Парадоксы мультиномиального распределения

Материал из MachineLearning.

(Различия между версиями)

Версия 12:43, 4 апреля 2014

Уважаемые коллеги!

Эта статья изобилует грубыми математическими ошибками (начиная с непонимания самой сути математического доказательства), как и другие статьи того же автора:

Удалить это безобразие и забанить автора — самое простое решение. Есть и другой вариант — попробовать помочь всем миром и написать коллективную рецензию, объяснив автору его ошибки. Для этого есть страницы Обсуждений статей и Обсуждение участника:Vitsemgol. Это большая работа, непосильная для одного человека, но для сообщества вполне осуществимая. Коллеги, давайте отнесёмся к проблеме как к исследованию. Есть несколько открытых вопросов, которые бросают нам вызов. Упрощает ли Вики задачу интегрирования «непризнанного гения» в профессиональное сообщество? Способен ли человек, ворвавшийся в чужой монастырь со своим уставом, покаяться и услышать, что ему скажут? Откликнется ли хоть кто-то из сообщества? Хватит ли нам всем терпимости? Это добрый эксперимент, дорогие коллеги! Как Администратор, предупреждаю: увижу «войну правок», эмоции и прочие проявления непрофессионализма — прекращу эксперимент как неудачный и удалю всё. — К.В.Воронцов 02:49, 4 ноября 2013 (MSK)

Уважаемый Константин Вячеславович и уважаемые Ваши единомышленники:

1. В начале этого года Главный администратор Викизнании Vovkav проявил собственную инициативу и из моей Песочницы на Викизнании перенес на свою страницу обсуждения под №43 мою статью с названием "Кто в этом доме хозяин", посвящённую в основном современному представлению биномиального распределения;

2.То, что это распределение двух случайных величин знал Виктор Яковлевич Буняковский ещё в 1846 году! ^[1];

3. Однако с середины 20-го века возобладала иная точка зрения на биномиальное распределение, как на распределение одной случайной величины! ^[1]

4. Мои дебаты с моим оппонентом закончились только весной этого года. Был рассмотрен широкий круг вопросов по биномиальному и мультиномиальному (полиномиальному) распределениям. Моя основная точка зрения состояла в том, что в биномиальном распределении вторая случайная величина зависима от первой (иначе не выполнялась бы аксиома Колмогорова - нормирование вероятностей), а в мультиномиальном распределении только первая случайная величина является независимой, а все остальные случайные величины зависимы от всех предшестующих случайных величин своего распределения;

5. Летом 2013 года предварительно с Главным администратором Викизнании Vovkav (см. его страницу обсуждения № 47) были согласованы названия всех вариантов биномиального и мультиномиального распределений: "vovkav 20:39, 19 <августа> 2013 (MSD): Предложенные названия статей одобряю.";

6.В августе 2013 года были написаны две статьи "Парадоксы биномиального распределения" и "Парадоксы мультиномиального (полиномиального) распределения";

7. И далее. К этим двум главным статьям в разделах См. также добавлены варианты названий биномиального и мультиномиального (полиномиального) распределений, которые были предложенные совместными усилиями с Главным администратором Викизнании vovkav.

8. Кто-то перевёл мою статью «Биномиальное распределение» на украинский язык “Біноміальній розподіл”: http://choroshinovyny.info/p-11169-b%D1%96nom%D1%96alniy-rozpod%D1%96l Замечу, что В.Я. Буняковский украинец по отцовской линии, а я - по материнской линии. И если я не ошибаюсь, то первая книга по теории вероятностей была издана в Харькове в 1831 году. Пожалуйста, проверьте меня.

9. Всегда готов выслушать и принять любую критику.

14:54, 11 ноября 2013 (MSK)

