WikiDer > Проблема с немецким танком

Эта статья может быть слишком техническим для большинства читателей, чтобы понять. Пожалуйста помогите улучшить это к сделать понятным для неспециалистов, не снимая технических деталей. (Ноябрь 2019) (Узнайте, как и когда удалить этот шаблон сообщения)

В течение Вторая Мировая Война, производство немецких танков типа Пантера была точно оценена разведкой союзников с использованием статистических методов

в статистическая теория из оценка, то Проблема с немецким танком состоит из оценки максимума дискретное равномерное распределение из отбор проб без замены. Проще говоря, предположим, что существует неизвестное количество элементов, которые последовательно пронумерованы от 1 до N. Производится случайная выборка этих предметов и отслеживаются их порядковые номера; проблема в том, чтобы оценить N от этих наблюдаемых чисел.

К проблеме можно подойти, используя либо частотный вывод или же Байесовский вывод, что приводит к разным результатам. Оценка максимума популяции на основе Один выборка дает разные результаты, тогда как оценка, основанная на несколько выборки - это практический вопрос оценки, ответ на который прост (особенно в случае частотного подхода), но не очевиден (особенно в байесовском контексте).

Проблема названа в честь ее исторического применения союзными войсками в Вторая Мировая Война к оценке ежемесячных темпов производства немецких танков по очень ограниченным данным. При этом использовалась производственная практика присвоения и прикрепления возрастающей последовательности серийных номеров к компонентам танка (шасси, коробка передач, двигатель, колеса), причем некоторые из танков в конечном итоге были захвачены в бою войсками союзников.

Предположения

Предполагается, что противник изготовил серию танков, маркированных последовательными целыми номерами, начиная с серийного номера 1. Кроме того, независимо от даты изготовления танка, истории обслуживания или серийного номера, которое он имеет, распределение по серийным номерам становится выявленный к анализу, является единообразным, вплоть до момента проведения анализа.

Пример

Расчетная численность популяции (N). Количество наблюдений в выборке k. Самый большой серийный номер образца - м. Частотный анализ показан пунктирными линиями. Байесовский анализ имеет сплошные желтые линии со средним значением и штриховкой, чтобы показать диапазон от минимально возможного значения до среднего плюс 1 стандартное отклонение). Пример показывает, если наблюдаются четыре резервуара и самый высокий порядковый номер - «60», частотный анализ предсказывает 74, тогда как байесовский анализ предсказывает среднее значение 88,5 и стандартное отклонение 138,72 - 88,5 = 50,22 и минимум 60 резервуаров. В файл SVG, наведите указатель мыши на график, чтобы выделить его.

Предположим, что танкам присвоены последовательные серийные номера, начинающиеся с 1, предположим, что захвачено четыре танка и у них есть серийные номера: 19, 40, 42 и 60.

В частотник Подход прогнозирует, что общее количество произведенных танков составит:

${displaystyle Napprox 74}$

В Байесовский подход предсказывает, что медиана количество произведенных танков будет очень похоже на частотный прогноз:

${displaystyle N_ {med} примерно 74,5}$

тогда как байесовский иметь в виду прогнозирует, что количество произведенных танков составит:

${displaystyle N_ {av} около 89}$

Позволять N равно общему прогнозируемому произведению танков, м равен наивысшему наблюдаемому серийному номеру и k равно количеству захваченных танков.

Частотный прогноз рассчитывается как:

${displaystyle Napprox m + {frac {m} {k}} - 1 = 74}$

Байесовская медиана рассчитывается как:

${displaystyle N_ {med} приблизительно m + {frac {mln (2)} {k-1}} = 74,5}$

Среднее байесовское значение рассчитывается как:

${displaystyle N_ {av} приблизительно (m-1) {frac {k-1} {k-2}} = 89}$

Оба байесовских вычисления основаны на следующих функция массы вероятности:

${displaystyle Pr (N = n) = {egin {case} 0 & {ext {if}} n$

Это распределение имеет положительный перекос, связанных с тем, что танков не менее 60. Из-за этой асимметрии среднее значение может быть не самой значимой оценкой. В медиана в этом примере - 74,5, что хорошо согласуется с частотной формулой. С помощью Приближение Стирлинга, байесовская функция вероятности может быть аппроксимирована как

