Page 24 - 4196
P. 24

Нехай всі ціни помилкових класифікацій рівні між
           собою        1.  Тоді  байесівське  рішення  (при  заданих
                     ij
           апріорних  ймовірностях  класів  p )  можна  отримати  за
                                               i
           допомогою принципу максимальних апостеріорних ймо-
           вірностей області класифікації мають вигляд
                                         p                      
                          
                                                                 
                    X  j   x  :  U  jk     lnx  k  ,  k   ,...,1  m ;  k   j ,
                          
                                                                 
                                         p  j                   
                                                                 
                          
                                  f   x        1
                      U  jk    lnx   j    a jk  x   a jk    j      k  ,
                                  f k   x      2
                       a jk    K  1     j      k  ,  ,j  k   1 ,..., m ;  k   j.

                 Кожна  класифікаційна  функція  U     jk   x   пов’язана
           тільки з  j  ю та  k ю сукупностями, при цьому всі фун-
           кції лінійні відносно результатів спостережень, а області
            X  обмежені гіперплощинами.
              j

                 2 Мінімаксний критерій
                 Якщо  апріорні  ймовірності  класів  p   невідомі,  то
                                                        i
           класифікаційні області будуть мати вигляд

                    X    :x  U  jk    Cx   j    C k  ,  k   1 ,...,  m ;  k    j ,
                      j
           де невизначені константи  C     ln p i  i ,    1 ,..., m  знаходять
                                         i
           з умови рівності умовних ризиків  R     R  k  ,  k  1 ,...,  m .
                                                 j
                 Знайдемо параметри нормального розподілу випад-
           кової величини  U :
                              ji
                                1     j    i    1     j    i  1
                   M  U ji   X         K          b ,
                                                                  jii
                                2                              2
                                    D U  ji    bX   jii  .

                 Коваріація між  U  та  U  дорівнює
                                    ji
                                           jk
                                        24
   19   20   21   22   23   24   25   26   27   28   29