モンティーホール問題を高校生にわかるように説明してくれ [無断転載禁止]©2ch.net
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モンティーホール問題とは...
プレーヤーの前に閉まった3つのドアがあって、プレーヤーが1つのドアを選択した後、司会のモンティが残りのドアのうちヤギがいるドアを開けてヤギを見せる。
プレーヤーはドアを変更すべきだろうか?
(wikiより) 変形モンティ・ホール問題
@ ○|×× ○|開× ○|× ステイで当たり
A ×|○× ×|開× ×|× 無効
B ×|×○ ×|開○ ×|○ チェンジで当たり
C ○|×× ○|×開 ○|× ステイで当たり
D ×|○× ×|○開 ×|○ チェンジで当たり
E ×|×○ ×|×開 ×|× 無効 ●当1選1開1 ●当2選1開1 ●当3選1開1
○当1選1開2 ●当2選1開2 ◎当3選1開2
○当1選1開3 ◎当2選1開3 ●当3選1開3
●当1選2開1 ○当2選2開1 ◎当3選2開1
●当1選2開2 ●当2選2開2 ●当3選2開2
◎当1選2開3 ○当2選2開3 ●当3選2開3
●当1選3開1 ◎当2選3開1 ○当3選3開1
◎当1選3開2 ●当2選3開2 ○当3選3開2
●当1選3開3 ●当2選3開3 ●当3選3開3
●確率 0 15通り 起こりえない
○確率 1/18 6通り ステイで当たる確率 1/3
◎確率 1/9 6通り チェンジで当たる確率 2/3 ■ドア三枚でゲームを一回だけ行った時の確率空間
Ω={(i,j)|1≦i≦3,1≦j≦2}
F=Ωの部分集合全体
P(A)=Aの要素の個数/6
有限集合Ω={ω1,…,ωn}
FをΩの部分集合全体
各根元事象ωiの確率をpi
P(A)=Σ{i|ωi∈A}pi と定義すると
(Ω,F,P)は確率空間である ドアの位置は考えなくてもよい
最初の選択 残りのドア
(当たり) (ハズレA) (ハズレB)
(ハズレA) (当たり) (ハズレB)
(ハズレB) (ハズレA) (当たり)
司会者が (ハズレA) または (ハズレB) を1枚開ける
最初の選択 残りのドア
(当たり) (ハズレAまたはB)
(ハズレA) (当たり)
(ハズレB) (当たり) ■ドアが二枚の時のモンティの介在方法
プレイヤーのファーストチョイス
□□ ■■
□□ ■■
□□ ■■ P(A)=1/2
モンティはプレイヤーが当たりを引いていても
ハズレのドアは開けずにセカンドチョイスを問う
□□ ■■
□□ ■■
□□ ■■ P(A)=1/2
プレイヤーが最初にハズレを引いている時は
最初からドアを開けられないので
モンティはステイorチェンジのみを問う
Ω={(i,j)|1≦i≦2,1≦j≦2}
#A=2x2−1x1=4−1=3なので
Aの起こる確率p=3/4
#Aは事象Aに含まれる要素の個数
ドアが二枚の時は当たりの確率P(A)=3/4 □当たり ■ハズレ
A B
□|■■
□|■■
□|■■
■|■□
□|■■
□|■■
□|■■
■|□■
↑
予知能力で最初に当たりを引く確率を
3/4にすることも可能 ドアの数は4枚とする(当たり1枚、ハズレ3枚)
司会者は2段階で必ずハズレのドアを開ける
再選択の機会が2回ある挑戦者の一番お得な戦略は?
