द्विपद वितरण

द्विपद मॉडल" यहां पुनर्निर्देश करता है। विकल्प मूल्य निर्धारण में द्विपद मॉडल के लिए, द्विपद विकल्प मूल्य निर्धारण मॉडल देखें।

[[File:Pascal's triangle; binomial distribution.svg|thumb|280px|के लिए द्विपद वितरण $$p=0.5$$ n और k के साथ जैसा कि पास्कल के त्रिकोण में है

इस बात की प्रायिकता है कि बीन मशीन में 8 परतों (n = 8) वाली गेंद केंद्रीय बिन (k = 4) में समाप्त हो जाती है $$70/256$$.]]संभाव्यता सिद्धांत और सांख्यिकी में, एन और पी मापदंडों के साथ द्विपद वितरण एन सांख्यिकीय स्वतंत्रता प्रयोग (प्रायिकता सिद्धांत) के क्रम में सफलताओं की संख्या का असतत संभाव्यता वितरण है, प्रत्येक हां-नहीं प्रश्न पूछ रहा है, और प्रत्येक अपने स्वयं के बूलियन-मूल्यवान कार्य-मूल्यवान परिणाम (संभावना) के साथ: सफलता (संभावना के साथ पी) या विफलता (संभाव्यता के साथ) $$q=1-p$$). एकल सफलता/विफलता प्रयोग को बर्नौली परीक्षण या बर्नौली प्रयोग भी कहा जाता है, और परिणामों के अनुक्रम को बर्नौली प्रक्रिया कहा जाता है; एकल परीक्षण के लिए, अर्थात, n = 1, द्विपद बंटन बर्नौली बंटन है। द्विपद वितरण सांख्यिकीय महत्व के लोकप्रिय द्विपद परीक्षण का आधार है। द्विपद वितरण का उपयोग अक्सर आकार n की आबादी से प्रतिस्थापन के साथ खींचे गए आकार n के नमूने में सफलताओं की संख्या को मॉडल करने के लिए किया जाता है। यदि नमूना प्रतिस्थापन के बिना किया जाता है, तो ड्रॉ स्वतंत्र नहीं होते हैं और इसलिए परिणामी वितरण एक हाइपरज्यामितीय होता है वितरण, द्विपद वितरण नहीं। हालाँकि, n से बहुत बड़े N के लिए, द्विपद वितरण एक अच्छा सन्निकटन बना हुआ है, और व्यापक रूप से उपयोग किया जाता है।

संभाव्यता द्रव्यमान समारोह
सामान्यतः, यदि यादृच्छिक चर X पैरामीटर n ∈ प्राकृतिक संख्या के साथ द्विपद वितरण का अनुसरण करता है$$\mathbb{N}$$और p ∈ [0,1], हम X ~ B(n, p) लिखते हैं। n स्वतंत्र बर्नौली परीक्षणों में बिल्कुल k सफलताएँ प्राप्त करने की प्रायिकता संभाव्यता द्रव्यमान फलन द्वारा दी गई है:


 * $$f(k,n,p) = \Pr(k;n,p) = \Pr(X = k) = \binom{n}{k}p^k(1-p)^{n-k}$$

के = 0, 1, 2, ..., n, जहां के लिए


 * $$\binom{n}{k} =\frac{n!}{k!(n-k)!}$$

द्विपद गुणांक है, इसलिए बंटन का नाम है। सूत्र को इस प्रकार समझा जा सकता है: k सफलताएँ प्रायिकता pk के साथ होती हैं और n−k विफलताएँ संभाव्यता के साथ होती हैं $$(1-p)^{n-k}$$. हालाँकि, k सफलताएँ n परीक्षणों के बीच कहीं भी हो सकती हैं, और वहाँ हैं $$\tbinom{n}{k}$$ n परीक्षणों के क्रम में k सफलताओं को वितरित करने के विभिन्न तरीके।

द्विपद वितरण संभाव्यता के लिए संदर्भ सारणी बनाने में, आमतौर पर तालिका को n/2 मानों तक भर दिया जाता है। ऐसा इसलिए है क्योंकि k > n/2 के लिए, प्रायिकता की गणना इसके पूरक के रूप में की जा सकती है


 * $$f(k,n,p)=f(n-k,n,1-p). $$

अभिव्यक्ति f(k, n, p) को k के कार्य के रूप में देखते हुए, k मान है जो इसे अधिकतम करता है। यह k मान गणना करके पाया जा सकता है
 * $$ \frac{f(k+1,n,p)}{f(k,n,p)}=\frac{(n-k)p}{(k+1)(1-p)} $$

और इसकी तुलना 1 से करें। हमेशा पूर्णांक M होता है जो संतुष्ट करता है
 * $$(n+1)p-1 \leq M < (n+1)p.$$

f(k, n, p) k < M के लिए मोनोटोन बढ़ रहा है और k > M के लिए मोनोटोन घट रहा है, उस मामले को छोड़कर जहां (n + 1)p पूर्णांक है। इस मामले में, ऐसे दो मान हैं जिनके लिए f अधिकतम है: (n + 1)p और (n + 1)p − 1। M सबसे संभावित परिणाम है (अर्थात, सबसे अधिक संभावना है, हालांकि यह अभी भी असंभव हो सकता है कुल मिलाकर) बरनौली परीक्षण और इसे मोड (सांख्यिकी) कहा जाता है।

