) (2.2)

Условной вероятностью события А по событию В называют величину Р(А|В),
которая дает равенство Р(А?В)=Р(A|B)·P(B). Смысл этого определения
таков. Условная вероятность оценивает шансы осуществления события А,
когда известно, что произошло событие В.

События А и В называются независимыми, если Р(A|B)=P(A). Тогда
Р(А?В)=Р(A)·P(B). Иначе говоря, события А и В независимы, когда
вероятность осуществления события А не зависит от того, осуществилось
или нет событие В. И наоборот, вероятность осуществления события В не
зависит от осуществления события А.

Например, пусть бросают две не связанные друг с другом игральные кости.
Пусть событие А–на первой кости выпало 4 очка. Событие В–на второй кости
выпало 2 очка. Тогда Р(А)=1/6,Р(В)=1/6. События А и В естественно
полагать независимыми. Стало быть, полагаем Р(А|B)=P(A), P(B|A)=P(B) и
P(А?В)=P(A)·P(B)=1/6·1/6=1/36. То есть вероятность события С=А?В – на
первой кости выпало 2 очка и при этом на второй кости выпало 4 очка
равна 1/36.

j, вообще говоря, не следует независимость событий A1,A2,…,Ak в
совокупности. В этом можно убедиться на конкретном примере.

появления событий А определяется формулой

(2.3)

будет устойчиво приближаться к некоторой фиксированной величине Р(А) и
отклоняться от нее тем меньше и реже, чем больше n*. Эта величина и
является вероятностью P события А. Если в теории вероятность Р(А)
определена правильно, то оказывается, что теоретическое число Р(А)
совпадает с описанным выше практическим пределом. Это обстоятельство и
позволяет численно оценивать вероятность случайного события в теории.

3.Формула Бейеса.

Пусть мы знаем вероятности событий А и В: Р(А) и Р(В). И пусть мы знаем
условную вероятность события А по В: Р(A|B). Как найти условную
вероятность P(B|A). На этот вопрос отвечает формула Бейеса.

Р(B|A)=P(A|B)·P(B)/P(A) (3.1)

0.

Формула Бейеса выводится из следующих равенств

А)=Р(В|A)·P(A) (3.2)

B)=Р(A|B)·P(B) (3.3)

причем

B) (3.4)

B. В случае Р(А)=0 принимаю обычно, что Р(В|A) есть величина
неопределенная.

4.Формула полной вероятности.

. То есть

(4.1)

(4.2)

Пусть мы знаем условные вероятности некоторого события А по Еi: Р(А|Ei)
и вероятности Р(Ei), i=1,…,n. Справедлива следующая формула полной
вероятности для события А

Р(А)=Р(A|E1)·P(E1)+…+P(A|En)·P(En) (4.3)

Доказательство этой формулы вытекает из следующих равенств

En)=

=Р(A|E1)·P(E1)+…+P(A|En)·P(En) (4.4)

Из элементарной формулы Бейеса (3.1) и формулы полной вероятности (4.3)
вытекает следующая более полная формула Бейеса

Р(Еi|A)=P(A|Ei)·P(Ei)/(Р(A|E1)·P(E1)+…+P(A|En)·P(En)) (4.5)

5.Пример задачи для формулы полной вероятности.

Задача 5.1.

Пусть имеем три урны с шарами. В первой урне 7 белых и 3 черных шара. Во
второй урне 7 белых и 7 черных шаров. В третьей урне 3 белых и 7 черных
шаров. Наугад выбрали одну урну. Из этой урны наугад вынули шар.

Какова вероятность, что вынули белый шар?

Решение:

Пусть событие А – вынули белый шар, событие Ei – вынули шар из i-той
урны, i=1,2,3. Вероятности P(Ei) полагаем равными, т.е. Р(Ei)=1/3.
Вероятность Р(A|E1)=7/10, вероятность Р(А|E2)=7/14=1/2, вероятность
Р(А|E3)=3/10. Таким образом по формуле полной вероятности (4.3) имеем

Р(А)=Р(A|E1)·Р(E1)+Р(A|E2)·Р(E2)+Р(A|E3)·Р(E3)=

=(1/3)·(7/10+5/10+3/10)=(1/3)·15/10=1/2 (5.1)

Ответ: Вероятность вынуть белый шар равна 1/2.

6.Пример задачи для формулы Бейеса.

Задача 6.1.

Пусть имеем те же урны с теми же наборами шаров, как и в задаче (5.1).
Снова из выбранной наугад урны выбрали наугад шар. Оказалось, что вынули
черный шар.

