Thống kê sinh học docx

Cao Hào Thi 1 Chương 1 XÁC SUẤT (Probability) 1.1. THÍ NGHIỆM NGẪU NHIÊN, KHÔNG GIAN MẪU, BIẾN CỐ: 1.1.1. Thí nghiệm ngẫu nhiên (Random Experiment) Thí nghiệm ngẫu nhiên là một thí nghiệm có hai đặc tính : - Không biết chắc hậu quả nào sẽ xảy ra. - Nhưng biết được các hậu quả có thể xảy ra Ví dụ: Tung một con xúc sắc là một thí nghiệm ngẫu nhiên vì : - Ta không biết chắc mặt nào sẽ xuất hiện - Nhưng biết được có 6 trường hợp xảy ra (xúc sắc có 6 mặt 1, 2, 3, 4, 5, 6) Ràng buộc: - Con xúc sắc đồng chất để 6 mặt đều có thể xuất hiện như nhau. - Cách tung xúc sắc không cố ý thiên vị cho mặt nào hiện ra. 1.1.2. Không gian mẫu (Sample Space) Tập hợp các hậu quả có thể xảy ra trong thí nghiệm ngẫu nhiên gọi là không gian mẫu của thí nghiệm đó. Ví dụ: Không gian mẫu của thí nghiệm thảy một con xúc xắc là: E = {1, 2, 3, 4, 5, 6} Không gian mẫu của thí nghiệm thảy cùng một lúc hai đồng xu là: E = {SS, SN, NS, NN} với S: Sấp, N: Ngửa 1.1.3. Biến cố (Event) a) Biến cố - Mỗi tập hợp con của không gian mẫu là một biến cố - Biến cố chứa một phần tử gọi là biến cố sơ đẳng Ví dụ: Trong thí nghiệm thảy 1 con xúc sắc : - Biến cố các mặt chẵn là : {2, 4, 6}. Biến cố các mặt lẻ: {1, 3, 5} - Các biến cố sơ đẳng là : {1}, {2}, {3}, {4}, {5}, {6} Cao Hào Thi 2 b) Biến cố xảy ra (hay thực hiện) Gọi r là một hậu quả xảy ra và A là một biến cố - nếu r ∈ A ta nói biến cố A xảy ra - nếu r ∉ A ta nói biến cố A không xảy ra Ví dụ: Trong thí nghiệm thảy một con xúc sắc nếu mặt 4 xuất hiện thì: - Biến cố {2,4,6} xảy ra vì 4 ∈ {2, 4, 6} - Biến cố {1,3,5} không xảy ra vì 4 ∉ {1, 3, 5} Ghi chú: - φ ⊂ E => φ là một biến cố ∀ r, r ∉ φ => φ là một biến cố vô phương (biến cố không) - E ⊂ E => E là một biến cố ∀ r, r ∈ E => E là một biến cố chắc chắn 1.1.4. Các phép tính về biến cố Cho 2 biến cố A, B với A ⊂ E và B ⊂ E a) Biến cố hội A ∪ B (Union) Biến cố hội của 2 biến cố A và B được ký hiệu là A ∪ B: A ∪ B xảy ra Ù (A xảy ra HAY B xảy ra) b) Biến cố giao A ∩ B (Intersection) A ∩ B xảy ra Ù (A xảy ra VÀ B xảy ra) A B A∪B E A B A∩B E Cao Hào Thi 3 c) Biến cố phụ A (Biến cố đối lập, Component of A) A xảy ra Ù A không xảy ra d) Biến cố cách biệt ( biến cố xung khắc, mutually exclusive event) A cách biệt với B Ù A ∩ B = φ A cách biệt với B Ù A với B không cùng xảy ra Ví dụ: Trong thí nghiệm thảy một con xúc sắc, ta có không gian mẫu: E = {1, 2, 3, 4, 5, 6} - Gọi A là biến cố mặt lẻ xuất hiện => A = {1, 3, 5} - Gọi B là