${displaystyle Pr (N = n) приблизительно {egin {case} 0 & {ext {if}} n$

что приводит к следующему приближению для медианы:

${displaystyle N_ {med} около m + {frac {mln (2)} {k-1}}}$

Наконец, средняя оценка по байесовскому методу и ее отклонение вычисляются как:

${displaystyle {egin {выровнено} N & приблизительно mu pm sigma = 89pm 50, [5pt] mu & = (m-1) {frac {k-1} {k-2}}, [5pt] sigma & = {sqrt {frac {(k-1) (m-1) (m-k + 1)} {(k-3) (k-2) ^ {2}}}}. конец {выровнено}}}$

Историческая проблема

Погрузка танков "Пантера" для транспортировки в передовые части, 1943 г.

В ходе войны Западные союзники прилагали постоянные усилия для определения масштабов производства в Германии и подходили к этому двумя основными способами: обычным сбором разведданных и статистической оценкой. Во многих случаях статистический анализ существенно улучшил обычный интеллект. В некоторых случаях обычный интеллект использовался в сочетании со статистическими методами, как это было в случае оценки Танк пантера производство непосредственно перед День Д.

Союзное командование считало Panzer V Танки (Panther), замеченные в Италии, с их высокоскоростными длинноствольными орудиями калибра 75 мм / L70, были необычными тяжелыми танками и их можно было увидеть только на севере Франции в небольшом количестве, почти так же, как и Тигр I был замечен в Тунисе. Армия США была уверена, что Танк Шерман будет продолжать работать хорошо, как и в сравнении с Panzer III и Panzer IV танки в Северной Африке и Сицилии.^[а] Незадолго до дня высадки ходили слухи, что использовалось большое количество танков Panzer V.

Чтобы определить, так ли это, союзники попытались оценить количество производимых танков. Для этого использовали серийные номера трофейных или уничтоженных танков. В качестве основных используемых чисел использовались номера коробок передач, поскольку они распадались в двух непрерывных последовательностях. Также использовались номера шасси и двигателя, но их использование было более сложным. Различные другие компоненты были использованы для перекрестной проверки анализа. Аналогичные анализы были выполнены на колесах, которые, как наблюдали, были последовательно пронумерованы (т. Е. 1, 2, 3, ...,N).^{[2][страница нужна][b][3][4]}

Анализ цистерн позволил оценить количество использованных колесных форм. Затем в ходе обсуждения с британскими производителями опорных катков было оценено количество колес, которое можно было бы изготовить из такого количества форм, что дало количество танков, производимых ежемесячно. Анализ колес от двух танков (32 опорных катка каждый, всего 64 опорных катка) дал оценку 270 танков, произведенных в феврале 1944 года, что значительно больше, чем предполагалось ранее.^[5]

Немецкие рекорды после войны показали, что производство в феврале 1944 года составило 276 единиц.^[6][c] Статистический подход оказался гораздо более точным, чем обычные методы разведки, и фраза «проблема немецких танков» стала использоваться в качестве дескриптора для этого типа статистического анализа.

Оценка производства была не единственным использованием этого анализа серийных номеров. Он также использовался для понимания немецкого производства в более общем плане, включая количество фабрик, относительную важность фабрик, длину цепочки поставок (основанную на задержке между производством и использованием), изменения в производстве и использование ресурсов, таких как каучук.

Конкретные данные

Согласно общепринятым оценкам разведки союзников, в период с июня 1940 по сентябрь 1942 года немцы производили около 1400 танков в месяц. Если применить приведенную ниже формулу к серийным номерам трофейных танков, то получилось 246 танков в месяц. После войны захваченные данные о производстве в Германии из министерства Альберт Шпеер показал фактическое число 245.^[3]

Оценки для некоторых конкретных месяцев представлены как:^[7]

Подобные анализы

V-2 производство ракет точно оценивалось статистическими методами

Подобный анализ серийных номеров использовался для другой военной техники во время Второй мировой войны, наиболее успешно для V-2 ракета.^[8]

Заводская маркировка советской военной техники была проанализирована во время Корейская война, и немецкой разведкой во время Второй мировой войны.^[9]

В 1980-х годах некоторым американцам был предоставлен доступ к производственной линии израильской Меркава танки. Производственные номера были засекречены, но у танков были серийные номера, позволяющие оценить производство.^[10]

Формула использовалась в невоенном контексте, например, для оценки количества Коммодор 64 компьютеров, где результат (12,5 млн) совпадает с нижними оценками.^[11]

Контрмеры

Эта секция не цитировать любой источники. Пожалуйста помоги улучшить этот раздел к добавление цитат в надежные источники. Материал, не полученный от источника, может быть оспорен и удаленный. (Январь 2013) (Узнайте, как и когда удалить этот шаблон сообщения)

Чтобы затруднить анализ серийных номеров, серийные номера можно исключить или сократить полезную вспомогательную информацию. В качестве альтернативы можно использовать серийные номера, которые не поддаются криптоанализу, наиболее эффективно путем случайного выбора номеров без замены из списка, который намного превышает количество произведенных объектов (сравните одноразовый блокнот), либо создать случайные числа и сравнить их со списком уже присвоенных номеров; коллизии вероятны, если возможное количество цифр не более чем в два раза превышает количество цифр в количестве произведенных объектов (где серийный номер может быть в любом основании); видеть проблема дня рождения.^[d] Для этого криптографически безопасный генератор псевдослучайных чисел может быть использовано. Все эти методы требуют использования таблицы поиска (или взлома шифра) для перехода от серийного номера к производственному заказу, что усложняет использование серийных номеров: например, ряд серийных номеров не может быть вызван, но каждый должен быть найден индивидуально, или созданный список.

В качестве альтернативы последовательные серийные номера можно зашифровать с помощью простого подстановочный шифр, который позволяет легко декодировать, но также легко ломается атака с известным открытым текстом: даже если начать с произвольной точки, открытый текст имеет шаблон (а именно, числа расположены последовательно). Один пример приведен в Кен Фоллеттроман Код на ноль, где шифрование Юпитер-C Серийные номера ракет задаются:

Кодовое слово здесь Huntsville (без повторения букв), чтобы получить 10-буквенный ключ. Таким образом, ракета номер 13 была «HN», а ракета номер 24 - «UT».

Надежное шифрование серийных номеров без их расширения может быть достигнуто с помощью шифрование с сохранением формата. Вместо того, чтобы хранить действительно случайную перестановку на множестве всех возможных серийных номеров в большой таблице, такие алгоритмы будут выводить псевдослучайную перестановку из секретного ключа. Затем безопасность можно определить как псевдослучайную перестановку, неотличимую от действительно случайной перестановки для злоумышленника, который не знает ключа.

Частотный анализ

Несмещенная оценка минимальной дисперсии

За точечная оценка (оценивая одно значение в целом, ${displaystyle {widehat {N}}}$), несмещенная оценка с минимальной дисперсией (Оценка MVUE или UMVU) определяется по формуле:^[e]

${displaystyle {widehat {N}} = m (1 + k ^ {- 1}) - 1,}$

куда м - наибольший наблюдаемый серийный номер (максимум выборки) и k количество наблюдаемых танков (размер образца).^[10][12] Обратите внимание, что после того, как серийный номер был обнаружен, он больше не находится в пуле и больше не будет наблюдаться.

Это имеет отклонение^[10]

${displaystyle operatorname {var} left ({widehat {N}} ight) = {frac {1} {k}} {frac {(Nk) (N + 1)} {(k + 2)}} приблизительно {frac { N ^ {2}} {k ^ {2}}} {ext {для небольших образцов}} kll N,}$

Итак стандартное отклонение примерно N/k, ожидаемый размер разрыва между отсортированными наблюдениями в выборке.