4-го ноября 2013-го года Вы, Константин Вячеславович, всем миром захотели написать коллективную рецензию на мои работы и объяснить мне мои ошибки (если они имеются). Заодно Вы, Константин Вячеславович, спрашивали своих коллег: способен ли человек, ворвавшийся в чужой монастырь со своим уставом (как понял, это обо мне), покаяться и услышать, что ему скажут (почему бы и нет)? Хватит ли нам всем терпимости (этот вопрос уже не ко мне)? Однако, заканчивается 5-й месяц как Вы, Константин Вячеславович, написали это и другое, но до сих ни Вы, ни Ваши коллеги на эти и другие вопросы так и не ответили. Спрашивается о каких таких моих ошибках Вы собирались вести речь? Для того, чтобы разъяснить свою точку зрения по данному вопросу (чего мелочиться?), обратимся к признанному гению А. С. Пушкину. В первой главе своего бессмертного творения “Евгений Онегин” автор сетовал на то, что (цитирую ) <<Латынь из моды вышла ныне>>. И это в 1831-м году! А что говорить нам в 2014-м году? Как известно, приставка <<би>> в переводе с латыни на русский язык означает двойной, сдвоенный. Поэтому слово бином означает двучлен. По аналогии биномиальное распределение означает распределение, содержащее ДВЕ случайные величины. А что мы имеем с 20-го века? С 20-го века и в 21-м веке биномиальное распределение – это распределение не двух, а одной случайной величины. Это первый маразм (на мой взгляд), занесенный к нам из США ещё в 20-м веке и получивший широкое распространение 21-м веке [2]! Обратимся к одному из русских классиков 19-го века – к Виктору Яковлевичу Вуняковскому и прочитаем хотя бы первые 20 страниц в подлиннике [1]. В этой книге биномиальное распределение (ещё так не называемое) является распределением ДВУХ случайных величин! Так сколько же на самом деле случайных величин в биномиальном распределении? Две или одна? Если одна, то утверждающий в подлиннике не читал Буняковского. И, в конце концов, в свете вышеизложенного, объясните, пожалуйста, как биномиальное распределение одновременно может быть и распределением Бернулли, и биномиальным распределением? Иными словами, как может быть такое, что два различные распределения соответствуют одному и тому же назначению и описываются одной и той же формулой?

1.1. Вкратце определю свою точку зрения: биномиальное распределение – распределение двух случайных величин, в котором первая случайная величина независимая, а вторая случайная величина зависима от первой (иначе не будет выполняться вторая аксиома Колмогорова, - аксиома нормирования вероятностей). Вероятность биномиального распределения как произведение первой независимой и второй зависимой случайных величин является цепью Маркова. Сумма вероятностей биномиального распределения равна единице. Следовательно, биномиальное распределение как цепь Маркова, является стахостической. Переходная вероятность биномиального распределения является дискретной функцией времени. Следовательно, биномиальное распределение является марковским процессом с дискретным временем.

1.2. Мультиномиальное распределение – распределение нескольких случайных величин, в котором первая случайная величина является независимой, а все последующие случайные величины являются зависимыми случайными величинами, причём зависимость такова, что каждая последующая из них зависима от всех предшествующих случайных величин данного распределения (иначе не будет выполняться вторая аксиома Колмогорова по той же причине). Мультиномиальное распределение появляется в последовательности зависимых случайных испытаний с конечным или счётным числом исходов. По сути — это цепь Маркова, где случайная величина зависима от предшествующей случайной величины. Случайные величины следуют одна за другой в порядке возрастания своих номеров. Так называемое начальное распределение цепи Маркова для мультиномиального распределения не имеет смысла, поскольку нумерация случайных величин начинается с единицы. Переходная вероятность мультиномиального распределения является дискретной функцией времени. Следовательно, и мультиномиальное распределение как произведение его случайных величин, является дискретной функцией времени, иными словами, мультиномиальное распределение является марковским процессом с дискретным временем. Сумма всех вероятностей мультиномиального распределения равна единице. Следовательно, мультиномиальное распределение как цепь Маркова, является стахостической. Однако в отличие от марковских цепей и марковских процессов мультиномиальное распределение не обладает свойством отсутствия последействия, согласно которому для любого испытания допускается зависимость его от непосредственно предшествующего ему испытания (и только от него). Причина заключается в том, что в мультиномиальном распределении имеется ещё одна зависимость — каждая случайная величина (кроме первой) зависима от всех ей предшествующих случайных величин. Зависимость проявляется в том, что предшествующая случайная величина мультиномиального распределения в соответствующий момент времени сокращает на своё числовое значение верхнюю границу пространства элементарных событий следующей за ней случайной величины. Как следствие, все предшествующие случайные величины (если их числовые значения отличны от нуля) поочерёдно в соответствующие моменты времени сокращают на свои числовые значения верхнюю границу пространства элементарных событий последней случайной величины. В частном случае, когда число случайных величин равно двум, имеет место биномиальное распределение – распределение ДВУХ случайных величин.

