JOHDATUS TEKOÄLYYN LUENTO 4.

Samankaltaiset tiedostot
JOHDATUS TEKOÄLYYN TEEMU ROOS

JOHDATUS TEKOÄLYYN TEEMU ROOS

JOHDATUS TEKOÄLYYN TEEMU ROOS

JOHDATUS TEKOÄLYYN TEEMU ROOS

JOHDATUS TEKOÄLYYN TEEMU ROOS

Johdatus tn-laskentaan perjantai

Tehtäväsarja I Tehtävät 1-5 perustuvat monisteen kappaleisiin ja tehtävä 6 kappaleeseen 2.8.

MS-A0501 Todennäköisyyslaskennan ja tilastotieteen peruskurssi

JOHDATUS TEKOÄLYYN TEEMU ROOS

P(X = x T (X ) = t, θ) = p(x = x T (X ) = t) ei riipu tuntemattomasta θ:sta. Silloin uskottavuusfunktio faktorisoituu

MS-A0501 Todennäköisyyslaskennan ja tilastotieteen peruskurssi

Todennäköisyyslaskenta IIa, syyslokakuu 2019 / Hytönen 2. laskuharjoitus, ratkaisuehdotukset

MAT Todennäköisyyslaskenta Tentti / Kimmo Vattulainen

1. TILASTOLLINEN HAHMONTUNNISTUS

HY / Matematiikan ja tilastotieteen laitos Tilastollinen päättely II, kevät 2017 Harjoitus 1 Ratkaisuehdotuksia Tehtäväsarja I

TODENNÄKÖISYYSLASKUN KERTAUS Peruskäsitteitä

Odotusarvo. Odotusarvon ominaisuuksia Satunnaismuuttujien ominaisuuksia 61

Inversio-ongelmien laskennallinen peruskurssi Luento 7

JOHDATUS TEKOÄLYYN TEEMU ROOS

(b) Tarkista integroimalla, että kyseessä on todella tiheysfunktio.

2 exp( 2u), kun u > 0 f U (u) = v = 3 + u 3v + uv = u. f V (v) dv = f U (u) du du f V (v) = f U (u) dv = f U (h(v)) h (v) = f U 1 v (1 v) 2

1. Kuusisivuista noppaa heitetään, kunnes saadaan silmäluku 5 tai 6. Olkoon X niiden heittojen lukumäärä, joilla tuli 1, 2, 3 tai 4.

031021P Tilastomatematiikka (5 op)

Luento KERTAUSTA Kaksiulotteinen jakauma Pisteparvi, Toyota Avensis -farmariautoja

30A02000 Tilastotieteen perusteet

Mallintamisesta. Mallintamisesta

1. laskuharjoituskierros, vko 4, ratkaisut

Todennäköisyyden ominaisuuksia

Ilkka Mellin (2008) 1/5

MS-A0501 Todennäköisyyslaskennan ja tilastotieteen peruskurssi

Käytetään satunnaismuuttujaa samoin kuin tilastotieteen puolella:

Määritelmä 3.1 (Ehdollinen todennäköisyys) Olkoot A ja B otosavaruuden Ω tapahtumia. Jos P(A) > 0, niin tapahtuman B ehdollinen todennäköisyys

Juuri 10 Tehtävien ratkaisut Kustannusosakeyhtiö Otava päivitetty

3.1 Kaksiulotteinen satunnaisvektori ja sen jakauma

Ilkka Mellin Todennäköisyyslaskenta Osa 2: Satunnaismuuttujat ja todennäköisyysjakaumat Moniulotteiset satunnaismuuttujat ja jakaumat

MS-A0501 Todennäköisyyslaskennan ja tilastotieteen peruskurssi

1. Matkalla todennäköisyyteen

Johdatus todennäköisyyslaskentaan Moniulotteiset satunnaismuuttujat ja todennäköisyysjakaumat. TKK (c) Ilkka Mellin (2005) 1

MS-A0501 Todennäköisyyslaskennan ja tilastotieteen peruskurssi

Tilastollisen analyysin perusteet

Miten hyvin mallit kuvaavat todellisuutta? Tarvitaan havaintoja.

Jos nyt on saatu havaintoarvot Ü ½ Ü Ò niin suurimman uskottavuuden

Muuttujien riippumattomuus

Gripenberg. MS-A0502 Todennäköisyyslaskennan ja tilastotieteen peruskurssi Tentti ja välikoeuusinta

Suotuisien tapahtumien lukumäärä Kaikki alkeistapahtumien lukumäärä

MS-A0501 Todennäköisyyslaskennan ja tilastotieteen peruskurssi

Johdatus tekoälyyn

X X. Johdatus tekoälyyn. v=1 X O. Kevät 2016 T. Roos. v=1 v= 1 8) 9) 10) X X O X O O. v=1 13) 14) X X X O O X O O X O. v=1 v=1 v= 1.