Формулу можно интуитивно понимать как максимум выборки плюс средний разрыв между наблюдениями в выборке, причем максимум выборки выбирается в качестве начальной оценки, поскольку он оценщик максимального правдоподобия,^[f] с добавлением разрыва для компенсации отрицательного смещения максимума выборки в качестве оценки максимума совокупности,^[грамм] и написано как

${displaystyle {widehat {N}} = m + {frac {m-k} {k}} = m + mk ^ {- 1} -1 = m (1 + k ^ {- 1}) - 1.}$

Это можно визуализировать, представив, что наблюдения в выборке равномерно распределены по всему диапазону, а дополнительные наблюдения находятся только за пределами диапазона при 0 и N + 1. Если начать с начального разрыва между 0 и самым низким наблюдением в выборке (минимумом выборки), средний разрыв между последовательными наблюдениями в выборке составляет ${displaystyle (m-k) / k}$; в ${displaystyle -k}$ потому что сами наблюдения не учитываются при вычислении разрыва между наблюдениями.^[час]. Расчет ожидаемого значения и дисперсия максимума выборки показаны на странице дискретное равномерное распределение.

Эта философия формализована и обобщена в методе оценка максимального интервала; аналогичная эвристика используется для положение на графике в Q – Q график, построение точек выборки в k / (п + 1), которая находится на равномерном распределении, с зазором на конце.

Доверительные интервалы

Вместо или в дополнение к точка оценка, интервал оценка может выполняться, например, доверительные интервалыИх легко вычислить, основываясь на наблюдении, что вероятность того, что k наблюдения в выборке попадут в интервал, покрывающий п диапазона (0 ≤п ≤ 1) является п^k (при условии, что в этом разделе рисунки с замена, чтобы упростить вычисления; если ничьи без замены, это завышает вероятность, и интервалы будут слишком консервативными).

Таким образом выборочное распределение квантиля максимума выборки - график Икс^1/k от 0 до 1: п-го к q-й квантиль максимума выборки м интервал [п^1/kN, q^1/kN]. Инвертирование этого дает соответствующий доверительный интервал для максимума совокупности [м/q^1/k, м/п^1/k].

Например, взяв симметричный 95% интервал п = 2,5% и q = 97,5% для k = 5 дает 0,025^1/5 ≈ 0.48, 0.975^1/5 ≈ 0,995, поэтому доверительный интервал составляет приблизительно [1,005м, 2.08м]. Нижняя граница очень близка к м, поэтому более информативным является асимметричный доверительный интервал от п = От 5% до 100%; за k = 5 это дает 0,05^1/5 ≈ 0,55 и интервал [м, 1.82м].

В более общем плане 95% доверительный интервал (смещенный вниз) равен [м, м/0.05^1/k] = [м, м·20^{1 / к}]. Для ряда k значения, с оценкой баллов UMVU (плюс 1 для удобочитаемости) для справки, это дает:

Непосредственные наблюдения:

• Для небольших размеров выборки доверительный интервал очень велик, что отражает большую неопределенность в оценке.
• Диапазон быстро сокращается, отражая экспоненциально убывающую вероятность того, что все наблюдения в выборке будут значительно ниже максимума.
• Доверительный интервал демонстрирует положительный перекос, поскольку N никогда не может быть ниже максимума выборки, но потенциально может быть произвольно выше него.

Обратите внимание, что м/k нельзя использовать наивно (а точнее (м + м/k − 1)/k) как оценку стандартная ошибка SE, поскольку стандартная ошибка оценки основана на численность населения максимум (параметр), и использование оценки для оценки ошибки в этой самой оценке круговое рассуждение.

Байесовский анализ

Байесовский подход к проблеме немецких танков заключается в рассмотрении достоверности ${displaystyle scriptstyle (N = nmid M = m, K = k)}$ что количество танков противника ${displaystyle scriptstyle N}$ равно числу ${displaystyle scriptstyle n}$, когда количество наблюдаемых танков, ${displaystyle scriptstyle K}$ равно числу ${displaystyle scriptstyle k}$, и максимально наблюдаемый серийный номер ${displaystyle scriptstyle M}$ равно числу ${displaystyle scriptstyle m}$. Ответ на этот вопрос зависит от выбора априора для ${displaystyle scriptstyle N}$. Можно продолжить использование надлежащего априорного распределения, например, распределения Пуассона или отрицательного биномиального распределения, где можно получить замкнутую формулу для апостериорного среднего и апостериорной дисперсии.^[13] Альтернативой является использование прямых вычислений, как показано ниже.