biến cố khi bội số của 3 xuất hiện => B = {3, 6} - Gọi C là biến cố khi mặt 4 xuất hiện => C = {4}, biến cố sơ đẳng. Ta có: A ∪ B = {1, 3, 5, 6} A ∩ B = {3} A = {2,4,6} : biến cố khi mặt chẵn xuất hiện. A ∩ C = φ => A và C là 2 biến cố cách biệt. e) Hệ đầy đủ (Collectively Exhaustive) Gọi A 1 , A 2 …, A k là k biến cố trong không gian mẫu E Nếu A 1 ∪ A 2 ∪… ∪A k = E thì K biến cố trên được gọi là một hệ đầy đủ. A E A B A E A ∩ B= φ Cao Hào Thi 4 1.2. XÁC SUẤT (Probability). 1.2.1. Định nghĩa: Nếu thơng gian mẫu E có N biến cố sơ đẳng và biến cố A có n biến cố sơ đẳng thì xác suất của biến cố A là : P(A) = N n(A) Một cách khác ta có thể viết : P(A) = raxảy thể có hợptrường Số raxảyAhợptrườngSo á Ví dụ: Trong thí nghiệm thảy một con xúc sắc, xác suất biến cố các mặt chẵn xuất hiện là : P(A) = N n(A) = 2 1 6 3 = 1.2.2. Tính chất: a. Gọi A là một biến cố bất kỳ trong khơng gian mẫu E 0 ≤ P(A) ≤ 1 b. P (φ) = 0 => φ là Biến cố vơ phương P (E) = 1 => E là Biến cố chắc chắn 1.2.3. Cơng thức về xác suất : a) Xác suất của biến cố hội: P (A ∪ B) = P (A) + P(B) - P( A ∩ B) Chứng minh: Gọi N : là số phần tử của khơng gian mẫu E n 1 : là số phần tử của (A - B) n 2 : là số phần tử của (A∩B) n 3 : là số phần tử của (B - A) A B n 1 n 2 n 3 E Cao Hào Thi 5 n(A ∪ B) = n 1 + n 2 + n 3 = n 1 + n 2 + n 2 + n 3 - n 2 = n(A) + n(B) - n(A ∩ B) Do đó : n( A ∪ B)/N = n(A)/N + n(B)/N - n(A ∩ B )/N P(A ∪ B) = P(A) + P(B) - P(A ∩ B) Ghi chú : Nếu A và B là 2 biến cố cách biệt, ta có: A ∩ B = φ => P(A ∩ B) = P(φ) = 0 ==> P (A ∪ B) = P(A) + P(B) b) Xác suất của biến cố phụ (biến cố đối lập) Biến cố phụ của biến cố A trong không gian mẫu E là A : P(A) + P ( A ) = 1 Chứng minh: A∪ A = E P (A∪ A ) = P(E) P(A) + P( A ) - P(A ∩ A ) = 1 vì P(A∩ A ) = P(φ) = 0 1.2.4. Công thức nhân về xác suất : a) Xác xuất có điều kiện : Gọi P (B / A) là xác suất có điều kiện của biến cố B sau khi biến cố A đã thực hiện. P(B/A) = P(A ∩ B)/ P(A) Với P(A) > 0 ; P(B) > 0 hay P(A/B) = P(A ∩ B)/ P(B) Chứng minh : • Gọi E là không gian mẫu chứa hai biến cố A,B • Giả sử A thực hiện rồi thì A là biến cố chắc chắn, ta có thể chọn A làm không gian mẫu thu gọn. • Biến cố B thực hiện sau khi biến cố A xảy ra trở thành biến cố B/A. • Trong không gian mẫu biến cố B/A thực hiện nếu và chỉ nếu A ∩ B thực hiện. r ∈ B/A Ù r ∈ A ∩ B A B A∩B E Cao Hào Thi 6 Theo định nghĩa, ta có: )A(P )BA(P N )A(n N )BA(n )A(n )BA(n )A/B(P ∩ = ∩ = ∩ = b) Công thức nhân về xác suất: Cho hai