Какова вероятность, что его вынули из третьей урны?

Решение:

Пусть В – событие, состоящее в том, что вынули черный шар. События Ei те
же, что и в решении задачи (5.1). Интересующая нас вероятность есть
условная вероятность Р(E3|B). По формуле Бейеса (4.5) имеем

Р(Е3|B)=P(B|E3)·P(E3)/(P(B|E1)·P(E1)+P(B|E2)·P(E2)+P(B|E3)·P(E3)) (6.1)

У нас: Р(Ei)=1/3, i=1,2,3, P(B|E1)=3/10, P(B|E2)=1/2, P(B|E3)=7/10.
Таким образом, получаем

Р(Е3|B)=(7/10)·(1/3)/((1/3)·(7/10+5/10+3/10))=(7/10)/(15/10)=7/15
(6.2)

Ответ: Вероятность того, что вынули шар из третьей урны, при условии,
что шар оказался черным равна 7/15.

7.Геометрические вероятности.

Как сказано выше, вычисление вероятности на основе несовместимых
равновозможных событий по формуле (2.1) называют обычно классическим
определением вероятности. Однако применяют и другие способы вычисления
вероятностей. Рассмотрим здесь геометрический способ вычисления
вероятностей. При этом способе случайные события трактуются, как такие
события, которые осуществляются, когда случайная точка попадает в ту или
иную область на некоторой прямой или на плоскости или в пространстве.
Поясним это подробнее на примере плоскости.

. См. например фиг.7.1.-7.4.

Фиг.7.1.

Фиг.7.2.

Фиг.7.3.

Фиг.7.4.

этой области полагают вероятность события А равной

(7.1)

не отдается никакого предпочтения.

. См. фиг.7.5.

Фиг.7.5.

Тогда по формуле (7.1) получаем

Р(А)=?/4 (7.2)

.

8.Пример задачи на геометрическую вероятность.

Задача 8.1.

. Они условились, что каждый пришедший ждет своего товарища в течение
15 минут или до момента времени t=1, если от момента прихода до момента
времени t=1 остается меньше 15 минут.

Какова вероятность, что Мария и Иван встретятся?

Решение:

См. фиг.8.1.

Фиг.8.1.

По формуле (7.1) получаем

=1–9/16=7/16 (8.1)

Ответ: Вероятность встречи Марии и Ивана равна 7/16.

9.Случайные величины.

Очень важным в теории вероятностей является понятие случайной величины
x. Это величина, для которой тот факт, что она принимает то или иное
значение, является случайным событием. Например, когда компьютеру на
одной из версий языка Pascal, дается команда x=random(1000)/1000, то
компьютер выдает случайным образом значение случайной величины х, 0?x?1.
При этом вероятность Р(A) события A={??x??, 0?????1} определяется
равенством

Р(А)=Р(??x??)=?–? (9.1)

Иначе говоря, здесь как раз вероятность того, что случайная величина х
принимает то или иное значение в пределах отрезка {??x??,0?????1},
определяется геометрически через длину этого отрезка.

.

.

10.Математическое ожидание.

, называют число, которое определяется равенством

i=k i=k

E(x)=?xi·Рi, ? Рi=1, Рi?0, i=1,…,k (10.1)

i=1 i=1

Например, в случае с игральной костью математическое ожидание количества
очков x, которое выпадет, будет согласно (10.1) числом

(10.2)

Смысл понятия математического ожидания раскрывается в законе больших
чисел. Этот закон проявляется следующим образом. Если сделать подряд
очень большое число n независимых испытаний при одинаковых условиях, и
таких, что каждый раз осуществляется одно из значений рассматриваемой
случайной величины х, то с вероятностью очень близкой к единице, то есть
практически наверняка и с большой степенью точности будет выполняться
приближенное равенство

(x(1)+x(2)+…+x(n))/n ? E(x) (10.3)

Здесь x(i)–значение случайной величины x, которое появляется в i-том
испытании. Закон больших чисел обоснован теоретически при определенных
аксиомах теории вероятностей и многократно подтвержден на практике.

(10.4)

)

(10.5)

11.Дисперсия случайной величины.

Дисперсией D(x) случайной величины х называют число, которое
определяется по формуле

(11.1)

определяется, как число i=k i=k j=k

(11.2)

i=1 i=1 j=1

Например, в случае с игральной костью для дисперсии D(x) получаем
следующее число

)=(1/6)?(25/4+9/4+1/4+1/4+9/4+25/4)=(1/6)?(35/2)=35/12 (11.3)

(11.4)

Важно заметить, что если случайные величины не являются независимыми, то
дисперсия их суммы не обязательно равна сумме их дисперсий.