2.1. Получение биномиального распределения относится к задачам разделения исходного конечного дискретного множества последовательно во времени на два подмножества случайных объёмов, в сумме составляющих исходное множество.

2.2. По аналогии получение мультиномиального распределения относится к задачам разделения дискретного множества последовательно во времени на несколько подмножеств (больше двух, но не больше числа элементов множества), в сумме составляющих исходное множество.

С уважением, В.С. Голоборщенко 16:26, 4 апреля 2014 (MSD)

Литература

Предисловие. По мнению Карла Пирсона, в математике нет другого такого раздела науки, в котором столь же легко допустить ошибку, как в теории вероятностей.": см. http://www.vixri.ru/d/Sekej%'20G.%20_Paradoksy%20v%20teorii%20verojatnostej_.pdf ^[1]. Мультиномиальное распределение традиционной интерпретации — известное с давних пор как распределение независимых случайных величин получено так называемым методом выбора с возвращением (каждый раз в процессе проведения очередного независимого испытания выбранные элементы возвращают на прежнее место, в исходное состояние). Мультиномиальное распределение настоящей интерпретации — распределение зависимых случайных величин (кроме первой) получено в этом столетии методом выбора без возвращения в процессе разделения множества различимых и неупорядоченных элементов на подмножества случайных объёмов, в сумме составляющих исходное множество и число подмножеств равно числу случайных величин распределения. Суть метода выбора без возвращения — выбранные элементы множества не возвращают на прежнее место до окончания процесса разбиения исходного множества на его подмножества. Биномиальное распределение традиционной интерпретации — известное с давних пор как распределение одной случайной величины получено так называемым методом выбора с возвращением.

Биномиальное распределение настоящей интерпретации — получено в этом столетии как распределение двух случайных величин. Первая из них независимая, а вторая зависима от первой. Распределение получено методом выбора без возвращения в процессе разделения множества различимых и неупорядоченных элементов на два подмножества, в сумме составляющих исходное множество и число подмножеств равно числу случайных величин распределения. Излагается в рамках минимально необходимого набора параметров, под которым для мультиномиального распределения и каждой его случайной величины понимается: пространство элементарных событий, вероятность, математическое ожидание и дисперсия ^[1]. К дополнительным параметрам отнесены, например, производящая и характеристическая функции ^[1], $\xi^2-$ критерий.

Парадокс №1. Мультиномиальное распределение не является распределением независимых случайных величин

Если утверждается, что мультиномиальное распределение традиционной интерпретации это мультиномиальное распределение независимых случайных величин и что каждая его случайная величина имеет биномиальное распределение традиционной интерпретации, то произведение вероятностей соответствующих случайных величин биномиальных распределений

$P(X_i=n_i)= {n\choose n_i} p_i^{n_i}q_i^{n-n_i}, \quad i=1,\ldots,k$

должно быть вероятностью мультиномиального распределения независимых случайных величин

$P(X_1=n_1,\ldots,X_k=n_k)={n\choose n_1}\cdots {n\choose n_k}p_1^{n_1}q_1^{n-n_1}\cdots p_k^{n_k}q_k^{n-n_k}.$

Однако полученный результат не соответствует формуле вероятностей этого мультиномиального распределения

$P(X_1=n_1,\ldots,X_k=n_k)=\frac{n!}{n_1!\cdots n_k!}p_1^{n_1}\cdots p_k^{n_k}.$

Следовательно, мультиномиальное распределение традиционной интерпретации не является мультиномиальным распределением независимых случайных величин. Что и требовалось доказать.

Парадокс №2. Каждая случайная величина мультиномиального распределения не имеет биномиальное распределение

Этот парадокс доказывается аналогично парадоксу №1. Если каждая случайная величина мультиномиального распределения традиционной интерпретации имеет биномиальное распределение традиционной интерпретации

$P(X_i=n_i)= {n\choose n_i} p_i^{n_i}q_i^{n-n_i}, \quad i=1,\ldots,k,$

то произведение этих случайных величин должно быть вероятностью мультиномиального распределения. Однако полученный результат перемножения

$\prod_{i=1}^k P(X_i=n_i)={n\choose n_1}\cdots {n\choose n_k}p_1^{n_1}q_1^{n-n_1}\cdots p_k^{n_k}q_k^{n-n_k}$

не соответствует формуле вероятностей мультиномиального распределения. Что и требовалось доказать.