@ ピック → ステイ → ステイ
A ピック → ステイ → チェンジ
B ピック → チェンジ → ステイ
C ピック → チェンジ → チェンジ 直感で、@1/4、A3/4になるのは分かるけど
BCの計算(場合分け)はクソ面倒そう ■ドアが一枚の時のモンティの介在方法
プレイヤーのファーストチョイス
□□
□□
□□ P(A)=1
モンティはプレイヤーが当たりを引いているので
ただドアオープン
□□
□□
□□ P(A)=1
プレイヤーがハズレを引いている
可能性はゼロ
Ω={(i,j)|i=1,j=0}
#A=1−0=1なので
Aの起こる確率p=i/i=1/1
#Aは事象Aに含まれる要素の個数
ドアが一枚の時は当たりの確率P(A)=1 ■ドアが四枚の時のモンティの介在方法
プレイヤーのファーストチョイス
□□ ■■ ■■ ■■
□□ ■■ ■■ ■■
□□ ■■ ■■ ■■ P(A)=1/4
モンティのファーストチョイス
□□ ■■ ■■
□□ ■■ ■■
□□ ■■ ■■ P(A)=1/3
モンティのセカンドチョイス
(ステイorチェンジ)
□□ ■■
□□ ■■
□□ ■■ P(A)=1/2
Ω={(i,j,k)|1≦i≦4,1≦j≦3,1≦k≦2}
#A=4x3x2−3x2x1=24−6=18なので
Aの起こる確率p=18/24=3/4
#Aは事象Aに含まれる要素の個数
ドアが四枚の時は当たりの確率P(A)=3/4 男『ここにABCD4枚のカードがあります。』
男『4枚のうち1枚が当たりです。』
男『私はどれが当たりか知っています。』
男『さあ、好きなの1枚選んで。』
女『じゃあA』
男『では、貴方の選ばなかったBCDのうちDはハズレであることを教えよう。』
(Dをめくる。確かにハズレだった。)
男『もう一度残ったABCの3枚から選び直していいよ。変えてみる?』
女『(モンティホールの応用だから変えたほうが若干得そうね)じゃあB。』
男『選ばなかったACのうちCもハズレなことを教えよう。』
(Cをめくる。確かにハズレだった。)
男『ラストチャンス。ABどっち?』
女『…(やっぱりAに戻したくなってきたw)』 マルチステージ問題
@ ピック → ステイ → ステイ 1/4
A ピック → ステイ → チェンジ 3/4
B ピック → チェンジ → ステイ 3/8
C ピック → チェンジ → チェンジ 5/8 ■ドアが四枚の時のモンティの介在方法
プレイヤーのファーストチョイス
□□| ■■ ■■ ■■
□□| ■■ ■■ ■■
□□| ■■ ■■ ■■ P(A)=1/4
プレイヤーのファーストチェンジ
プレイヤーがCのドアを選択した時は
モンティはAのドアを開ける
A B C
■■| □□ ■■ P(A)=1/4
■■| □□ ■■ P(B)=3/8
■■| □□ ■■ P(C)=3/8
P(B|C)=P(B) * P(C|B)=3/4
P(B|A)=P(B) * P(A|B)=3/8
P(C|A)=P(C) * P(A|C)=3/8
ここからチェンジすると
P(B|C)=1/4
P(B|A)=5/8
P(C|A)=5/8 Ω={(i,j,k,l)|1≦i≦4,1≦j≦3,1≦k≦8,1≦l≦2}
#A=4x3x8x2−3x2x7x1=192−42=150なので
Aの起こる確率p=150/192=75/96
#Aは事象Aに含まれる要素の個数
モンティがプレイヤーが最初に選択したドアを
開けることができる場合
ドアが四枚の時の当たりの確率P(A)=75/96 ここで確率モデル出す人ってことごとくスレタイを理解してないよね スレタイ的には>>4、>>10、>>12、>>13ぐらいで完全決着
あとはせいぜい図形を使って分かりやすくするぐらい
単なる暇人の暇つぶしで自己満足 @ ○|×× ○|開× ○|× ステイで当たり
A ×|○× ×|○開 ×|○ チェンジで当たり
B ×|×○ ×|開○ ×|○ チェンジで当たり
C ○|×× ○|×開 ○|× ステイで当たり
D ×|○× ×|○開 ×|○ チェンジで当たり
E ×|×○ ×|開○ ×|○ チェンジで当たり >>750
Aの起こる確率p=75/96=25/32 ドア3枚の場合では2/3が最大値なんだから
ドア4枚の場合では3/4(0.75)が最大値でしょ
25/32(0.78125)は、どっかが間違ってるに1票 >>755
おそらくモンティがプレイヤーのファーストチョイスの
ドアを開けられることに起因していると思われる A B C
■■| □□ ■■ P(A)=1/4
■■| □□ ■■ P(B)=3/8 ……α
■■| □□ ■■ P(C)=3/8
αからのチェンジ
P(A)=3/4
P(B)=5/8,1/4
P(C)=5/8,1/4
αからのステイ
P(A)=1/4
P(B)=3/4
P(C)=3/4
ドアAがゲーム最後まで残っている場合、
チェンジで確率が1/4
ステイで確率が二倍になるという現象が起きる ちょっと何言ってるか分からない。足して確率1になってないけど?