12.Закон больших чисел.

случайной величины х, для которых выполняется условие

(12.1)

Из выражения для дисперсии (11.2) и из неравенства (12.1) вытекает
следующее неравенство

(12.2)

Здесь суммирование в (12.2) выполняется по тем индексам j, для которых
выполнено неравенство.

. Пусть математические ожидания и дисперсии всех этих независимых
случайных величин одинаковы. Тогда согласно материалу из разделов 10,11
для суммы

(12.3)

этих случайных величин и из (12.2) получаем следующее неравенство

(12.4)

. Поэтому из (12.4) получаем неравенство

(12.5)

Введем число ?=M/n. Тогда из (12.5) получаем неравенство

(12.6)

Отсюда для противоположного события

(12.7)

из (12.6) получаем следующее неравенство П.Л.Чебышева

(12.8)

Таким образом, из (12.8) получается закон больших чисел П.Л.Чебышева:

Для любого сколь угодно малого положительного числа ? и числа ?<1 найдется такое число N, что при числе испытаний n>N, будет справедливо
неравенство

(12.9)

, то есть

(12.10)

мы ни выбрали, если сделать количество n независимых испытаний больше,
чем число N, то среднее значение случайной величины будет отличаться от
математического ожидания меньше, чем на ? с вероятностью большей, чем ?.
Иначе говоря, при неограниченном увеличении числа независимых испытаний
среднее значение случайной величины стремится к математическому ожиданию
Е с вероятностью, приближающейся к единице.

13.Испытания по схеме Бернулли.

i. Рассмотрим здесь такой частный случай, когда все вероятности Рi
равны друг другу и равны p,0‹p‹1. То есть

Р(Аi)=p, P(Ai*)=q, q=1-p, 0‹p‹1, 0‹q‹1, i=1,…,n (13.1)

оказывается в четверти круга, вписанного в квадрат и имеющего радиус
равный единице (см.раздел7). Согласно (7.2) имеем

(13.2)

Справедливо следующее утверждение.

Теорема Бернулли: Пусть производится n испытаний по схеме Бернулли.
Пусть события Аi осуществились в m испытаниях.

найдется такое натуральное число N, что при числе испытаний n>N будет
справедливо неравенство

(13.3)

. Имеем

q=p (13.4)

?q=p?q?(q+p)=p?q?1=p?q (13.5)

Так как в нашем случае

(13.6)

то из закона больших чисел (12.9),(12.10) получаем неравенство (13.3),
если только

(13.7)

Это и доказывает теорему Бернулли.

, то нам надо сделать испытания по схеме Бернулли в соответствии с
разделом 7, т.е. получить согласно текущему разделу неравенство

P(|m/n–?/4|<0.01)>0.99 (13.8)

Для этого согласно (13.7) достаточно выбрать число

(13.9)

с большим запасом.

Такое испытание было сделано на компьютере по программе, приведенной в
следующем разделе. Получилось

4?m/n=3.1424 (13.10)

Мы знаем, что число ?=3.1415925626…. То есть действительно получилось
число с точностью по крайней мере до 0.01.

14.Программа вычисления числа ? по схеме Бернулли.