Moniulotteiset satunnaismuuttujat ja todennäköisyysjakaumat. Moniulotteiset satunnaismuuttujat ja todennäköisyysjakaumat

Moniulotteiset satunnaismuuttujat ja jakaumat

Todennäköisyyslaskun kertaus. Vilkkumaa / Kuusinen 1

031021P Tilastomatematiikka (5 op) viikko 7

Tilastotieteen aihehakemisto

a. (2 p) Selitä Turingin koe. (Huom. ei Turingin kone.) Minkälainen tekoäly on saavutettu, kun Turingin koe ratkaistaan?

MS-A0501 Todennäköisyyslaskennan ja tilastotieteen peruskurssi. Viikko 3. Kaksiulotteiset satunnaismuuttujat

Sovellettu todennäköisyyslaskenta B

Todennäköisyyslaskenta I. Ville Hyvönen

Mat Sovellettu todennäköisyyslasku. Aiheet: Todennäköisyyslaskennan peruskäsitteet Todennäköisyyslaskennan peruslaskusäännöt Avainsanat:

χ = Mat Sovellettu todennäköisyyslasku 11. harjoitukset/ratkaisut

Kurssilla esitetään lyhyt katsaus niihin todennäköisyyden ja satunnaisprosessien peruskäsitteisiin ja -ominaisuuksiin, joita tarvitaan digitaalisten

MS-A0501 Todennäköisyyslaskennan ja tilastotieteen peruskurssi

Muista merkitä vastauspaperiin oma nimesi ja tee etusivulle pisteytysruudukko. Kaikkiin tehtävien ratkaisuihin välivaiheet näkyviin!

Miten voidaan arvioida virheellisten komponenttien osuutta tuotannossa? Miten voidaan arvioida valmistajan kynttilöiden keskimääräistä palamisaikaa?

c) A = pariton, B = ainakin 4. Nyt = silmäluku on5 Koska esim. P( P(A) P(B) =, eivät tapahtumat A ja B ole riippumattomia.

Osa 1: Todennäköisyys ja sen laskusäännöt

4.0.2 Kuinka hyvä ennuste on?

Todennäköisyyslaskenta I

(x, y) 2. heiton tulos y

T Luonnollisen kielen tilastollinen käsittely

Sovellettu todennäköisyyslaskenta B

031021P Tilastomatematiikka (5 op)

Johdatus tekoälyyn

Sovellettu todennäköisyyslaskenta B

Johdatus tekoälyyn (T. Roos) Kurssikoe

Varma tapahtuma, Yhdiste, Yhdistetty tapahtuma, Yhteenlaskusääntö

Sovellettu todennäköisyyslaskenta B

8.1 Ehdolliset jakaumat

Mat Sovellettu todennäköisyyslasku A. Moniulotteiset jakaumat. Avainsanat:

MAT Todennäköisyyslaskenta Tentti / Kimmo Vattulainen

ABHELSINKI UNIVERSITY OF TECHNOLOGY

HY, MTO / Matemaattisten tieteiden kandiohjelma Todennäköisyyslaskenta IIa, syksy 2018 Harjoitus 3 Ratkaisuehdotuksia.

TODENNÄKÖISYYS JA TILASTOT MAA6 KERTAUS

Otosavaruus ja todennäköisyys Otosavaruus Ë on joukko, jonka alkiot ovat kokeen tulokset Tapahtuma on otosavaruuden osajoukko

Mat Sovellettu todennäköisyyslasku A

HY / Matematiikan ja tilastotieteen laitos Tilastollinen päättely II, kevät 2017 Harjoitus 4 Ratkaisuehdotuksia. Tehtäväsarja I

MS-A0501 Todennäköisyyslaskennan ja tilastotieteen peruskurssi

Todennäköisyyslaskenta

JOHDATUS TEKOÄLYYN TEEMU ROOS

P (A)P (B A). P (B) P (A B) = P (A = 0)P (B = 1 A = 0) P (B = 1) P (A = 1)P (B = 1 A = 1) P (B = 1)