Парадокс №3. Математическое ожидание мультиномиального распределения не является произведением математических ожиданий биномиальных распределений

Если утверждается, что мультиномиальное распределение традиционной интерпретации является совместным распределением независимых случайных величин и что каждая его случайная величина имеет биномиальное распределение традиционной интерпретации с математическим ожиданием

$E(X_i=n_i)= p_in, \quad i=1,\ldots,k,$

то произведение математических ожиданий соответствующих случайных величин биномиальных распределений, как произведение независимых случайных величин, должно приводить к математическому ожиданию миультиномиального распределения традиционной интерпретации. Однако полученный результат при условии $n>{1\choose\sqrt[k]{p_1,\cdots,p_k}}$ оказывается больше единицы

$\prod_{i=1}^kE(X_i=n_i)=p_1\cdots p_kn^k >1,$

что противоречит аксиоматике Колмогорова . Согласно второй её аксиоме сумма всех вероятностей, включая и математическое ожидание распределения, должна быть равной единице. Что и требовалось доказать. Более того, при безграничном возрастании числа $n$ испытаний полученный результат стремится к бесконечности.

Парадокс №4. Математическое ожидание каждой случайной величины мультиномиального распределения не является математическим ожиданием соответствующего биномиального распределения

Доказывается аналогично доказательству парадокса №3. Если утверждается, что математическое ожидание каждой случайной величины мультиномиального распределения является математическим ожиданием соответствующего биномиального распределения традиционной интерпретации, то произведение математических ожиданий соответствующих биномиальных распределений обязано привести к математическому ожиданию мультиномиального распределения. Однако это произведение

$\prod_{i=1}^kE(X_i=n_i)=p_1\cdots p_kn^k$

не является математическим ожиданием мультиномиального распределения ни современной, ни традиционной интерпретаций, поскольку при условии $n>{1\choose\sqrt[k]{p_1,\cdots,p_k}}$ оно оказывается больше единицы и противоречит второй аксиоме аксиоматики Колмогорова. Что и требовалось доказать.

Парадокс №5. Биномиальное распределение традиционной интерпретации не является частным случаем мультиномиального распределения традиционной интерпретации

Если утверждается, что биномиальное распределение традиционной интерпретации является частным случаем мультиномиального распределения традиционной интерпретации

$P(X_1=n_1,\ldots,X_k=n_k) = \frac{n!}{n_1! \cdots n_k!} p_1^{n_1} \cdots p_k^{n_k},$

$2\le k \le n< \infty, \quad n_1+\ldots+n_k=n, \quad p_1+\ldots +p_k=1$

при сокращении в нём числа случайных величин до двух, то сокращая число случайных величин до двух $k=2$ , получаем биномиальное распределение двух случайных величин

$P(X_1=n_1,X_2=n_2) = \frac{n!}{n_1! n_2!} p_1^{n_1}p_2^{n_2},$

$n_1+n_2=n, \quad p_1+p_2=1,$

а не одной, каким принято считать биномиальное распределение традиционной интерпретации. Что и требовалось доказать.

Мультиномиальное распределение как процесс выполнения взаимосвязанных действий над материальными объектами

Объекты: множество, его подмножества и их элементы как объективная реальность, существующая вне нас и независимо от нас. Мультиномиальное распределение это:

случайный процесс безвозвратного разделения во времени $t_1,\ldots, t_k, \quad 2\le k\le n$ и в пространстве конечного $n$ - множества различимых неупорядоченных элементов ( $2\le n<\infty$ ),
разделение множества осуществляют выборками без возвращения (изъятые из множества элементы не возвращают обратно во множество до полного окончания экспериментов),
сумма объёмов всех выборок равна объёму исходного множества $\sum _{i=1}^k n_i =n$ , при этом только одна из выборок может иметь случайный объём в пределах всего объёма исходного множества $0\le n_i\le n$ ,
вероятность попадания одного произвольного элемента множества в каждое из подмножеств $0\le p_i<1, \quad i=1,\ldots,k\le n$ принимают за вероятность события с положительным исходом соответствующего распределения Бернулли ,
эти вероятности неизменны в процессе разбиения множества и пронормированы $\sum _{i=1}^k p_i =1$ согласно аксиоматике Колмогорова,
очерёдность следования выборок принимают за нумерацию случайных величин $X_1, \ldots, X_k$ мультиномиального распределения,
случайный объём каждой выборки $n_i, \quad i=1,\ldots, k\le n$ в момент времени $t_i$ принимают за числовое значение соответствующей случайной величины $X_i=n_i \mid X_{i-1}=n_{i-1}$ мультиномиального распределения при условии, что в предшествующий момент времени $t_{i-1}$ предшествующая случайная величина $X_{i-1}$ приняла числовое значение $n_{i-1}$ ,
результаты каждого разбиения обрабатывают вероятностными методами, определяют технические характеристике всех выборок и принимают их за технические характеристики случайных величин мультиномиального распределения,
минимально необходимый набор технических характеристик случайных величин и мультиномиального распределения в целом это: пространство элементарных событий, вероятность, математическое ожидание и дисперсия,
математическое ожидание мультиномиального распределения имеет место, когда число выборок $k$ равно числу элементов $n$ -множества $k=n$ и численно равно $\frac{n!}{n^n}, \quad 2\le n, <\infty$ , откуда $n=2, \quad \frac{n!}{n^n}=\frac{2!}{2^2}=\frac{1}{2}$ - математическое ожидание биномиального распределения.