α までは分かる
>>747モデル
(選択ドアA) (ドアD開け) (ドアC開け) (最初がステイ)
P(A)=1/4 P(A)=1/4 P(A)=5/8 P(A)=1/4
P(B)=1/4 P(B)=3/8 P(B)=3/8 P(B)=3/4
P(C)=1/4 P(C)=3/8
P(D)=1/4 (選択ドアA) (ドアD開け) (ドアC開け) (最初がステイ)
P(A)=1/4 P(A)=1/4 P(A)=1/4 P(A)=1/4
P(B)=1/4 P(B)=3/8 P(B)=3/4 P(B)=3/4
P(C)=1/4 P(C)=3/8
P(D)=1/4
プレイヤーのファーストチョイス時のドアP(A)=1/4は不変
モンティが取り除くことはできる 第1(選A・開D) P(A)=1/4 P(B)=3/8 P(C)=3/8
第2(選B・開C) P(A)=5/8 P(B)=3/8 (>>747モデル)
第2(選A・開C) P(A)=1/4 P(B)=3/4
補足
第2(選B・開A) P(B)=3/8 P(C)=5/8 >>760
>プレイヤーのファーストチョイス時のドア P(A)=1/4 は不変
P(A)=1/4 で不変なのは第1選択・第2選択ともにAである場合のみ
>>747のケースでは第2選択がBでCを開けてるから、P(B)=3/8 で不変
P(A)=(1/4)+(3/8)=5/8 ドア100枚の場合には
再選択がA(ステイ)を97回連続で繰り返してはじめて
P(A)=1/100 で不変であると言える 二回目の選択からチェンジを繰り返して
最後の二択の時にファーストチョイスのドアに戻ってきても
P(A)=1/100 で不変 P(A)=1/4だった確率がP(A)=5/8へと
2.5倍もアップするとは考えずらい 異なる場面(事前と事後)なのに同じ記号を用いて確率をP(A)と表したり
少し上では、ドアAがアタリの確率をP(A)と表している(これ自体あまり良くはない)のに、その直後
「ドアAがアタリの時のドアBがアタリの確率」ではないものをP(B|A)と表したりと
数学記号の乱用が激しい Aのドアオープンの時のBの当たりの確率で普通に意味が通る 最初の選択時の当たりの確率が低いほど
P(A)の不変性は高くなる 不変かどうかは、新しい情報を得られたかどうかで決まる
残りのドアにハズレがあるということは、最初から分かってることだから
残りのドアからハズレを作為的に開けてもらっても、新しい情報を得られたとは言えず
最初に選んだドアAの当たる確率は変わらない、というのが根本原理
ところが、いったんドアBにチェンジしてしまうと
今度は最初に選んだドアAを開けられる可能性が発生するわけだ
にもかかわらず、他のドアが開けられたということは
最初に選んだドアAが当たりである可能性が、当初よりも高くなったということ
つまり、この場合、不変の対象がドアAからドアBに移る
ドアBにチェンジした時点で
残りのドア(A含む)が開けられることは、新しい情報ではないので
P(B)が不変なのであり、P(A)は不変ではない ドアAを温存しながらチェンジし続けることも可能だよ 100枚のドアがあってプレイヤーが最初のドアで
当たりを引く確率はP(A)=1/100
これはドアを開けるモンティにとっても自明な出来事
このドア以外のどのドアを開けても
最初のドアのP(A)=1/100は不変
まあ、ドアの枚数が少ないときは一回目で
プレイヤーが最初に当たりを引いてしまうこともある 有名なトランプ問題の正解は10/49だけど、1/4だと言い張っちゃうタイプと見た
ジョーカーを除いたトランプ52枚の中から1枚のカードを抜き出し、
表を見ないで箱の中にしまった。
そして、残りのカードをよく切ってから3枚抜き出したところ、
3枚ともダイアであった。
このとき、箱の中のカードがダイヤである確率はいくらか。 P(A)が最初の確率より大きくなることはないよ
トランプは小さくなっている Aの起こる確率p=25/32
最初に当たりを引いた確率は7/32=0.21875
P(A)=1/4=0.25よりも小さい Ω={(i,j,k,l)|1≦i≦4,1≦j≦3,1≦k≦8,1≦l≦2}
A=3x2x7x1/4x3x8x2=42/192=7/32なので
最初に当たりを引く確率p=7/32=0.21875 q=1−pだから
>>775は
最初に当たりを引く確率q=7/32=0.21875
Aの起こる確率p=25/32
トランプ問題と比較しても整合性が合う ⊂ヽ(´・ω・)つ ⊂ヽ( ‘j’ )つ
\ / \ /
( __フ ( __フ
