вероятности ошибки целесообразно построить два распределения
отношения правдоподобия по всем признакам соответственно для групп
«А»
и
«В» и на основе этих распределений выбрать один порог. Особенности
распределения обычно таковы, что этим порогом редко бывает 1.
Как известно, в схемах последовательного статистического анализа
[58] процедуры обосновываются для однородного случая, когда
1
2
1
2
( )
( )
...
( )
n
A
A
A
n
f v
f
v
f
v
и
1
2
1
2
( )
( )
...
( )
n
B
B
B
n
f v
f
v
f
v
Однако нетрудно показать, что зависимость порогов от вероятности
ошибок α и β переносится и на случай неоди наковых распределений,
возникающих в диагностической задаче.
Практически удобно иметь дело не с отношениями вероятностей, а с
логарифмом этого отношения. Тогда все вычисления сводятся к
последовательному сложению.
Итак, определение принадлежности векторов ν (
ν
1
, ν
2
,..., ν
n
)
к
множеству
{ν
Α
}
или
{ν
Β
}
осуществляется
следующим
образом.
Последовательно вычисляются величины
L
1
L
2
,..., L
k
,
где:
1
( )
, a
lg
( )
j
k
B
j
k
j
j
j
j
A
j
f
v
L
R
R
f
v
Каждое вычисленное L
k
сравнивается с порогами
1
è
1
Если пр некотором k
1
1
k
L
То вычисляется L
k+1
.
Если же
1
k
L
То
B
v
v
;
если же
1
k
L
Достарыңызбен бөлісу: