সব বই

পেশাদার

1 Markets I: The Ecosystem and Exchange-Traded Marketsবাজার অনলাইনইংরেজি 2 Markets II: Rates, FX and Creditবাজার অনলাইনইংরেজি 3 Markets III: Commodities, Energy and Cryptoবাজার অনলাইনইংরেজি 4 Quantitative Methodsপদ্ধতি অনলাইনইংরেজি 5 Derivatives and Volatilityডেরিভেটিভস অনলাইনইংরেজি 6 Rates, Credit, XVA and Riskসুদহার, ঋণ ও ঝুঁকি অনলাইনইংরেজি 7 Research Craft: Predictors, Backtests, Measurement, Portfoliosগবেষণা অনলাইনইংরেজি 8 Strategies I: Equities and Futuresকৌশল অনলাইনইংরেজি 9 Strategies II: Volatility, Relative Value, Macro and the Bank Desksকৌশল অনলাইনইংরেজি 10 Microstructure and Executionএক্সিকিউশন অনলাইনইংরেজি 11 Market Making and High-Frequency Tradingমার্কেট মেকিং অনলাইনইংরেজি 12 Machine Learning for Marketsমেশিন লার্নিং অনলাইনইংরেজি 13 Low-Latency Softwareপ্রযুক্তি অনলাইনইংরেজি 14 Networks, Hardware and Trading Infrastructureপ্রযুক্তি অনলাইনইংরেজি 15 Research, Data and Risk Platformsপ্রযুক্তি অনলাইনইংরেজি 16 The Desk and the Firmপ্রতিষ্ঠান অনলাইনইংরেজি 17 The Industry: Firms, Roles and Careersক্যারিয়ার অনলাইনইংরেজি 18 Interviews I: Maths, Probability and Speedক্যারিয়ার অনলাইনইংরেজি 19 Interviews II: Markets, Trading Games and the Final Roundক্যারিয়ার অনলাইনইংরেজি 20 Interviews III: Codeক্যারিয়ার অনলাইনইংরেজি
অ্যাপ পরিচিতি Coach সাইন ইন পড়া শুরু করো

বইগুলো এখনো বাংলা ভাষায় পাওয়া যায় না — Nederlands সংস্করণ দেখানো হচ্ছে।

Wiskunde · পরিভাষা

Onafhankelijkheid কী?

অন্য নাম: onafhankelijke gebeurtenissen

Definitie 21.19 Universitaire wiskunde — Bachelor jaar 2 · অধ্যায় 21 — Kansrekening op aftelbare ruimten

Gebeurtenissen AA en BB heten onafhankelijk wanneer P(A∩B)=P(A)P(B)\P(A \cap B) = \P(A)\P(B). Een familie (Ai)i∈I(A_i)_{i \in I} gebeurtenissen heet (onderling) onafhankelijk wanneer voor elke eindige deelverzameling J⊆IJ \subseteq I geldt

P(⋂i∈JAi)=∏i∈JP(Ai).\P\Bigl(\bigcap_{i \in J} A_i\Bigr) = \prod_{i \in J} \P(A_i) .

উদাহরণ

Voorbeeld 21.21 (Onafhankelijkheid afgelezen van een productstructuur)

Gooi met twee eerlijke dobbelstenen: Ω=[ ⁣[1, 6] ⁣]2\Omega = \intint16^2 met uniforme gewichten. Zij A=A = {}“eerste dobbelsteen even” en B=B = {}“tweede dobbelsteen minstens 55”. Tellen: ∣A∣=3⋅6=18\abs A = 3\cdot6 = 18, ∣B∣=6⋅2=12\abs B = 6\cdot2 = 12, ∣A∩B∣=3⋅2=6\abs{A\cap B} = 3\cdot2 = 6, dus

P(A∩B)=636=1836⋅1236=P(A) P(B):\P(A\cap B) = \frac6{36} = \frac{18}{36}\cdot\frac{12}{36} = \P(A)\,\P(B) :

onafhankelijk, en het mechanisme is zichtbaar — AA legt alleen de eerste coördinaat vast, BB alleen de tweede, en de uniforme maat op een productverzameling laat de coördinaattellingen vermenigvuldigen. Elke bewering van het type “gebeurtenissen die van disjuncte groepen worpen afhangen, zijn onafhankelijk” (massaal gebruikt in de weekendopgave) is deze berekening, met meer indices.

Voorbeeld 21.8 (De somgrens: ruw maar onverwoestbaar)

De subadditiviteit met eindig veel gebeurtenissen — de somgrens — ruilt nauwkeurigheid in voor universaliteit. Voor het verjaardagsprobleem met 2323 mensen geeft de kans op een botsing begrenzen door de som over de paren

P(botsing)≤(232)⋅1365=253365≈0.693,\P(\text{botsing}) \leq \binom{23}2\cdot\frac1{365} = \frac{253}{365} \approx 0.693 ,

tegenover de werkelijke 0.5070.507: er ruim naast, omdat botsingen elkaar overlappen. Toch heeft de grens geen onafhankelijkheid nodig, geen gezamenlijke verdeling, niets dan de kansen op de paren — en daarom is in de weekendopgave en overal in Hoofdstuk 22 de somgrens het eerst getrokken wapen: blijkt zij klein te zijn, dan is de zaak beslecht zonder verdere modellering.