(/ (/ ドアが六枚の時は当たりの確率P(A)=0.8717074924
最初に当たりを引く確率q=0.12829250759
ちなみに 5/6=0.83333333333
1/6=0.16666666666
1/7=0.14285714285
ドアが六枚になって初めて
最初に当たりを引く確率qは1/7よりも小さくなる ドアの枚数が増えるにしたがって
最初に当たりを引く確率qは小さくなってゆく
決して大きくなること(確率増加)はない 計算したら不変じゃなくて6枚ですでに1/7になってしまった ドア4枚のマルチステージ問題(>>747)
第1(選A・開D) P(A)=1/4 P(B)=3/8 P(C)=3/8
第2(選B・開C)のケースにおける、P(A)とP(B)を求めよ
@Aが当たりで男がハズレの中からCを選ぶ確率
Aが当たりの確率は1/4
男は当たりのAを除くと必ずCを選ばなくてはならない(確率1)
よって 1/4*1=1/4
ABが当たりで男がハズレの中からCを選ぶ確率
Bが当たりの確率は3/8
男がACのハズレの中からCを選択する確率は2/5(当たりの比率2:3と反比例)
よって 3/8*2/5=3/20
当たりがAかBの場合にCが開けられる確率=@+A=(1/4)+(3/20)=2/5
P(A)=@/(@+A)=(1/4)/(2/5)=5/8
P(B)=A/(@+A)=(3/20)/(2/5)=3/8 トランプ問題と同じで最初の選択時の確率は
下がることはあっても上がることはない トランプ問題は無作為に引いたら、たまたま当たりカードが出たというケースだから
箱の中のカードが当たりである確率が下がるのは当たり前
ちなみに、たまたまハズレカードが出たら、箱カードの当たり確率は上がる
モンティ問題では意図的にハズレを開けてるから、原則は不変だけど
マルチステージではいったんチェンジしたら、不変対象が変わるというだけのこと
ちなみに、最初の選択時の確率が上がることはあっても下がることはない q=1−pだから
ダイヤのカードはハズレの意味だよ >>781の計算式で確かに確率は上がる
しかし実際には当たらない ◆ドア六枚マルチステージノイズシェーピング
A...B..C..D..E..F
□■■■■■1/6 5/6
□■■■■1/6 5/24 5/24 5/24 5/24
□■■■1/6 5/24 5/16 5/16
□■■1/6 5/24 5/8
1/6 5/16 25/48
□■1/6 5/6
Ω={(i,j,k,l,m,n,o,p,q)|
6x5x4x24x16x8x48x3x2,5x4x23x15x7x47x3x2x1}
#A=106168320−13620600=92547720なので
Aの起こる確率p=92547720/106168320=0.8717074924
#Aは事象Aに含まれる要素の個数
ドアが六枚の時は当たりの確率P(A)=0.8717074924
ちなみに5/6=0.83333333333 モンティ・ホール問題における確率不変の法則とは
以下の@Aの確率が不変の法則である
@ 最初に選択したドアが当たりである確率
A ハズレのドアを開けられる直前に選択されているドアが当たりである確率
再選択の機会が1回以下しかない問題については、@不変の法則が無条件に成立
再選択の機会が2回以上ある問題については、
チェンジする度にA不変の法則を適用しないといけない(@不変の法則は消滅)
ドアN枚の場合に(N−3)回連続してステイしている場合のみ
@不変の法則が成立する ドア100枚の場合
ステイを96回繰り返した → 97回枚目のハズレのドアを開けた
P(A)=1/100 P(B)=99/200 P(C)=99/200
再選択97回目にドアBにチェンジ → 98枚目のハズレのドアCを開けた
P(A)=101/200 P(B)=99/200
@ P(当A→開C)=1/100*1=1/100
A P(当B→開C)=99/200*2/101=198/20200
P(開C)=@+A=2/101
P(A)=@/(@+A)=(1/100)/(2/101)=101/200
P(B)=A/(@+A)=(198/20200)/(2/101)=99/200 ■ゲームが一回でドアがn枚で当りを引く確率
n→∞に向かうと
P(A)=(n+1)/2n
nが奇数の時は
P(A)={(n+1)/2}/n
ドアが3枚 P(A)=2/3
ドアが4枚 P(A)=5/8
ドアが5枚 P(A)=3/5
ドアが6枚 P(A)=7/12