biến cố A và B trong không gian mẫu E, xác suất của biến cố giao được tính: P(A∩B) = P(B/A) * P(A) hay P(A∩B) = P(A/B) * P(B) c) Biến cố độc lập : Biến cố gọi là độc lập với biến cố A về phương diện xác suất nếu xác suất của biến cố B không thay đổi cho dù biến cố A đã xảy ra, nghĩa là: P(B/A) = P(B) ngược lại: P(A/B) = P(A) Trong trường hợp hai biến cố độc lập, công thức nhân trở thành: P(A∩B) = P(A) * P(B) 1.2.5. Công thức xác suất đầy đủ - Công thức Bayes a) Công thức xác suất đầy đủ : Giả sử biến cố B xảy ra khi và chỉ khi một trong các biến cố của hệ đầy đủ cách biệt nhau từng đôi một A 1 , A 2 …, A k xảy ra. Biết xác suất P(A i ) và P(B/A i ) hãy tìm P(B) E A k A 2 A 1 B B∩A 1 B∩A 2 B ∩ A k Cao Hào Thi 7 Theo giả thiết bài toán thì B = (B ∩ A 1 ) ∪ (B ∩ A 2 ) ∪ … ∪ (B∩A k ) P(B)= P[(B∩A 1 ) ∪ (B∩A 2 ) ∪…∪ (B∩A k )] = P(B∩A 1 ) + P(B∩A 2 ) + … + P(B∩A k ) Vì: P(B∩A i ) = P(B/A i ) * P(A i ) P(B) = ∑ = k i ii )A(P*)A/B(P 1 Công thức này được gọi là công thức xác xuất đầy đủ. Ví dụ: Trong nhà máy có 4 phân xưởng. Phân xưởng I sản xuất chiếm 1/3 tổng sản lượng của nhà máy; Phân xưởng II chiếm 1/4; Phân xưởng III chiếm 1/4; Phân xưởng IV chiếm 1/6. Tỷ lệ phế phẩm tương ứng với các phân xưởng là 0,15; 0,08; 0,05; 0,01. Tìm xác suất để lấy ngẫu nhiên một sản phẩm trong kho sản phẩm của nhà máy thì sản phẩm đó là phế phẩm Giải : Gọi A 1 , A 2 , A 3 , A 4 là biến cố lấy đúng một sản phẩm của phân xưởng I,II,III,IV. Gọi B là biến cố lấy được một phế phẩm B = (B∩A 1 ) ∪ (B∩A 2 ) ∪ (B∩A 3 ) ∪ (B∩A 4 ) ==> P(B) = ∑ = 4 1i ii )A(P*)A/B(P Theo đề bài: P(A 1 ) = 1/3, P(A 2 ) = 1/4, P(A 3 )= 1/4, P(A 4 ) = 1/6, ∑ =1)Ai(P P(B/A 1 ) = 0,15, P(B/A 2 ) = 0,08, P(B/A 3 ) = 0,05, P(B/A 4 ) = 0,01 Vậy P(B) =1/3 * 0,15 + 1/4 * 0,08 + 1/4 * 0,05 + 1/6 * 0,01 = 0,0816 b) Công thức Bayes: Giải bài toán ngược của bài toán trên, tức là biết các P(A i ), P(B/A i ) và biến cố B đã xảy ra, tìm P(A i /B) Ta có : B = (B ∩A 1 ) ∪ (B∩A 2 ) ∪ (B∩A 3 ) ∪ (B∩A 4 ) và P(A i ∩B) = P(A i /B) * P(B) = P(B/A i ) * P(A i ) P(A i /B) = P(B) )P(A*)P(B/A ii P(A i /B) = ∑ = k i ii ii )P(A * )P(B/A )P(A*)P(B/A 1 Cao Hào Thi 8 Công thức này được gọi là công thức Bayes, hay công thức xác suất các giả thiết về các biến cố A i có thể xem như giả thiết theo đó biến cố B xuất hiện. Ta phải tính xác suất của các giả thiết với điều kiện biến cố B xuất hiện. Ví dụ: Xét lại thí dụ 2.2, cũng với giả thiết đó bây giờ ta yêu cầu xác suất để lấy một sản phẩm của