Составители:
Рубрика:
28
Величину риска определяем по равенству (1) при значениях
*
00
xx=
,
*
11
PP=
. Отметим некоторые случаи, в которых решение становится
достаточно наглядным. Положим, что условные выигрыши отсутствуют
C
11
= C
22
= 0, а цены ошибок одинаковы C
12
= C
21
. Тогда из уравнения (5)
вытекает
0
0
12
(/ ) (/ )
x
x
fxDdx fxD dx
∞
−∞
=
∫∫
или
01 02
(/ ) (/ )1
Fx D Fx D
+=
,
где F(x
0
/ D
1
) и F(x
0
/ D
2
) – соответствующие функции распределения.
Последнее соотношение показывает равенство условных вероятностей
ошибочных решений.
На рис. 1 для этого случая площади P
л.т
и P
п.д
равны. В общем
случае
0
0
1
л.т
12
п.д 21
2
(/ )
Цена пропуска дефекта
.
Цена ложной тревоги
(/ )
x
x
fxDdx
P
C
PC
fxD dx
∞
−∞
===
∫
∫
(12)
Зависимость (12) выражает равенство условных рисков ошибочных
решений. С помощью функций распределения она записывается в виде
f(x / D
i
)
f(x / D
1
)
f(x / D
2
)
x
0
x
0
P
п.д
P
л.т
Рис 1. Определение граничного значения диагностического параметра
по методу минимакса
Страницы
- « первая
- ‹ предыдущая
- …
- 26
- 27
- 28
- 29
- 30
- …
- следующая ›
- последняя »