Для краткости ниже ${displaystyle scriptstyle (N = nmid M = m, K = k)}$ написано ${displaystyle scriptstyle (nmid m, k)}$

Условная возможность

Правило для условная возможность дает

${displaystyle (nmid m, k) (mmid k) = (mmid n, k) (nmid k) = (m, nmid k)}$

Вероятность M знание N и K

Выражение

${displaystyle (mmid n, k) = (M = mmid N = n, K = k)}$

- условная вероятность того, что максимальный серийный номер будет соблюден, M, равно м, когда количество танков противника, N, как известно, равно п, и количество наблюдаемых танков противника, K, как известно, равно k.

это

${displaystyle (mmid n, k) = {inom {m-1} {k-1}} {inom {n} {k}} ^ {- 1} [kleq m] [mleq n]}$

куда ${displaystyle scriptstyle {inom {n} {k}}}$ это биномиальный коэффициент и ${displaystyle scriptstyle [kleq n]}$ является Кронштейн Айверсона.

Выражение можно получить следующим образом: ${displaystyle (mmid n, k)}$ отвечает на вопрос: «Какова вероятность конкретного серийного номера ${displaystyle m}$ является наибольшим числом, наблюдаемым в выборке ${displaystyle k}$ танков, учитывая, что есть ${displaystyle n}$ всего танков? "

Можно думать об образце размера ${displaystyle k}$ быть результатом ${displaystyle k}$ индивидуальные розыгрыши. Предполагать ${displaystyle m}$ соблюдается по номеру розыгрыша ${displaystyle d}$. Вероятность этого:

${displaystyle underbrace {{frac {m-1} {n}} cdot {frac {m-2} {n-1}} cdot {frac {m-3} {n-2}} cdots {frac {m-d) +1} {n-d + 2}}} _ {ext {d-1 - times}} cdot underbrace {frac {1} {n-d + 1}} _ {ext {draw no. d}} cdot underbrace {{frac {md} {nd}} cdot {frac {md-1} {nd-1}} cdots {frac {md- (kd-1)} {nd- (kd-1)} }} _ {kd-times} = {frac {(nk)!} {n!}} cdot {frac {(m-1)!} {(mk)!}}.}.}$

Как видно из правой части, это выражение не зависит от ${displaystyle d}$ и поэтому то же самое для каждого ${displaystyle dleq k}$. В качестве ${displaystyle m}$ можно нарисовать на ${displaystyle k}$ разные розыгрыши, вероятность каких-то конкретных ${displaystyle m}$ самый крупный из наблюдаемых ${displaystyle k}$ умноженная на вышеуказанную вероятность:

${displaystyle (mmid n, k) = kcdot {frac {(nk)!} {n!}} cdot {frac {(m-1)!} {(mk)!}} = {inom {m-1} { k-1}} {inom {n} {k}} ^ {- 1}.}$

Вероятность M только зная K

Выражение ${displaystyle scriptstyle (mmid k) = (M = mmid K = k)}$ вероятность того, что максимальный серийный номер равен м однажды k танки наблюдались, но до того, как действительно были обнаружены серийные номера.

Выражение ${displaystyle scriptstyle (mmid k)}$ можно переписать в терминах других величин путем маргинализации по всем возможным ${displaystyle scriptstyle n}$.

${displaystyle {egin {выравнивается} (mmid k) & = (mmid k) cdot 1 & = (mmid k) {sum _ {n = 0} ^ {infty} (nmid m, k)} & = (mmid k) {sum _ {n = 0} ^ {infty} (mmid n, k) {frac {(nmid k)} {(mmid k)}}} & = sum _ {n = 0} ^ {infty} (mmid n, k) (nmid k) конец {выровнено}}}$

Доверие к N только зная K

Выражение

${displaystyle (nmid k) = (N = nmid K = k)}$

достоверность того, что общее количество танков, N, равно п когда число K наблюдаемые танки известны как k, но раньше серийные номера не наблюдались. Предположим, что это какой-то дискретное равномерное распределение

${displaystyle (nmid k) = (Omega -k) ^ {- 1} [kleq n] [n$

Верхний предел ${displaystyle Omega}$ должно быть конечным, поскольку функция

${displaystyle f (n) = lim _ {Omega ightarrow infty} (Omega -k) ^ {- 1} [kleq n] [n$

не является функцией распределения масс.