ドアが7枚 P(A)=4/7 ドアN枚からステイ戦略を(Nー4)回続けて
ドア3枚に減ったところで、チェンジを2回繰り返して
最終選択が最初のドアAに戻った時の当たり確率
P(A)=1/N P(B)=(Nー1)/2N P(C)=(Nー1)/2N
ドアAからドアBにチェンジ → ドアCを開ける
P(A)=(N+1)/2N P(B)=(Nー1)/2N
ドアBからドアAにチェンジ
P(A)=(N+1)/2N ドアAからドアBにチェンジ → ドアCを開ける
P(A)=1/N P(B)=(Nー1)/N
ドアBからドアAにチェンジ
P(A)=1/N
だよ ドアN枚 (Nー4)回ステイ後に、ドアAからドアBにチェンジ
P(A)=1/N P(B)=(Nー1)/2N P(C)=(Nー1)/2N
@ ドアAが当たりでドアCを開ける確率
1/N*1=1/N
A ドアBが当たりでドアCを開ける確率
両方ともハズレACのうちCを開ける確率は、当たり比率と反比例なので
P(A)/{P(A)+P(C)}=(1/N)/{(1/N)+(Nー1)/2N}=2/(N+1)
よって (Nー1)/2N*2/(N+1)=(Nー1)/N(N+1)
@+A=(1/N)+(Nー1)/N(N+1)=2/(N+1)
P(A)=@/(@+A)=(1/N)/{2/(N+1)}=(N+1)/2N
P(B)=A/(@+A)=(Nー1)/N(N+1)/{2/(N+1)}=(N−1)/2N
よって、ドアAからドアBにチェンジしてドアCを開けた場合は
P(B)が不変になるのであり、P(A)は不変でなくなる
(N=4、>>781参照、N=100、>>790参照) 3枚のドアABC
ドアAが選択されている場合
ハズレの可能性のあるドアBCの中からCを意図的に開けると
P(A) 不変、P(B) は消えた P(C) の分だけ上昇
ドアBが選択されている場合
ハズレの可能性のあるドアACの中からCを意図的に開けると
P(B) 不変、P(A) は消えた P(C) の分だけ上昇 × ハズレの可能性のあるドアBC(AC)
○ どちらかが必ずハズレであると最初から分かってるドアBC(AC) 中心極限定理で定式化できれば
P(A) 不変が証明できる 定式化はわからないけどチェンジを繰り返すほど
最初に選択したドアの確率が期待値に収束すると思う 最初にプレイヤーが選択したドアの当たりの確率P(A)
ゲームの回数nが大きくなるにつれて
期待値μ 分散σ^2の
正規分布N(μ,σ^2/n)に近づくことを示せばよい ドア4枚 ドアAを選択 → ドアDを開ける
P(A)=1/4 P(B)=3/8 P(C)=3/8
ドアBにチェンジした時点で、P(A):P(C)=2:3 なので
ドアAを開ける確率60% ドアCを開ける確率40%
ドアCは、ドアAが当たりの場合には必ず開けられるし
ドアBが当たりの場合でも、一定割合で必ず開けられる
ドアCを開ける確率40%のうち25%の分
ドアAが当たりだから、必然的にドアCが開けられた(1/4*1)
ドアCを開ける確率40%のうち15%の分
ドアBが当たりだから、一定割合でドアCが開けられた(3/8*2/5)
ドアCが開けられた(確率40%)のうち
ドアA当たり由来25%、ドアB当たり由来15% なので
ドアCが開けられた場合は
25%/40%=62.5% の割合でドアAが当たりである 逆バージョンで、ドアCではなくドアAが開いたとする
@ P(開A|当B)=3/8*3/5=9/40
A P(開A|当C)=3/8*1=3/8
@+A=9/40+3/8=3/5
P(B)=@/(@+A)=(9/40)/(3/5)=3/8
P(C)=A/(@+A)=(3/8)/(3/5)=5/8
よって P(B)=3/8 で不変であり、ドアCとドアAのどちらが開いたとしても
ドア4枚における連続チェンジ戦略の当たり確率は 5/8 である >>802
× P(開A|当B) ○ P(当B・開A)
× P(開A|当C) ○ P(当C・開A) ,,__,,
/ `、
/ ヽ
/ ● ● |
/l ''''' し '''''' |
/ l __. |
l /ヽ_ ` --' _ノ
\  ̄ ヽ∩
⌒l l三 |
| ヽ.__| やはり、モンティホール問題が分からないレベルの初学者には
「情報を得れば(例えそれが無駄な情報でも)確率は変わるもの」と徹底して教えるべきだな
そうすれば
> P(B)が不変なのであり、P(A)は不変ではない
などというアホな表現が出てくることもない
(ここまでのアホは稀だが、同様の間違いは割とよくある) ん? 不変自体を完全否定の そもそも論なわけ?
