(kn)=k!⋅(n−k)!n!
(kn)=k!⋅(n−k)!n!
Die Wahrscheinlichkeit dafür, dass bei einer Bernoulli-Kette der Länge n mit der Treffer-Wahrscheinlichkeit p genau k Treffer vorkommen, ist Bn;p(k)=(kn)⋅pk⋅(1−p)n−k
Die Funktion, deren Zuordnungsvorschrift einer Bernoulli-Kette der Länge n jeder Trefferzahl k die zugehörige Wahrscheinlichkeit zuweist, heißt Wahrscheinlichkeitsverteilung bzw. hier speziell Binomialverteilung.
Für n=5 und p=52 sieht die Verteilung beispielsweise so aus:
k | B5;52(k) |
---|---|
0 |
0.07776 |
1 |
0.2592 |
2 |
0.3456 |
3 |
0.2304 |
4 |
0.0768 |
5 |
0.01024 |
Der gewichtete Mittelwert, der im Zusammenhang mit Wahrscheinlichkeitsrechnung als Erwartungswert μ bezeichnet wird, ist hier
μ=0⋅B5;52(0)+1⋅B5;52(1)+2⋅B5;52(2)+3⋅B5;52(3)+4⋅B5;52(4)+5⋅B5;52(5) oder kurz geschrieben: μ=k=0∑5k⋅B5;52(k)
μ=k=0∑5k⋅B5;52(k)=2
Erwartungswert einer Bn;p-verteilten Zufallsvariable: μ=n⋅p
Beweis der Formel μ=n⋅p
Allgemein ist der Erwartungswert einer Zufallsvariable X definiert als μ=k=0∑nxk⋅P(X=xk)
xk ist dabei der k-te von n Werten, den die Zufallsvariable X annehmen kann. In unserem Fall ist xk=k, da die Zufallsvariable für die Anzahl der Treffer steht und somit die Werte von 0 bis n annehmen kann.
Somit gilt für eine Bn;p-verteilte Zufallsvariable X: μ=k=0∑nk⋅P(X=k)=k=0∑nk⋅(kn)⋅pk⋅(1−p)n−k
Ausschreiben des Binomialkoeffizienten ergibt k=0∑nk⋅k!⋅(n−k)!n!⋅pk⋅(1−p)n−k
Der erste Summand kann weggelassen werden, da er für k=0 zu 0 wird: k=1∑nk⋅k!⋅(n−k)!n!⋅pk⋅(1−p)n−k
Das vordere k kann mit der Fakultät k! im Nenner gekürzt werden: k=1∑n(k−1)!⋅(n−k)!n!⋅pk⋅(1−p)n−k
Der letzte Summand der Summe (der Summand mit k=n), wird vor die Summe gezogen, also der Summand (n−1)!⋅0!n!⋅pn⋅(1−p)0=n⋅pn (Beachte: 0!=1 und (1−p)0=1).
Damit läuft k nur noch von 1 bis n−1 und es verbleibt insgesamt: n⋅pn+k=1∑n−1(k−1)!⋅(n−k)!n!⋅pk⋅(1−p)n−k
Nun kann man aus dem ganzen Ausdruck n⋅p ausklammern: n⋅p⋅(pn−1+k=1∑n−1(k−1)!⋅(n−k)!(n−1)!⋅pk−1⋅(1−p)n−k)
In der Summe lassen wir das k nun statt von 1 bis n−1 von 0 bis n−2 laufen. Damit der Ausdruck sich nicht ändert, muss jedes k durch k+1 ersetzt werden:
n⋅p⋅(pn−1+k=0∑n−2((k+1)−1)!⋅(n−(k+1))!(n−1)!⋅p(k+1)−1⋅(1−p)n−(k+1))
Ohne Klammern geschrieben verbleibt: n⋅p⋅(pn−1+k=0∑n−2k!⋅(n−k−1)!(n−1)!⋅pk⋅(1−p)n−k−1)
Nun ziehen wir den Summand pn−1 wieder in die Summe hinein: n⋅p⋅(k=0∑n−1k!⋅(n−k−1)!(n−1)!⋅pk⋅(1−p)n−k−1)
Überprüfung: Der Summand für k=n−1 ist (n−1)!⋅(n−(n−1)−1)!(n−1)!⋅pn−1⋅(1−p)n−(n−1)−1= 1⋅0!1⋅pn−1⋅(1−p)0=pn−1, also tatsächlich der Summand, der soeben in die Summe gezogen wurde.
Der Ausdruck k!⋅(n−k−1)!(n−1)! entspricht dem Binomialkoeffizient (kn−1), also wird aus
n⋅p⋅(k=0∑n−1k!⋅(n−k−1)!(n−1)!⋅pk⋅(1−p)n−k−1) der Ausdruck n⋅p⋅(k=0∑n−1(kn−1)⋅pk⋅(1−p)n−k−1)
In n⋅p⋅(k=0∑n−1(kn−1)⋅pk⋅(1−p)n−k−1) entspricht die Summe der Summe aller Wahrscheinlichkeiten einer Bn−1;p-verteilten Zufallsvariable und ist somit 1.
Also verbleibt für den Erwartungswert E(X)=μ=n⋅p.
Ein Glücksrad, bei dem die Trefferwahrscheinlichkeit 15% beträgt, wird 20 Mal gedreht.
Berechne den Erwartungswert.
Bestimme die Wahrscheinlichkeit dafür, dass der Spieler genau 3 Mal gewinnt.
Bestimme die Wahrscheinlichkeit dafür, dass der Spieler höchstens 10 Mal gewinnt.
Bestimme die Wahrscheinlichkeit dafür, dass der Spieler mindestens 4 Mal gewinnt.
Lösung:
Die Zufallsvariable X sei die Anzahl der Treffer und ist B20;203-verteilt.
μ=n⋅p=20⋅203=3
P(X=3)=B20;203(3)=0.2428288961492419
P(X≤10)=∑k=010B20;203(k)=0.9999613672517918
P(X≥4)=1−P(X≤3)=1−∑k=03B20;203(k)=0.35227482584329694
Die Extremstelle der Glockenkurve liegt bei μ, die Wendestellen bei μ±σ. Dieses σ heißt Standardabweichung und hat für eine Binomialverteilung den Wert σ=√n⋅p⋅(1−p)
In unserem Beispiel mit n=5 und p=52 beträgt sie beispielsweise σ=√5⋅52⋅(1−52)=1.0954451150103321 Somit liegen die Wendestellen ungefähr bei 2+1.1=3.1 und 2−1.1=0.9
Die Extremstelle liegt bei 5⋅52=2.
μ=2
μ−σ=0.9
μ+σ=3.1
Intervall | Wahrscheinlichkeit | Fläche im Diagramm |
---|---|---|
[μ−σ;μ+σ] |
68,3% |
|
[μ−2σ;μ+2σ] |
95,4% |
|
[μ−3σ;μ+3σ] |
99,7% |
|