Мультиномиальное распределение и цепи Маркова: совпадения и отличия, частный случай

Мультиномиальное распределение появляется в последовательности зависимых случайных испытаний с конечным или счётным числом исходов. По сути — это цепь Маркова, где $X_{i+1}$ -ая случайная величина зависима от предшествующей $X_i$ -ой случайной величины

$t_{i+1}>t_i,X_{i+1}=n_{i+1} \mid t_i<t_{i+1}, X_i=n_i,\quad i=1,\ldots,k \le n$

следующим образом: $X_{i+1}$ -ая случайная величина в $t_{i+1}$ -ый момент времени принимает числовое значение, равное $n_{i+1}$ , при условии, что в $t_i$ -ый момент времени $X_i$ -ая случайная величина приняла числовое значение, равное $n_i$ . Случайные величины следуют одна за другой в порядке возрастания своих номеров. $X_0$ , называемое начальным распределением цепи Маркова, для мультиномиального распределения не имеет смысла $t_0=0,\quad X_0=0$ , поскольку нумерация случайных величин начинается с единицы: $t_1, X_1,\ldots, t_k, X_k$ . Переходная вероятность мультиномиального распределения

$P(t_i,X_i=n_i \mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1}),\quad 0\le n_i\le n< \infty$

является дискретной функцией времени. Следовательно, и мультиномиальное распределение

$\prod_{i=1}^kP(t_i,X_i=n_i\mid t_{i-1},X_{i-1}=n_{i-1})=\frac{n!}{n_1! \cdots n_k!}p_1^{n_1}\cdots p_k^{n_k},$

как произведение его случайных величин, является дискретной функцией времени, иными словами, мультиномиальное распределение является марковским процессом с дискретным временем. Сумма всех вероятностей мультиномиального распределения равна единице. Следовательно, мультиномиальное распределение как цепь Маркова, является стахостической. Однако в отличие от марковских цепей и марковских процессов мультиномиальное распределение не обладает свойством отсутствия последействия, согласно которому для любого испытания допускается зависимость его от непосредственно предшествующего ему испытания (и только от него). Причина заключается в том, что в мультиномиальном распределении имеется ещё одна зависимость — каждая случайная величина (кроме первой) зависима от всех ей предшествующих случайных величин. Зависимость проявляется в том, что предшествующая случайная величина ( $X_i$ ) мультиномиального распределения в соответствующий момент времени ( $t_i$ ) сокращает на своё числовое значение ( $n_i$ ) верхнюю границу пространства элементарных событий следующей за ней случайной величины ( $X_{i+1}$ ):

$\Omega_{i+1}(t_{i+1}, X_{i+1}=n_{i+1} \mid t_i,X_i=n_i)=[0 \le n_{i+1} \le n-\ldots-n_i],$

$i=1,\ldots,k \le n.$

Как следствие, все предшествующие случайные величины (если их числовые значения отличны от нуля) поочерёдно в соответствующие моменты времени сокращают на свои числовые значения верхнюю границу пространства элементарных событий последней случайной величины.

В частном случае, когда $k=2$ , имеет место биномиального распределения интерпретации 21-го века.