phân xưởng thứ nhất biết nó là một phế phẩm. Ta phải tìm P(A 1 /B) P(A 1 /B) = [P(B/A 1 ) * P(A)]/P(B) = [0,15 * 1/3]/0,0816 = 0,61 1.2.6. Công thức Bernoulli : a) Công thức Bernoulli : Nếu tiến hành những phép thử độc lập, trong mỗi phép thử xác suất hiện của biến cố A như nhau và bằng p thì xác suất để biến cố A xuất hiện k lần trong n phép thử đó được biểu diễn bằng công thức Bernoulli P n (k) = C n k p k q n-k Với q = 1-p Ghi chú : a. Trong trường hợp biến cố A xuất hiện từ k 1 đến k 2 lần trong n phép thử thì ta ký hiệu xác xuất đó là P n (k 1 ,k 2 ) Gọi A ki là biến cố A xuất hiện k i lần A = A ki ∪ A k1+1 ∪…∪ A k2 P n (k 1 ,k 2 ) = P(A) = ∑ = − 2 1 k ki inii n qpC b. Khi n và k khá lớn việc tính toán P n (k) và P n (k 1 , k 2 ) sẽ phức tạp. Để khắc phục điều đó người ta phải tìm cách tính gần đúng các xác suất đó bằng cách áp dụng các định lý giới hạn. Ví dụ: Trong thùng có 30 bi: 20 trắng và 10 đen. Lấy liên tiếp 4 bi, trong đó mỗi bi lấy ra đều hoàn lại thùng trước khi lấy bi tiếp theo và các bi đều được trộn lại. Hỏi xác suất để trong 4 bi lấy ra có 2 bi trắng. Giải: Xác suất lấy được bi trắng p = 20/30 =2/3 có thể xem như nhau trong 4 phép thử: q = 1 - p = 1/3 áp dụng công thức Bernoulli P 4 (2) = C 4 2 p²q (4-2) = 27 8 3 1 30 2 21 34 22 = ⎟ ⎠ ⎞ ⎜ ⎝ ⎛ ⎟ ⎠ ⎞ ⎜ ⎝ ⎛ * * ≈ 0,3 Ví dụ: Cao Hào Thi 9 Xác suất xuất hiện biến cố A bằng 0,4. Hỏi xác suất để trong 10 phép thử biến cố A xuất hiện không quá 3 lần. Giải: p = 0.4, q = 0.6 Xác suất để biến cố A xuất hiện 0 lần : P 10 (0) = q 10 Xác suất để biến cố A xuất hiện 1 lần : P 10 (1) = 10pq 9 Xác suất để biến cố A xuất hiện 2 lần : P 10 (2) = 45p 2 q 8 Xác suất để biến cố A xuất hiện 3 lần : P 10 (3) = 120p 3 q 7 Xác suất để biến cố A xuất hiện không quá 3 lần P 10 (0,3) = P 10 (0) + P 10 (1) + P 10 (2) + P 10 (3) ≈ 0.38 Ghi chú: • Chỉnh hợp A p n = p)!-(n n! • Tổ hợp C p n = p)!-(np! n! • Hoán hợp p n = C n n = n! = n* (n - 1) * ( n - 2) * …. 3 * 2 * 1 b) Số lần xuất hiện chắc chắn nhất: Trị số của P n (k) nói chung phụ thuộc vào k. Ta tìm một số k 0 sao cho P n (k 0 ) đạt giá trị lớn nhất. Số k 0 gọi là số lần xuất hiện chắc chắn nhất của biến cố A trong n phép thử. Ta có: np-q ≤ k 0 ≤ np + p p ≠ 0 và p ≠ 1 Ví dụ: Xác suất bắn trúng đích của một người bằng 0,7. Nếu người đó bắn 25 phát. Xác định số lần có khả năng trúng đích nhất. Giải : n = 25, p = 0,7, q = 0,3 np - q ≤ k 0 ≤ np + p 25 * 0,7 – 0,3 ≤ k 0 ≤ 25 * 0,7 + 0,7 17,2 ≤ k 0 ≤ 18,2 Vì k là số nguyên, nên chọn k = 18 c) Các công thức gần đúng để tính P n (k) và P n (k 1 ,k 2 ) Các công thức được rút ra từ các định lý giới hạn. Công thức Moixre - Laplace : P n (k) ≈ ϕ(x k )/ npq • Công thức Moixre - Laplace được sử dụng khi n khá lớn [...]