Доверие к N знание M и K

${displaystyle (nmid m, k) = (mmid n, k) left (sum _ {n = m} ^ {Omega -1} (mmid n, k) ight) ^ {- 1} [mleq n] [n < Омега]}$

Если k ≥ 2, то ${displaystyle scriptstyle sum _ {n = m} ^ {infty} (mmid n, k)$, а нежелательная переменная ${displaystyle scriptstyle Omega}$ исчезает из выражения.

${displaystyle (nmid m, k) = (mmid n, k) left (sum _ {n = m} ^ {infty} (mmid n, k) ight) ^ {- 1} [mleq n]}$

За k ≥ 1 Режим распределения количества танков противника составляет м.

За k ≥ 2, вероятность того, что количество танков противника равно ${displaystyle n}$, является

${displaystyle (N = nmid m, k) = (k-1) {inom {m-1} {k-1}} k ^ {- 1} {inom {n} {k}} ^ {- 1} [ mleq n]}$

Достоверность того, что количество танков противника, N, является больше чем n, является

${displaystyle (N> nmid m, k) = {egin {case} 1 & {ext {if}} n$

Среднее значение и стандартное отклонение

За k ≥ 3, N имеет конечный среднее значение:

${displaystyle (m-1) (k-1) (k-2) ^ {- 1}}$

За k ≥ 4, N имеет конечный стандартное отклонение:

${displaystyle (k-1) ^ {1/2} (k-2) ^ {- 1} (k-3) ^ {- 1/2} (m-1) ^ {1/2} (m + 1) -k) ^ {1/2}}$

Эти формулы выводятся ниже.

Формула суммирования

Следующее тождество биномиальных коэффициентов используется ниже для упрощения серии относящиеся к немецкой танковой проблеме.

${displaystyle sum _ {n = m} ^ {infty} {frac {1} {inom {n} {k}}} = {frac {k} {k-1}} {frac {1} {inom {m- 1} {k-1}}}}$

Эта формула суммы несколько аналогична интегральной формуле

${displaystyle int _ {n = m} ^ {infty} {frac {dn} {n ^ {k}}} = {frac {1} {k-1}} {frac {1} {m ^ {k-1 }}}}$

Эти формулы применяются для k > 1.

Один танк

Наблюдение за одним танком случайным образом из популяции п танки дает серийный номер м с вероятностью 1 /п за м ≤ п, и нулевая вероятность для м > п. С помощью Кронштейн Айверсона обозначение это написано

${displaystyle (M = mmid N = n, K = 1) = (mmid n) = {frac {[mleq n]} {n}}}$

Это условная функция распределения масс вероятности ${displaystyle scriptstyle m}$.

Если рассматривать функцию п для фиксированного м это функция правдоподобия.

${displaystyle {mathcal {L}} (n) = {frac {[ngeq m]} {n}}}$

В максимальная вероятность оценка общего количества танков составляет N₀ = м.

Предельное правдоподобие (т.е. маргинальное по всем моделям) составляет бесконечный, будучи хвостом гармонический ряд.

${displaystyle sum _ {n} {mathcal {L}} (n) = sum _ {n = m} ^ {infty} {frac {1} {n}} = infty}$

но

${displaystyle {egin {align} sum _ {n} {mathcal {L}} (n) [n$

куда ${displaystyle H_ {n}}$ это номер гармоники.