Mat Tilastollisen analyysin perusteet, kevät 2007

MS-A0503 Todennäköisyyslaskennan ja tilastotieteen peruskurssi

Bayesilainen päätöksenteko / Bayesian decision theory

Kurssin puoliväli ja osan 2 teemat

Mat Tilastollisen analyysin perusteet, kevät 2007

vkp 4*(1+0)/(32-3)-1= vkp 2*(1+0)/(32-3)=

1. TODENNÄKÖISYYSJAKAUMIEN ESTIMOINTI

031021P Tilastomatematiikka (5 op) viikko 2

Todennäköisyyslaskennan ja tilastotieteen peruskurssi Esimerkkikokoelma 3

Matemaattinen tilastotiede. Erkki Liski Matematiikan, Tilastotieteen ja Filosofian Laitos Tampereen Yliopisto

6. laskuharjoitusten vastaukset (viikot 10 11)

Transkriptio:

2009 CBS INTERACTIVE JOHDATUS TEKOÄLYYN LUENTO 4. TODENNÄKÖISYYSMALLINNUS II: BAYESIN KAAVA TEEMU ROOS

Marvin Minsky Father of Artificial Intelligence, 1927 2016

PINGVIINI(tweety) :- true. Wulffmorgenthaler HS 14.9.2012

TODENNÄKÖISYYS (TN) EHDOLLINEN TN: P(B A) B:N TODENNÄKÖISYYS, KUN TIEDETÄÄN, ETTÄ A B:N EHDOLLINEN TN ANNETTUNA A P( 1. SILMÄLUKU ON 5 1. SILMÄLUKU EI 6 ) = 1/5 P( 1. SILMÄLUKU ON 5 2. SILMÄLUKU EI 6 ) = 1/6 P(B A) = P(A, B) / P(A), KUN P(A) > 0 P(A, B) = P(A) P(B A) AKTIVATOR 1&2

TODENNÄKÖISYYS (TN) 1. P(A, B) = P(A) P(B A) = P(B) P(A B) // KETJUSÄÄNTÖ 2. P(A,B,C) = P(A, B) P(C A, B) = P(A) P(B A) P(C A, B) // KETJUSÄÄNTÖ 3. P(A) = P(A, B) + P(A, B) // MARGINALISOINTI 4. P(A B) = P(A, B) / P(B) // EHDOLLINEN TN. 5. A B P(A B) = P(A) // RIIPPUMATTOMUUS 6. A B C P(A B, C) = P(A C) // EHDOLLINEN RIIPPUMATTOMUUS 7. P(B A) = P(B) P(A B) / P(A) // BAYESIN KAAVA

TODENNÄKÖISYYS (TN) SATUNNAISMUUTTUJA (SM), ESIM. NOPAN SILMÄLUKU, ON MUUTTUJA, JONKA ARVO MÄÄRÄYTYY ALKEIS- TAPAHTUMAN PERUSTEELLA SM X ON ALKEISTAPAHTUMAN FUNKTIO X : Ω X(Ω). X(Ω) ON X:N ARVOJOUKKO: X(ω) X(Ω) KAIKILLA ω Ω ESIM. KAHDEN NOPAN HEITOSSA ALKEISTAPAHTUMIEN JOUKKO ON Ω = {(m,n) m,n {1,2,3,4,5,6}} SILMÄLUKUJEN SUMMA: ω = (m,n) X(ω) = m+n X(Ω) = {2,3,4,5,6,7,8,9,10,11,12}

TODENNÄKÖISYYS (TN) MUUTTUJAN NIMET ISOLLA ARVOT PIENELLÄ SATUNNAISMUUTTUJIEN AVULLA VOIDAAN MÄÄRITELLÄ UUSIA TAPAHTUMIA: A = X=x B = X<4 C = X=x,Y<5 D = X>Y ESIM. KAHDEN NOPAN HEITOSSA ALKEISTAPAHTUMIEN JOUKKO ON Ω = {(m,n) m,n {1,2,3,4,5,6}} SILMÄLUKUJEN SUMMA: ω = (m,n) X(ω) = m+n X(Ω) = {2,3,4,5,6,7,8,9,10,11,12}

TODENNÄKÖISYYS (TN) SATUNNAISMUUTTUJIEN AVULLA VOIDAAN MÄÄRITELLÄ UUSIA TAPAHTUMIA: A = X=x B = X<4 C = X=x,Y<5 D = X>Y MUUTTUJILLA ON JAKAUMA: P X = (P(X=2),P(X=3),P(X=4),...,P(X=12)) =(1/36, 2/36, 3/36, 4/36, 5/36, 6/36, 5/36, 4/36, 3/36, 2/36, 1/36) ESIM. KAHDEN NOPAN HEITOSSA ALKEISTAPAHTUMIEN JOUKKO ON Ω = {(m,n) m,n {1,2,3,4,5,6}} SILMÄLUKUJEN SUMMA: ω = (m,n) X(ω) = m+n X(Ω) = {2,3,4,5,6,7,8,9,10,11,12}