CLS

INPUT “Введите n=”, n

RANDOMIZE

FOR i = 1 TO n

x = RND

y = RND

IF (x * x + y * y) < 1 THEN m = m + 1 ELSE m = mNEXT ipi = 4 * m / nPRINT "pi = ", pi15.Метод Монте-Карло.Испытания по схеме Бернулли составляют основу вычислительного метода, который предложил Фон-Нейман для расчета сложных процессов. Например, для расчетов при создании атомной бомбы. Этот метод он назвал методом Монте-Карло в честь города, в котором идет игра в рулетку. Суть этого метода состоит в том, что подбираются такие испытания по схеме Бернулли, в которых вероятности событий Аi и определяют интересующую вычислителя величину. Простейший пример вычисления по методу Монте-Карло и приведен в разделах 13,14 для числа ?. Особенно удобно вычислять методом Монте-Карло площади и объемы сложных фигур и тел.16.Стрельба по вепрю.Задача 16.1.:Три охотника стреляют по вепрю. Известно, что первый охотник попадает в цель с вероятностью 0.7. Второй – с вероятностью 0.5. Третий – с вероятностью 0.3. Результат стрельбы каждого из них не зависит от результатов стрельбы других. Все три охотника дали один залп.Какова вероятность, что в вепря попали 2 пули?Решение:Назовем попадание первого охотника событием А1, попадание второго – А2, попадание третьего – А3.Для того, чтобы попали две пули необходимо и достаточно, чтобы осуществилось одно и только одно из следующих трех несовместных событий:А3*А3А3Так как события попадания для разных стрелков независимы, то вероятности попадания равны произведению вероятностей. ПоэтомуР(В1)=Р(А1)?Р(А2)?Р(А3*)=0.7?0.5?0.7=0.245Р(В2)=Р(А1)?Р(А2*)?Р(А3)=0.7?0.5?0.3=0.105Р(В3)=Р(А1*)?Р(А2)?Р(А3)=0.3?0.5?0.7=0.105В3. Так как события В1,В2 и В3 несовместны, то вероятность объединения равна сумме вероятностей событий Вi,i=1,2,3Р(С)=Р(В1)+Р(В2)+Р(В3)=0.245+0.105+0.105=0.455 (16.1)Ответ: Вероятность, что попали 2 пули равна 0.455.Задача 16.2.:Те же охотники дали залп по другому вепрю. Известно, что попали 2 пули.Какова вероятность, что попал первый охотник?Решение:Интересующая нас вероятность есть условная вероятность Р(А1|С) события А1 при условии, что произошло событие С. По формуле Бейеса имеемР(А1|C)=P(C|A1)?P(A1)/P(C) (16.2)По определению условной вероятности P(C|A1) (3.1) и (3.2) имеемА1) (16.3)А1 происходит тогда и только тогда, когда происходит одно из двух несовместимых событийА1 (16.4)А1 (16.5)То есть имеемА1) (16.6)А1)=0.5?0.7?0.7+0.3?0.5?0.7==0.245+0.105=0.35 (16.7)Таким образом, согласно (16.2) для искомой условной вероятности Р(A1|C) получим значениеР(A1|C)=P(C|A1)?P(A1)/P(C)=0.35/0.455=0.769 (16.8)Ответ: Вероятность того, что попал первый охотник при условии, что попало в вепря две пули равна 0.769.17.Решение задач о встрече методом Монте-Карло.Рассматриваемые в этом разделе задачи являются обобщением задачи 8.1. по встрече из раздела 8.Задача 17.1.:. Каждый пришедший ждет своего товарища в течение 20 минут или до момента времени t=1, если от момента прихода до момента времени t=1 остается меньше 20 минут.Какова вероятность, что они все трое встретятся?Решение:и к тому же удовлетворяющих условиям(17.1)Поэтому(17.2). Вычислить объем тела|x–y|?1/3,|y–z|?1/3,|x–z|?1/3 (17.3). Тогда согласно геометрическому определению вероятности и закону больших чисел (см.разделы 7 и 12) полагаем(17.4). Равенство (17.4) выполняется с большой точностью и с большой вероятностью, если число испытаний n достаточно велико.Такие испытания, выполненные на компьютере при n=1000000 дали следующий результат0.259 (17.5)Ответ: Вероятность Р(А) того, что Мария, Иван и Петр все встретятся равна 0.259.Задача 17.2.:Условия задачи 17.2. повторяют условия задачи 17.1. Но вопрос в задаче 17.2. является таким.Какова вероятность, что встретятся по крайней мере двое из трех?Решение:Назовем событием В событие, что встретятся по крайней мере двое из трех. Повторим построения по аналогии с построением для задачи 17.1. Только в случае события В искомая вероятность Р(В) определяется формулойm/n (17.6), которое определяется условиями(17.7)где запятая заменяет логическую связку and.. Испытания при n=1000000 дали следующий результат0.964 (17.8)Ответ: Вероятность Р(В), что встретились по крайней мере двое из трех равна 0.964.Задача 17.3.:Условия задачи 17.3. повторяют условия задачи 17.2. Но вопрос в задаче 17.3. является таким.Какова вероятность, что встретятся двое и только двое из трех?Решение:Назовем событием С событие, что встретятся двое и только двое из трех. Повторим построения по аналогии с построением для задачи 17.2. Только в случае события С искомая вероятность Р(С) определяется формулойm/n (17.9), которое определяется условиями(17.10)где запятая заменяет логическую связку and.. Испытания при n=1000000 дали следующий результат0.520 (17.11)Ответ: Вероятность Р(C), что встретились двое и только двое из трех равна 0.520.Задача 17.4.:Условия задачи 17.4. повторяют условия задачи 17.3. Но вопрос в задаче 17.4. является таким.Какова вероятность, что не встретились никто из трех?Решение:Назовем событием D событие, что не встретится никто из трех. Повторим построения по аналогии с построением для задачи 17.3. Только в случае события D искомая вероятность Р(D) определяется формулойm/n (17.12), которое определяется условиями(17.13)где запятая заменяет логическую связку and.. Испытания при n=1000000 дали следующий результат0.037 (17.14)Ответ: Вероятность Р(D), что не встретятся никто из трех равна 0.037.Задача 17.5.:Условия задачи 17.5. повторяют условия задачи 17.3. Но вопрос в задаче 17.5. является таким.Какова вероятность, что встретится один из трех с каждым из двух других, но эти другие двое друг с другом не встретятся?Решение:Назовем событием Е событие, что встретится один из трех с каждым из двух других, но эти другие двое друг с другом не встретятся. Повторим построения по аналогии с построением для задачи 17.3. Только в случае события Е искомая вероятность Р(Е) определяется формулойm/n (17.15), которое определяется условиями(17.16)где запятая заменяет логическую связку and.. Испытания при n=1000000 дали следующий результат0.182 (17.17)Ответ: Вероятность Р(Е), что встретится один из трех с каждым из двух других, но эти другие двое друг с другом не встретятся равна 0.182.Проверка результатовР(А)+Р(С)+Р(Е)=Р(В) (17.18)0.964 (17.19)Р(В)+Р(D)=1 (17.20)1 (17.21)Программы, реализующие испытания по схеме Бернулли для задач 17.1.-17.5., приведены в разделе 18.18.Программы, реализующие испытания по схеме Бернулли для задач 17.1.-17.5.1. CLSINPUT "Введите количество испытаний n=", nRANDOMIZEFOR i = 1 TO nx = RNDy = RNDz = RNDIF (ABS(x - y) <= 1 / 3) AND (ABS(y - z) <= 1 / 3) AND (ABS(x - z) <= 1 / 3) THEN m = m + 1 ELSE m = mNEXT ip = m / nPRINT "p = ", p2. CLSINPUT "Введите количество испытаний n=", nRANDOMIZEFOR i = 1 TO nx = RNDy = RNDz = RNDIF ((ABS(x - y) <= 1 / 3)) OR ((ABS(x - z) <= 1 / 3)) OR ((ABS(z - y) <= 1 / 3)) THEN m = m + 1 ELSE m = mNEXT ip = m / nPRINT "p=", p3. CLSINPUT "Введите количество испытаний n=", nRANDOMIZEFOR i = 1 TO nx = RNDy = RNDz = RNDIF ((ABS(x - y) <= 1 / 3) AND (ABS(y - z) > 1 / 3) AND (ABS(x – z) > 1 /
3)) OR ((ABS(x – z) <= 1 / 3) AND (ABS(y - z) > 1 / 3) AND (ABS(x – y) >
1 / 3)) OR ((ABS(y – z) <= 1 / 3) AND (ABS(x - z) > 1 / 3) AND (ABS(x –
y) > 1 / 3)) THEN m = m + 1 ELSE m = m