Функция распределения массы достоверности зависит от априорного предела ${displaystyle scriptstyle Omega}$:

${displaystyle {egin {выровнено} & (N = nmid M = m, K = 1) [5pt] = {} & (nmid m) = {frac {[mleq n]} {n}} {frac {[n$

Среднее значение ${displaystyle scriptstyle N}$ является

${displaystyle {egin {align} sum _ {n} ncdot (nmid m) & = sum _ {n = m} ^ {Omega -1} {frac {1} {H_ {Omega -1} -H_ {m-1) }}} [5pt] & = {frac {Omega -m} {H_ {Omega -1} -H_ {m-1}}} [5pt] & приблизительно {frac {Omega -m} {log left ({frac {Омега -1} {м-1}} ight)}} конец {выровнено}}}$

Два танка

Если наблюдаются два резервуара, а не один, то вероятность того, что больший из двух наблюдаемых серийных номеров равен м, является

${displaystyle (M = mmid N = n, K = 2) = (mmid n) = [mleq n] {гидроразрыв {m-1} {inom {n} {2}}}}$

Если рассматривать функцию п для фиксированного м это функция правдоподобия

${displaystyle {mathcal {L}} (n) = [ngeq m] {frac {m-1} {inom {n} {2}}}}$

Общая вероятность составляет

${displaystyle {egin {align} sum _ {n} {mathcal {L}} (n) & = {frac {m-1} {1}} sum _ {n = m} ^ {infty} {frac {1} {inom {n} {2}}} [4pt] & = {frac {m-1} {1}} cdot {frac {2} {2-1}} cdot {frac {1} {inom {m- 1} {2-1}}} [4pt] & = 2end {выровнено}}}$

а функция распределения массы достоверности равна

${displaystyle {egin {выровнено} & (N = nmid M = m, K = 2) [4pt] = {} & (nmid m) [4pt] = {} & {frac {{mathcal {L}} ( n)} {sum _ {n} {mathcal {L}} (n)}} [4pt] = {} & [ngeq m] {frac {m-1} {n (n-1)}} конец { выровнен}}}$

В медиана ${displaystyle scriptstyle {ilde {N}}}$ удовлетворяет

${displaystyle sum _ {n} [ngeq {ilde {N}}] (nmid m) = {frac {1} {2}}}$

так

${displaystyle {frac {m-1} {{ilde {N}} - 1}} = {frac {1} {2}}}$

и поэтому медиана

${displaystyle {ilde {N}} = 2m-1}$

но среднее значение N бесконечно

${displaystyle mu = sum _ {n} ncdot (nmid m) = {frac {m-1} {1}} sum _ {n = m} ^ {infty} {frac {1} {n-1}} = infty }$

Много танков

Функция распределения достоверности по массе

Условная вероятность того, что наибольшее из k наблюдения взяты из порядковых номеров {1, ...,п}, равно м, является

${Displaystyle {начало {выровнено} & (M = mmid N = n, K = kgeq 2) = {} & (mmid n, k) = {} & [mleq n] {frac {inom {m-1} {k-1}} {inom {n} {k}}} конец {выровнено}}}$

Функция правдоподобия п такое же выражение

${displaystyle {mathcal {L}} (n) = [ngeq m] {frac {inom {m-1} {k-1}} {inom {n} {k}}}}$

Общее правдоподобие конечно для k ≥ 2:

${displaystyle {egin {align} sum _ {n} {mathcal {L}} (n) & = {frac {inom {m-1} {k-1}} {1}} sum _ {n = m} ^ {infty} {1 над {inom {n} {k}}} & = {frac {inom {m-1} {k-1}} {1}} cdot {frac {k} {k-1}} cdot {frac {1} {inom {m-1} {k-1}}} & = {frac {k} {k-1}} конец {выровнено}}}$

Функция распределения массы достоверности:

${Displaystyle {egin {выровнено} & (N = nmid M = m, K = kgeq 2) = (nmid m, k) = {} & {frac {{mathcal {L}} (n)} {sum _ { n} {mathcal {L}} (n)}} = {} & [ngeq m] {frac {k-1} {k}} {frac {inom {m-1} {k-1}} {inom {n} {k}}} = {} & [ngeq m] {frac {m-1} {n}} {frac {inom {m-2} {k-2}} {inom {n-1} {k-1}}} = {} & [ngeq m] {frac {m-1} {n}} {frac {m-2} {n-1}} {frac {k-1} {k- 2}} {frac {inom {m-3} {k-3}} {inom {n-2} {k-2}}} конец {выровнено}}}$

В дополнительная кумулятивная функция распределения достоверность того, что N > Икс