ドア3枚の標準モンティ・ホール問題で
最初にドアAを選択した後、ドアCが開けられた場合
P(A)=1/2 P(B)=1/2 になるっていうこと?
P(A)=1/3 P(B)=2/3 になるなら
P(A)が不変で別に間違ってないと思うけど >>801
■ドア4枚でドアBにチェンジした時のドアAの確率
P(A)=1/4 P(B)=3/8 P(C)=3/8
ドアCが開けられた時のドアAの確率P(A|C−)は
ドアCがハズレの時P(C−)=5/8かつ
ドアAが当たりの時P(A)=1/4であるから
P(A|C−)=P(A)∧P(C−)=(1/4)x(5/8)=5/32 ある状況(事前分布)における事象Aの確率を(確率測度Pを用いて)
P(A)
と表すとすると
それから事象Dに相当する情報を得た状況(事後分布)における事象Aの確率は
Pとは別の記号(確率測度Q)を用いて
Q(A)
と表される
このように状況が事前と事後の関係になっているとき、PとQは
任意の事象Xに対してQ(X)=P(X|D)
という関係が成り立っている
つまり、事前と事後では、事象Aの確率は
P(A)から別物Q(A)に変化する
この基本中の基本をまず頭に叩き込め!
AとDが事象として独立のとき
P(A)の値とQ(A)の値は、数値として一致する
(独立でないときはP(A)の値とQ(A)の値は一致しない)
ので
「事前と事後で、事象Aの確率は1/3のまま不定、事象Bの確率は1/3から2/3に変動する」
などということはあるが
「事前と事後で、P(A)は1/3のまま不変、P(B)は1/3から2/3に変動する」
などの表現は、完全に間違い
P(B)自体はどこまでいっても1/3のまま変動することはない
このような間違いを犯すくらいだから「ちょっとした表現の違いで、大した問題ではない」と軽く思うかもしれないが
この手の話題では
語句の有無や省略の仕方、言い回しのちょっとした違い、記号や図式の書き方の少しの違いで
それが指し示す内容が変わり、式や数値が別物になることもある
正しくない、あるいは雑な記号化が致命的になることを肝に銘じ、深く反省しろ! ID:Q8iFYOVr や ID:MfxQjqYK >>807
条件付き確率の定義
・事象Bが起きたと分かったもとでの、事象Aが起こる確率
・P(A|B)=P(A∩B)/P(B)
P(A|C−)=P(A∩C−)/P(C−)
=(1/4*1)/(2/5)
=5/8
>ドアCが開けられた時のドアAの確率P(A|C−)は
>ドアCがハズレの時P(C−)=5/8かつ
>ドアAが当たりの時P(A)=1/4であるから
>P(A|C−)=P(A)∧P(C−)=(1/4)x(5/8)=5/32
P(C−)≠5/8 P(C−)=2/5
P(A|C−)≠P(A)∧P(C−) P(A|C−)=P(A∩C−)/P(C−)
ドアAが当たりの時は、ドアCが100%の確率で開けられる
>>747はドアCが開けられたということが前提条件
その条件下での P(A) と P(B) の比較なので、条件付き確率の問題 Cのドアの当たりの確率が3/8の時
Cのドアのハズレの確率は5/8だよ
余事象 P(A|C−)=P(A)∧P(C−)=(1/4)x(5/8)=5/32
分母にP(C−)追加して計算しなおしても
P(A|C−)={P(A)∧P(C−)}/P(C−)
={(1/4)x(5/8)}/(5/8)
=(5/32)/(5/8)
=1/4
見事にP(A)は不変 >>811
〜ドアCが開けられたということが前提条件
その条件下での P(A) と P(B) の比較なので〜
ドアCが開けられた時のドアAの確率P(A|C−)求めれば
同じことだよ 100歩譲って、本来とは異なる記号の使い方などをしていても、自分の中だけの計算で確かめるだけならば認めよう
