ВУЗ:
Составители:
Рубрика:
(
)
)5(
2
/ AHP
i
0,109 0,109 0,109 0,109 0,182 0,109 0,273
(
)
)6(
2
/ AHP
i
0,104 0,104 0,104 0,104 0,259 0,069 0,259
(
)
)7(
2
/ AHP
i
0,109 0,109 0,109 0,109 0,273 0,109 0,182
(
)
∑
j
ji
AHP
)(
2
/
0,706 0,66 0,706 0,706 1,76 0,706 1,76
( )
A/
2 i
HP
0,101 0,094 0,101 0,101 0,251 0,101 0,251
4.5. Результаты работы третьего эксперта
Варианты
1
υ
2
υ
3
υ
4
υ
5
υ
6
υ
7
υ
Ранги
эксперта 3
5 2 3 4 1 4 3
События
)1(
A
)2(
A
)3(
A
)4(
A
)5(
A
)6(
A
)7(
A
Для правдоподобия (4.37) рассчитанные значения апостериорных вероятностей и усредненные вероятности приведены
в табл. 4.6.
4.6. Апостериорные вероятности на третьей итерации
Гипотезы
Вероятности
H
1
H
2
H
3
H
4
H
5
H
6
H
7
)/(
)1(
3
AHP
i
0,36 0,108 0,108 0,108 0,268 0,108 0,268
)/(
)2(
3
AHP
i
0,107 0,036 0,107 0,107 0,268 0,107 0,268
)/(
)3(
3
AHP
i
0,108 0,108 0,036 0,108 0,268 0,108 0,268
)/(
)4(
3
AHP
i
0,107 0,107 0,107 0,036 0,267 0,107 0,267
)/(
)5(
3
AHP
i
0,103 0,103 0,103 0,103 0,229 0,103 0,257
)/(
)6(
3
AHP
i
0,108 0,108 0,108 0,108 0,268 0,036 0,268
)/(
)7(
3
AHP
i
0,12 0,12 0,12 0,12 0,3 0,12 0,1
)/(
3
A
i
HP
0,098 0,099 0,099 0,099 0,267 0,098 0,242
Таким образом, после высказываний третьего эксперта максимальное значение средней вероятности соответствует ги-
потезе
5
H
(
( )
267,0/
53
=
AHP
), в качестве оптимального варианта следует принять
5
υ
.
Рассматривая в качестве
a
υ
вариант
5
υ
и в качестве
b
υ
–
6
υ
, при
1,2,3
===
b
k
a
kk
на основе формулы (4.33) полу-
чаем
2
=
m
, а согласно (4.31)
3/1,3/2
==
b
P
a
P
. Для этих значений неравенство
)A/)(()A/)((
75
2323
υ>υ
++
HPHP
с вероятностью
),()(1)(
222
baPbPaP −−=
,
где
),(
2
baP
– вероятность того, что при
2
=
m
средние апостериорные вероятности для вариантов
a
υ
и
b
υ
примерно срав-
няются.
Используя формулы (4.34), (4.35), получаем
036,0)1(2),(
;012,0)1()(
2
2
2
2
2
≈−=
≈−=
baa
ba
PPPbaP
PPbP
Страницы
- « первая
- ‹ предыдущая
- …
- 139
- 140
- 141
- 142
- 143
- …
- следующая ›
- последняя »