${displaystyle {egin {выровнено} & (N> xmid M = m, K = k) [4pt] = {} & {egin {case} 1 & {ext {if}} x$

В кумулятивная функция распределения достоверность того, что N ≤ Икс

${displaystyle {egin {выровнено} & (Nleq xmid M = m, K = k) [4pt] = {} & 1- (N> xmid M = m, K = k) [4pt] = {} & [xgeq m] left (1- {frac {inom {m-1} {k-1}} {inom {x} {k-1}}} ight) конец {выровнено}}}$

Порядок величины

Порядок количества танков противника равен

${displaystyle {egin {выравнивается} mu & = sum _ {n} ncdot (N = nmid M = m, K = k) [4pt] & = sum _ {n} n [ngeq m] {frac {m-1 } {n}} {frac {inom {m-2} {k-2}} {inom {n-1} {k-1}}} [4pt] & = {frac {m-1} {1} } {frac {inom {m-2} {k-2}} {1}} sum _ {n = m} ^ {infty} {frac {1} {inom {n-1} {k-1}}} [4pt] & = {frac {m-1} {1}} {frac {inom {m-2} {k-2}} {1}} cdot {frac {k-1} {k-2}} {frac {1} {inom {m-2} {k-2}}} [4pt] & = {frac {m-1} {1}} {frac {k-1} {k-2}} конец {выровнено}}}$

Статистическая неопределенность

Статистическая неопределенность - это стандартное отклонение. σ, удовлетворяющая уравнению

${displaystyle sigma ^ {2} + mu ^ {2} = sum _ {n} n ^ {2} cdot (N = nmid M = m, K = k)}$

Так

${Displaystyle {egin {выровнено} сигма ^ {2} + mu ^ {2} -mu & = sum _ {n} n (n-1) cdot (N = nmid M = m, K = k) [4pt] & = sum _ {n = m} ^ {infty} n (n-1) {frac {m-1} {n}} {frac {m-2} {n-1}} {frac {k-1} {k-2}} {frac {inom {m-3} {k-3}} {inom {n-2} {k-2}}} [4pt] & = {frac {m-1} {1 }} {frac {m-2} {1}} {frac {k-1} {k-2}} cdot {frac {inom {m-3} {k-3}} {1}} sum _ {n = m} ^ {infty} {frac {1} {inom {n-2} {k-2}}} [4pt] & = {frac {m-1} {1}} {frac {m-2} {1}} {frac {k-1} {k-2}} {frac {inom {m-3} {k-3}} {1}} {frac {k-2} {k-3}} { frac {1} {inom {m-3} {k-3}}} [4pt] & = {frac {m-1} {1}} {frac {m-2} {1}} {frac {k -1} {k-3}} конец {выровнено}}}$

и

${displaystyle {egin {align} sigma & = {sqrt {{frac {m-1} {1}} {frac {m-2} {1}} {frac {k-1} {k-3}} + mu -mu ^ {2}}} [4pt] & = {sqrt {frac {(k-1) (m-1) (m-k + 1)} {(k-3) (k-2) ^ { 2}}}} конец {выровнен}}}$

В отношение дисперсии к среднему просто

${displaystyle {frac {sigma ^ {2}} {mu}} = {frac {m-k + 1} {(k-3) (k-2)}}}$

Смотрите также

• Отметить и отбить, другой метод оценки численности населения
• Оценка максимального интервала, который обобщает интуицию «предположить равномерно распределенную»
• Принцип Коперника и Линди эффект, аналогичные прогнозы продолжительности жизни, предполагающие только одно наблюдение в выборке (текущий возраст).
  • В Аргумент судного дня, приложение для оценки ожидаемого времени выживания человечества.
• Обобщенное распределение экстремальных значений, возможные предельные распределения максимума выборки (обратный вопрос).
• Максимальная вероятность
• Смещение оценщика
• Функция правдоподобия

дальнейшее чтение

• Гудман, Л. А. (1954). «Некоторые практические методы анализа серийных номеров». Журнал Американской статистической ассоциации. Американская статистическая ассоциация. 49 (265): 97–112. Дои:10.2307/2281038. JSTOR 2281038.

Примечания

Рекомендации

Процитированные работы