だが、正しく理解し運用しなければ、他人(特に初学者)に説明や解説することなど不可能だ
(自分が理解してると勘違いしてる者が一番タチが悪い)
問題
以下はモンティホール問題やその変形問題などに関する、よくある『間違った』推論です。
文の細かな意味や記号の書き方などに注意し、間違っている行を全て挙げ、正しく書き直しなさい。
問1(2行)
標準モンティで、プレイヤーは扉Aを選び、司会は扉Cを開けたらハズレであった時の、扉Aがアタリの確率はP(A:当|C:外)と表せる。
P(A:当|C:外)=1/2である。
問2(4行)
標準モンティで、プレイヤーは扉Aを選び、司会は扉Cを開けたらハズレであった時の、扉Aがアタリの確率はP(A:当|C:外)と表せる。
P(A:当|C:外)=1/3である。
変形モンティ(司会は残った2つからランダムに選んで開ける)で、プレイヤーは扉Aを選び、司会は扉Cを開けたらハズレであったときに限れば、扉Aがアタリの確率はP(A:当|C:外)と表せる。
従って、変形モンティでもP(A:当|C:外)=1/3である。
問3(3行)
標準モンティで、司会が選んだ扉がハズレのときの、プレイヤーがはじめに選んだ扉Aがアタリの確率が1/3になるためには「プレイヤーが選んだ扉Aがアタリの場合に、司会は残った2つの扉からランダムに選んで開ける」という条件が必要である。
実際、「プレイヤーが選んだ扉Aがアタリの場合に、司会は扉Bを確率pで選び、扉Cを確率1-pで選ぶ」という場合、司会は扉Cを開けたらハズレであった時の、扉Aがアタリの確率は(1-p)/(2-p)である。
(1-p)/(2-p)=1/3となるのは、p=1/2のときだけである。 >>813
P(A):P(C)=1/4:3/8=2:3
∴ P(A−):P(C−)=3:2
P(A−)+P(C−)=1
∴ P(A−)=3/5 P(C−)=2/5
P(A)=P(B)=P(C)=1/3 のケースで、最初にドアAを選択した場合
P(B−)=P(C−)=1/2 になるのは明らか
某謎理論だと、P(B−)=P(C−)=1−(1/3)=2/3 になるので明らかに矛盾する
ゆえに、P(C−)=1−P(C) の式は間違っている >>817
P(A)=P(B)=P(C)=1/3 のケースで、最初にドアAを選択した場合
P(B−)=P(C−)=1/2 になるのは明らか
P(B−)=P(C−)=2/3だよ
□当たり ■ハズレ
A B
□|■■
ドア三枚で最初に当たりを引く確率は1/3
ハズレを引く確率は2/3 比率なんて関係ない
ただの余事象
P(A−)+P(C−)=11/8
>>811
P(A|C−)=P(A∩C−)/P(C−)
=(1/4*1)/(2/5)
=5/8
なんで同じP(C−)掛けているのに数値が違うんだよ
仮にP(C−)=2/5で計算しなおしても
P(A|C−)=P(A∩C−)/P(C−)
={(1/4)*(2/5)}/(2/5)
=1/4
見事に不変 P(A∩B)=P(A)×P(B)であるからして
>>811の式は
P(A|C−)=P(A∩C−)/P(C−)
={P(A)P(C−)}/P(C−)
={(1/4)x(2/5)}/(2/5)
=(1/10)x(5/2)
=1/4 P(C−)=5/8で計算しても
P(A|C−)=P(A∩C−)/P(C−)
={P(A)P(C−)}/P(C−)
={(1/4)x(5/8)}/(5/8)
=(5/32)x(8/5)
=1/4
見事に同じ結果が導けました(*´▽`*) つまりこれは
(2/5)x(5/8)=1/4ということです >>807
>ドアCが開けられた時のドアAの確率P(A|C−)は
この書き方だと、P(C−)がドアCが開けられる確率になるだろうが
そもそも、開けられる確率とハズレである確率は一致しない 計算結果が一致したのには驚いた