С точки зрения цепей Маркова — биномиальное распределение интерпретации 21-го века — это простейший марковский процесс с дискретным временем, в котором: вторая случайная величина зависима от первой (и только от неё)

$t_2>t_i,X_2=n_2 \mid t_i<t_2, X_1=n_1, \quad n_1+n_2=1;$

всего лишь одна переходная вероятность

$P(t_2,X_2=n_2 \mid t_1,X_1=n_1);$

процесс стахостический, поскольку сумма вероятностей равна единице $p_1+p_2=1$ ; как и в мультиномиальном распределении, начальное состояние цепи Маркова $X_0$ , для биномиального распределения не имеет смысла $t_0=0, \quad X_0=0$ , поскольку нумерация случайных величин начинается с единицы: $t_1, X_1, \quad t_2, X_2$ .

Заключение

По числу парадоксов (как минимум 5, а с учётом парадоксов производящих, характеристических функций и $\xi^2$ - критерия 8) мультиномиальному распределению нет равных. Главные причины возникновения парадоксов — ошибки в логике и в методе получения распределения. В частности, мультиномиальное не потому что его формула содержит мультиномиальные (полиномиальные) коэффициенты, а потому что оно первоначально было образовано из полинома (многочлена).

На самом деле мультиномиальное распределение появляется в процессе разбиения ('методом без возвращения) множества различимых и неупорядоченных элементов на несколько подмножеств случайных объёмов, в сумме составляющих исходное множество и число подмножеств равно числу случайных величин распределения.

Главным распространителем парадоксов мультиномиального распределения и биномиального распределения является Википедия, которая нарушает заодно и свои же правила ВП МАРГ: http://ru.wikipedia.org/wiki/Мультиномиальное распределение и http://ru.wikipedia.org/wiki/Биномиальное распределение (в ней не представлено ни одного источника, не говоря об авторитетном).

Пришло время, когда биномиальное распределение и мультиномиальное распределение описаны на единой методологической основе: методом индукции от биномиального распределения приходим к мультииномиальному;

методом дедукции от мультиномиального распределения приходим к биномиальному.

Если и найдётся человек-чудак, который всерьёз будет утверждать, что << мультиномиальное распределение — это распределение независимых случайных величин >>, поприветствуем его как человека из прошлого века.

Литература

См.также

Источник — «http://recognition.su/wiki/index.php?title=%D0%9F%D0%B0%D1%80%D0%B0%D0%B4%D0%BE%D0%BA%D1%81%D1%8B_%D0%BC%D1%83%D0%BB%D1%8C%D1%82%D0%B8%D0%BD%D0%BE%D0%BC%D0%B8%D0%B0%D0%BB%D1%8C%D0%BD%D0%BE%D0%B3%D0%BE_%D1%80%D0%B0%D1%81%D0%BF%D1%80%D0%B5%D0%B4%D0%B5%D0%BB%D0%B5%D0%BD%D0%B8%D1%8F»

Категория: Вероятностные распределения

Парадоксы мультиномиального распределения

Материал из MachineLearning.

Версия 12:43, 4 апреля 2014

Содержание

Литература

Парадокс №1. Мультиномиальное распределение не является распределением независимых случайных величин

Парадокс №2. Каждая случайная величина мультиномиального распределения не имеет биномиальное распределение

Парадокс №3. Математическое ожидание мультиномиального распределения не является произведением математических ожиданий биномиальных распределений

Парадокс №5. Биномиальное распределение традиционной интерпретации не является частным случаем мультиномиального распределения традиционной интерпретации

Мультиномиальное распределение как процесс выполнения взаимосвязанных действий над материальными объектами

Мультиномиальное распределение и цепи Маркова: совпадения и отличия, частный случай