NEXT i

p = m / n

PRINT “p=”, p

4. CLS

INPUT “Введите количество испытаний n=”, n

RANDOMIZE

FOR i = 1 TO n

x = RND

y = RND

z = RND

IF (ABS(x – y) > 1 / 3) AND (ABS(x – z) > 1 / 3) AND (ABS(z – y) > 1 /
3) THEN m = m + 1 ELSE m = m

NEXT i

p = m / n

PRINT “p=”, p

5. CLS

INPUT “Введите количество испытаний n=”, n

RANDOMIZE

FOR i = 1 TO n

x = RND

y = RND

z = RND

IF ((ABS(x – y) <= 1 / 3) AND (ABS(y - z) <= 1 / 3) AND (ABS(x - z) > 1
/ 3)) OR ((ABS(x – z) <= 1 / 3) AND (ABS(y - z) <= 1 / 3) AND (ABS(x - y) > 1 / 3)) OR ((ABS(y – z) > 1 / 3) AND (ABS(x – z) <= 1 / 3) AND (ABS(x - y) <= 1 / 3)) THEN m = m + 1 ELSE m = mNEXT ip = m / nPRINT "p=", pPAGE 1PAGE 11

Похожие документы
Обсуждение
    Заказать реферат
    UkrReferat.com. Всі права захищені. 2000-2019