Voorbeeld 21.15 (De verjaardagsbotsing, met de kettingregel)

Met nn mensen wier verjaardagen onafhankelijk en uniform over 365365 dagen verdeeld zijn, zij Dn=D_n = {}“alle nn verjaardagen verschillen”. Persoon voor persoon voorwaardelijk stellen (kettingregel) geeft

P(Dn)=∏k=1n−1(1−k365),\P(D_n) = \prod_{k=1}^{n-1}\Bigl(1 - \frac{k}{365}\Bigr),

waarbij elke nieuwe persoon de kk reeds bezette dagen moet vermijden. Voor n=23n = 23: P(D23)≈0.493\P(D_{23}) \approx 0.493 — een gedeelde verjaardag is al waarschijnlijker dan niet. De heuristiek die de kleinheid van 2323 verklaart: logaritmen nemen geeft −ln⁡P(Dn)≈∑k<nk365=(n2)365-\ln \P(D_n) \approx \sum_{k<n}\frac k{365} = \frac{\binom n2}{365}, en (232)=253\binom{23}2 = 253 geeft 253/365≈0.693≈ln⁡2253/365 \approx 0.693 \approx \ln 2. Wat telt is het aantal paren, dat kwadratisch groeit: botsingsproblemen leven op de schaal n∼365n \sim \sqrt{365}, niet n∼365n \sim 365 — de verjaardagsparadox is een vierkantswortel in vermomming.

প্রসঙ্গসহ পড়ো →
Definitie 22.4 Universitaire wiskunde — Bachelor jaar 3 · অধ্যায় 22 — Kansrekening: fundamenten en de wet van de grote aantallen

Deel-σ\sigma-algebra’s A1,…,An⊆A\mathcal A_1, \dots, \mathcal A_n \subseteq \mathcal A heten onafhankelijk als P(A1∩⋯∩An)=∏P(Ai)\P(A_1\cap\dots\cap A_n) = \prod\P(A_i) voor alle Ai∈AiA_i \in \mathcal A_i; gebeurtenissen zijn onafhankelijk als de σ\sigma-algebra’s {∅,Ai,Aic,Ω}\{\varnothing, A_i, A_i^c, \Omega\} dat zijn; en toevalsveranderlijken X1,…,XnX_1, \dots, X_n als de σ\sigma-algebra’s σ(Xi)=Xi−1(B(R))\sigma(X_i) = X_i^{-1}(\mathcal B(\R)) dat zijn. Een oneindige familie is onafhankelijk als elke eindige deelfamilie dat is.

উদাহরণ

Voorbeeld 22.7 (Het verjaardagsprobleem, eerlijk)

Onder nn mensen met onafhankelijke, uniform over N=365N = 365 dagen verdeelde verjaardagen is de kans dat alle verjaardagen verschillen

pn=∏k=1n−1(1−kN),p_n = \prod_{k=1}^{n-1}\Bigl(1 - \frac kN\Bigr),

door herhaald te conditioneren (of rechtstreeks: de gunstige N(N−1)⋯(N−n+1)N(N-1)\cdots(N - n + 1) op het totaal NnN^n, een telargument dat de productformule van de onafhankelijkheid streng maakt). Logaritmen nemen en −ln⁡(1−x)=x+O(x2)-\ln(1 - x) = x + O(x^2) gebruiken geeft

ln⁡pn=−n(n−1)2N+O(n3N2),duspn≈e−n2/2N.\ln p_n = -\frac{n(n-1)}{2N} + O\Bigl(\frac{n^3}{N^2}\Bigr), \qquad\text{dus}\qquad p_n \approx \eu^{-n^2/2N} .

Het kantelpunt pn=12p_n = \frac12 ligt bij n≈2Nln⁡2≈1.18Nn \approx \sqrt{2N\ln2} \approx 1.18\sqrt N: voor N=365N = 365 is n=23n = 23 (p23=0.4927p_{23} = 0.4927). Twee moralen. Ten eerste duiken botsingen tussen nn voorwerpen in NN dozen op op de schaal n∼Nn \sim \sqrt N, niet n∼Nn \sim N — de verjaardagsschaling die de botsingen van hashfuncties en de kostprijs N\sqrt N van verjaardagsaanvallen in de cryptografie regeert. Ten tweede is de berekening een sjabloon: de (n2)\binom n2 gebeurtenissen “dit paar botst” zijn niet onafhankelijk, en toch gedraagt het antwoord zich alsof ze het wel waren (e−(n2)/N\eu^{-\binom n2/N} is precies de heuristiek met onafhankelijke paren) — een eerste geval van de poissonbenadering die in de weekendopgave van Hoofdstuk 23 streng wordt gemaakt (de ongelijkheid van Le Cam).

Voorbeeld 22.14 (Wat de sterke wet oplevert)

(a) Frequenties: voor i.i.d. muntworpen convergeert de waargenomen frequentie van kop b.z. naar pp — de empirische rechtvaardiging van de kansrekening zelf. (b) Monte carlo: voor g∈L1([0, 1])g \in L^1(\intcc01) en (Un)(U_n) i.i.d. uniform (Stelling 22.6) is 1n∑k≤ng(Uk)→∫01g\frac1n\sum_{k\leq n}g(U_k) \to \int_0^1g b.z.: integralen door te bemonsteren, in elke dimensie, met de van de dimensie onafhankelijke snelheid ∼n−1/2\sim n^{-1/2} die in Hoofdstuk 23 precies wordt gemaakt. (c) Normale getallen: bijna elk reëel getal heeft in zijn binaire ontwikkeling asymptotische frequentie 12\frac12 aan enen (pas de sterke wet toe op de cijferveranderlijken van Stelling 22.6) — de stelling van Borel, een uitspraak over de meest alledaagse getallen bewezen met maat: Probleem 22.1 maakt haar in alle bases af.

প্রসঙ্গসহ পড়ো →