... lm ca sinh viờn Bc 1: Xỏc nh Fwi Sau khi nghiờn cu, bn bc vi thy, bn bố, gia ỡnh sinh viờn S nhn thy 3 yu t quan trng nht i vi vic chn s lm l: - Lng - C hi thng tin - V trớ ni lm vic Sinh viờn S gỏn cho cỏc yu t cỏc trng s sau: Cỏc yu t i Lng C hi thng tin V trớ ni lm vic Trng s FWi 0,3 0,6 0,1 Bc 2: Xỏc nh FEij Sinh viờn S ngh rng cú 3 cụng ty A, B, C s nhn mỡnh vo lm vic i vi mi cụng ty, sinh viờn... tớnh toỏn ca cõy quyt nh Ta chn Max EMV = 40.000 => Chn phng ỏn nh mỏy nh 3.5 RA QUYT NH NHIU YU T (Multi Factor Decision Making) Trong thc t cú nhiu bi toỏn ra quyt nh liờn quan n nhiu yu t Vớ d: Mt sinh viờn tt nghip mun tỡm vic lm thỡ cú nhiu yu t s nh hng n quyt nh chn nhim v ca anh ta: o Lng khi im o C hi thng tin o V trớ ca ni lm vic o Nhng ngi m mỡnh s lm vic vi h o Loi cụng vic bn cn phi lm... Cao Ho Thi 22 Chng 3 RA QUYT NH TRONG QUN Lí 3 3.1 GII THIU V RA QUYT NH TRONG QUN Lí: 3.1.1 Tng Quỏt Trong cuc sng hng ngy, mi ngi trong chỳng ta u phi ra khụng bit bao nhiờu quyt nh liờn quan n cỏc sinh hot cỏ nhõn t n gỡ, ung gỡ, mc gỡ, lm gỡ, khi no, õu, vi ai ú l cỏc quyt nh rt bỡnh thng Ni dung chng ny mun cp n cỏc quyt nh trong qun lý Vai trũ c trng chung ca nh qun lý l trỏch nhim ra quyt... lng giỏ trng s TWEj 900.000 = 0.9 1.000.000 TWE(A) = 0,3 x 0,7 + 0,6 x 0,9 + 0,1 x 0,6 = 0,81 TWE(B) = 0,3 x 0,8 + 0,6 x 0,7 + 0,1 x 0,8 = 0,74 TWE(C) = 0,3 x 0,9 + 0,6 x 0,6 + 0,1 x 0,9 = 0,72 Kt lun: Sinh viờn S chn cụng ty A Cao Ho Thi 31 3.6 RA QUYT NH TRONG TRONG IU KIN KHễNG CHC CHN: Trong iu kin khụng chc chn, ta khụng bit c xỏc sut xut hin ca mi trng thỏi hoc cỏc d kin liờn quan n bi toỏn khụng . P 800 (0,10) = k = ∑ 0 10 e -4 4 k /k! = 0, 997 Cao Hào Thi 13 Chương 2 THỐNG KÊ Thống kê là một khoa học có mục đích thu thập, xếp đặt và phân tích các dữ liệu về một tập hợp gồm các. BẢNG KÊ VÀ BIỂU ĐỒ Để mô tả các dữ liệu một cách cụ thể ta dùng bảng kê và các biểu đồ. 2.2.1 Bảng kê (Table) • Xếp đặt các dữ liệu vào một bảng theo một qui tắc nào đó ta được một bảng kê. . bảng kê. • Bảng kê thường bắt đầu bằng tiêu đề và chấm dứt bằng một xuất xứ. + Tiêu đề : Mô tả đơn giản nội dung của bảng kê + Xuất xứ : Ghi nguồn gốc các dữ liệu trong bảng kê. Cao Hào Thi