つまり、余事象はさておいて
本質的に同じことを言っていたとは……(*´▽`*) >>820
時系列 事象A → 事象B
P(A∩B)≠P(A)*P(B)
P(A∩B)=P(A)*P(B|A)
P(当A|開C)={P(当A)*P(開C|当A)}/P(開C)
=(1/4*1)/2/5
=5/8 P(開C)=2/5 の主張を撤回する
司会者には当たりが見えてるので、ドアBが当たりの場合に
ドアAを開けるか、それともドアCを開けるかは完全なランダム
ゆえに、P(開A|当B)=1/2 P(開C|当B)=1/2
@ P(当A・開C)=1/4*1=1/4
A P(当B・開C)=3/8*1/2=3/16
B P(開C)=@+A=(1/4)+(3/16)=7/16
P(当A|開C)=@/B=(1/4)/(7/16)=4/7
P(当B|開C)=A/B=(3/8)/(7/16)=3/7 逆パターンで、最初に選んだドアAが開いたとする
@ P(当B|開A)=3/8*1/2=3/16
A P(当C|開A)=3/8*1=3/8
B P(開A)=@+A=9/16
P(当B|開A)=@/B=(3/16)/(9/16)=1/3
P(当C|開A)=A/B=(3/8)/(9/16)=2/3 ドア4枚で1回目にチェンジしたケースをまとめると
@司会者が最後に開けたドアが、それまで手付かずのドアだった場合(確率7/16)
最初に選んだドアが当たりの確率 4/7 (チェンジ → チェンジ)
1回目にチェンジしたドアが当たりの確率 3/7 (チェンジ → ステイ)
A司会者が最後に開けたドアが、挑戦者が最初に選んだドアだった場合(確率9/16)
1回目にチェンジしたドアが当たりの確率 1/3 (チェンジ → ステイ)
2回目にチェンジしたドアが当たりの確率 2/3 (チェンジ → チェンジ)
ドア4枚の場合に、連続チェンジ戦略で勝てる確率
(7/16)*(4/7)+(9/16)*(2/3)=5/8 >>828 訂正
× @P(当B|開A) ○ @P(当B・開A)
× AP(当C|開A) ○ AP(当C・開A) >>827
P(当A|開C)=@/B=(1/4)/(7/16)=4/7
P(当B|開C)=A/B=(3/8)/(7/16)=3/7
P(A∩B)=P(A)×P(B)であるからして
P(当A|開C)=@xB=(1/4)x(7/16)=7/64
P(当B|開C)=AxB=(3/8)x(7/16)=21/128
何で割り算してんの? >>827 を訂正
× P(当B|開C)=A/B=(3/8)/(7/16)=3/7
○ P(当B|開C)=A/B=(3/16)/(7/16)=3/7
>>831
事象X → 事象Y
(部分X)/(全体) じゃなくて (部分X)/(部分Y)
事象Yが起こったと分かったもとでの、事象Xが起こる確率
(部分X)にあたるのが、当たりがドアAかつドアCを開く確率
(部分Y)にあたるのが、当たりがドア(AまたはB)かつドアCを開く確率 (部分X)/(全体) じゃないと
P(当A|開C)は求められないよ
(部分X)/(部分Y) は
P(当A|開C)にあらず ■ドア4枚でドアBにチェンジした時のドアAの確率
P(A)=1/4 P(B)=3/8 P(C)=3/8
ドアCが開けられた時のドアAの確率P(A|C−)は
ドアCがハズレの時P(C−)=5/8かつ
ドアAが当たりの時P(A)=1/4であるから
P(A|C−)=P(A)∧P(C−)=(1/4)x(5/8)=5/32
論理積使えば一発で答えが出る >>831
>P(A∩B)=P(A)×P(B)であるからして
その式が成り立つのは事象Aと事象Bが独立であるときのみ
当たりドアや選択ドアを開けられないルールによって
事象Aと事象Bは独立事象ではなく従属事象 ■ このスレッドは過去ログ倉庫に格納されています