Заключение

Литература

См.также

Просмотры

Личные инструменты

Навигация

Поиск

Инструменты

@@ Строка 49: / Строка 49: @@
 Однако, заканчивается 5-й месяц как Вы, Константин Вячеславович, написали это и другое, но до сих ни Вы, ни Ваши коллеги на эти и другие вопросы так и не ответили.
 Спрашивается о каких таких моих ошибках Вы собирались вести речь?
+Для того, чтобы разъяснить свою точку зрения по данному вопросу (чего мелочиться?), обратимся к признанному гению А. С. Пушкину. В первой главе своего бессмертного творения “Евгений  Онегин”  автор сетовал на то, что (цитирую ) <<Латынь из моды вышла ныне>>. И это в 1831-м году!  А что говорить нам в 2014-м году?
+Как известно, приставка <<би>>  в переводе с латыни на русский язык означает двойной, сдвоенный. Поэтому слово [[бином]] означает двучлен.  По аналогии биномиальное распределение означает распределение, содержащее ДВЕ  случайные величины. А что мы имеем с 20-го века? С 20-го века и в 21-м веке [[биномиальное распределение]] – это распределение не двух, а одной случайной величины. Это первый маразм (на мой взгляд), занесенный к нам из США ещё в 20-м веке и получивший широкое распространение 21-м веке  [2]!
+Обратимся к одному из русских классиков 19-го века – к Виктору Яковлевичу Вуняковскому  и прочитаем хотя бы первые 20 страниц в подлиннике [1]. В этой книге биномиальное распределение (ещё так не называемое) является распределением ДВУХ случайных величин! Так сколько же на самом деле случайных величин в биномиальном распределении?  Две или одна? Если одна, то утверждающий в подлиннике не читал Буняковского.
+И, в конце концов, в свете вышеизложенного, объясните, пожалуйста, как биномиальное распределение одновременно может быть и распределением Бернулли, и биномиальным  распределением? Иными словами, как может быть такое, что два различные распределения соответствуют одному и тому же  назначению и описываются одной и той же формулой?
+.1. Вкратце определю свою точку зрения:
+биномиальное распределение – распределение двух случайных величин, в котором первая случайная величина независимая, а вторая случайная величина зависима от первой (иначе не будет выполняться вторая аксиома Колмогорова, - аксиома нормирования вероятностей). Вероятность биномиального  распределения как произведение первой независимой и второй зависимой случайных величин является цепью Маркова. Сумма вероятностей биномиального распределения равна единице. Следовательно, биномиальное распределение как цепь Маркова, является стахостической. Переходная вероятность биномиального распределения является дискретной функцией времени. Следовательно, биномиальное распределение является марковским процессом с дискретным временем.
+.2. Мультиномиальное распределение – распределение нескольких случайных величин, в котором первая случайная величина является независимой, а все последующие случайные величины являются зависимыми случайными величинами, причём зависимость такова, что каждая последующая из них зависима от всех предшествующих случайных величин данного распределения (иначе не будет выполняться вторая аксиома Колмогорова по той же причине).
+Мультиномиальное распределение появляется в последовательности зависимых случайных испытаний с конечным или счётным числом исходов. По сути — это цепь Маркова, где  случайная величина зависима от предшествующей случайной величины.  Случайные величины следуют одна за другой в порядке возрастания своих номеров.  Так называемое начальное распределение цепи Маркова для мультиномиального распределения не имеет смысла, поскольку нумерация случайных величин начинается с единицы. Переходная вероятность мультиномиального распределения является дискретной функцией времени. Следовательно, и мультиномиальное распределение  как произведение его случайных величин, является дискретной функцией времени, иными словами, мультиномиальное распределение является марковским процессом с дискретным временем. Сумма всех вероятностей мультиномиального распределения равна единице. Следовательно, мультиномиальное распределение как цепь Маркова, является стахостической. Однако в отличие от марковских цепей и марковских процессов мультиномиальное распределение не обладает свойством отсутствия последействия, согласно которому для любого испытания допускается зависимость его от непосредственно предшествующего ему испытания (и только от него). Причина заключается в том, что в мультиномиальном распределении имеется ещё одна зависимость — каждая случайная величина (кроме первой) зависима от всех ей предшествующих случайных величин. Зависимость проявляется в том, что предшествующая случайная величина  мультиномиального распределения в соответствующий момент времени  сокращает на своё числовое значение  верхнюю границу пространства элементарных событий следующей за ней случайной величины. Как следствие, все предшествующие случайные величины (если их числовые значения отличны от нуля) поочерёдно в соответствующие моменты времени сокращают на свои числовые значения верхнюю границу пространства элементарных событий последней случайной величины. В частном случае, когда число случайных величин равно двум, имеет место биномиальное распределение – распределение ДВУХ случайных величин.
+.1. Получение  биномиального распределения относится к задачам разделения исходного конечного дискретного множества  последовательно во времени на два подмножества случайных объёмов, в сумме составляющих исходное множество.
+.2. По аналогии получение  мультиномиального распределения относится к задачам разделения дискретного множества последовательно во времени на несколько подмножеств (больше двух, но не больше числа элементов множества),  в  сумме составляющих исходное множество.
 С уважением, В.С. Голоборщенко
 :26, 4 апреля 2014 (MSD)