TODENNÄKÖISYYS (TN) SATUNNAISMUUTTUJIEN AVULLA VOIDAAN MÄÄRITELLÄ UUSIA TAPAHTUMIA: A = X=x B = X<4 C = X=x,Y<5 D = X>Y MUUTTUJILLA ON JAKAUMA: P X = (P(X=2),P(X=3),P(X=4),...,P(X=12)) =(1/36, 2/36, 3/36, 4/36, 5/36, 6/36, 5/36, 4/36, 3/36, 2/36, 1/36) ESIM. KAHDEN NOPAN HEITOSSA ALKEISTAPAHTUMIEN JOUKKO ON Ω = {(m,n) m,n {1,2,3,4,5,6}} SILMÄLUKUJEN SUMMA: ω = (m,n) X(ω) = m+n X(Ω) = {2,3,4,5,6,7,8,9,10,11,12}

MUUTTUJAT VS TAPAHTUMAT TAPAHTUMIEN LASKUSÄÄNNÖT, KUTEN KETJUSÄÄNTÖ, PÄTEVÄT MYÖS MUUTTUJIEN AVULLA MÄÄRITELTYIHIN TAPAHTUMIIN ESIM. P(X=x, Y=y) = P(X=x) P(Y=y X=x) x,y USEIN LYHENNETÄÄN P(x,y) = P(x) P(y x) x,y

BAYES?

BAYES? P(B A) = P(B) P(A B) / P(A) P(tila havainto) = P(tila) P(havainto tila) / P(havainto)

BAYES? P(B A) = P(B) P(A B) / P(A) P(tila havainto) = P(tila) P(havainto tila) / P(havainto)

BAYES? P(B A) = P(B) P(A B) / P(A) P(tila havainto) = P(tila) P(havainto tila) / P(havainto)

BAYES? P(B A) = P(B) P(A B) / P(A) P(tila havainto) = P(tila) P(havainto tila) / P(havainto) POSTERIORI PRIORI USKOTTAVUUS ÄRSYTTÄVÄ NIMITTÄJÄ

BAYES? P(B A) = P(B) P(A B) / P(A) P(tila havainto) = P(tila) P(havainto tila) / P(havainto)

BAYES? P(B A) = P(B) P(A B) / P(A) P(tila havainto) = P(tila) P(havainto tila) / P(havainto)

BAYES? P(B A) = P(B) P(A B) / P(A) P(tila havainto) = P(tila) P(havainto tila) / P(havainto) P(tila h1,h2) = P(tila h1) P(h2 tila,h1) / P(h1,h2) P(tila h1,h2,h3) = P(tila h1,h2) P(h3 tila,h1,h2) / P(h1,h2,h3) ERITYISEN KÄTEVÄÄ, JOS havainnot EHDOLLISESTI RIIPPUMATTOMIA TOISISTAAN ANNETTUNA tila: P(h2 tila,h1) = P(h2 tila), P(h3 tila,h1,h2) = P(h3 tila), jne.

BAYES? P(B A) = P(B) P(A B) / P(A) P(tila havainto) = P(tila) P(havainto tila) / P(havainto) P(tila h1,h2) = P(tila h1) P(h2 tila,h1) / P(h1,h2) P(tila h1,h2,h3) = P(tila h1,h2) P(h3 tila,h1,h2) / P(h1,h2,h3) = P(tila) P(h1 tila) P(h2 tila) P(h3 tila) / P(h1,h2,h3) ERITYISEN KÄTEVÄÄ, JOS havainnot EHDOLLISESTI RIIPPUMATTOMIA TOISISTAAN ANNETTUNA tila: P(h2 tila,h1) = P(h2 tila), P(h3 tila,h1,h2) = P(h3 tila), jne.

BAYES? P(tila havainto) = P(tila) P(havainto tila) / P(havainto) Tila {sairas,terve} Havainto {pos,neg} // potilas sairas tai terve // testi positiivinen tai negatiivinen P(sairas) = 0.001 P(terve) = _0.999_ P(pos sairas) = 0.9 P(pos terve) = 0.01 P(neg sairas) = _0.1_ P(neg terve) = _0.99_ P(sairas pos) = AKTIVATOR 3

SEURAAVAKSI TODENNÄKÖISYYSMALLINNUS SPAM-SUODATIN BAYES-VERKOT

SEURAAVAKSI TODENNÄKÖISYYSMALLINNUS SPAM-SUODATIN BAYES-VERKOT AKKU SPAM/HAM RADIO SYTYTYS BENSA KÄYNISTYY LIIKKUU SANA 1 SANA 2 SANA 3 SANA 4 SANA 6 SANA 7