उदाहरण
मान लीजिए कि निष्पक्ष सिक्का उछालने पर प्रायिकता 0.3 के साथ शीर्ष पर आता है। 6 उछालों में ठीक 4 चित देखने की प्रायिकता है


 * $$f(4,6,0.3) = \binom{6}{4}0.3^4 (1-0.3)^{6-4}= 0.059535.$$

संचयी वितरण समारोह
संचयी वितरण समारोह के रूप में व्यक्त किया जा सकता है:


 * $$F(k;n,p) = \Pr(X \le k) = \sum_{i=0}^{\lfloor k \rfloor} {n\choose i}p^i(1-p)^{n-i},$$

कहाँ $$\lfloor k\rfloor$$ k के नीचे का तल है, अर्थात फर्श और छत k से कम या उसके बराबर कार्य करता है।

इसे नियमित रूप से अपूर्ण बीटा फलन के संदर्भ में निम्नानुसार भी प्रदर्शित किया जा सकता है:
 * $$\begin{align}

F(k;n,p) & = \Pr(X \le k) \\ &= I_{1-p}(n-k, k+1) \\ & = (n-k) {n \choose k} \int_0^{1-p} t^{n-k-1} (1-t)^k \, dt. \end{align}$$ जो कि F-बंटन | के संचयी बंटन फलन के समतुल्य है$F$-वितरण:
 * $$F(k;n,p) = F_{F\text{-distribution}}\left(x=\frac{1-p}{p}\frac{k+1}{n-k};d_1=2(n-k),d_2=2(k+1)\right).$$

संचयी बंटन फलन के लिए कुछ बंद-फ़ॉर्म बाउंड या टेल बाउंड दिए गए हैं.

अपेक्षित मूल्य और विचरण
यदि X ~ B(n, p), अर्थात, X द्विपद रूप से वितरित यादृच्छिक चर है, n प्रयोगों की कुल संख्या है और p प्रत्येक प्रयोग के सफल परिणाम देने की संभावना है, तो X का अपेक्षित मान है:
 * $$ \operatorname{E}[X] = np.$$

यह इस तथ्य के साथ-साथ अपेक्षित मूल्य की रैखिकता का अनुसरण करता है $X$ $n$ का योग है  समान बर्नौली यादृच्छिक चर, प्रत्येक अपेक्षित मूल्य के साथ $p$. दूसरे शब्दों में, अगर $$X_1, \ldots, X_n$$ पैरामीटर के $p$ साथ समान (और स्वतंत्र) बर्नौली यादृच्छिक चर हैं $p$, तब $$X = X_1 + \cdots + X_n$$ और

$$\operatorname{E}[X] = \operatorname{E}[X_1 + \cdots + X_n] = \operatorname{E}[X_1] + \cdots + \operatorname{E}[X_n] = p + \cdots + p = np.$$

भिन्नता है:
 * $$ \operatorname{Var}(X) = npq = np(1 - p).$$

यह इसी तरह इस तथ्य से अनुसरण करता है कि स्वतंत्र यादृच्छिक चर के योग का विचरण भिन्नताओं का योग है।

उच्च क्षण
पहले 6 केंद्रीय क्षण, के रूप में परिभाषित $$ \mu _{c}=\operatorname {E} \left[(X-\operatorname {E} [X])^{c}\right] $$, द्वारा दिया गया है
 * $$\begin{align}

\mu_1 &= 0, \\ \mu_2 &= np(1-p),\\ \mu_3 &= np(1-p)(1-2p),\\ \mu_4 &= np(1-p)(1+(3n-6)p(1-p)),\\ \mu_5 &= np(1-p)(1-2p)(1+(10n-12)p(1-p)),\\ \mu_6 &= np(1-p)(1-30p(1-p)(1-4p(1-p))+5np(1-p)(5-26p(1-p))+15n^2 p^2 (1-p)^2). \end{align}$$ गैर-केंद्रीय क्षण संतुष्ट करते हैं
 * $$\begin{align}

\operatorname {E}[X] &= np, \\ \operatorname {E}[X^2] &= np(1-p)+n^2p^2, \end{align}$$ और सामान्यतः

\operatorname {E}[X^c] = \sum_{k=0}^c \left\{ {c \atop k} \right\} n^{\underline{k}} p^k, $$ कहाँ $$\textstyle \left\{{c\atop k}\right\}$$ दूसरी तरह की स्टर्लिंग संख्याएँ हैं, और $$n^{\underline{k}} = n(n-1)\cdots(n-k+1)$$ है $$k$$ वें गिरते और बढ़ते फैक्टोरियल $$n$$.एक साधारण बंधन प्वासों बंटन या उच्चतर क्षणों के माध्यम से द्विपद आघूर्णों को बाउंड करके अनुसरण करता है:

\operatorname {E}[X^c] \le \left(\frac{c}{\log(c/(np)+1)}\right)^c \le (np)^c \exp\left(\frac{c^2}{2np}\right). $$ इससे पता चलता है कि अगर $$c=O(\sqrt{np})$$, तब $$\operatorname {E}[X^c]$$ से अधिक से अधिक स्थिर कारक दूर है $$\operatorname {E}[X]^c$$

मोड
आमतौर पर द्विपद B(n,-p) बंटन का बहुलक $$\lfloor (n+1)p\rfloor$$ (सांख्यिकी) बराबर होता है, जहाँ  $$\lfloor\cdot\rfloor$$ फर्श समारोह है। हालाँकि, जब (n + 1)p पूर्णांक होता है और p न तो 0 होता है और न ही 1, तब वितरण के दो तरीके होते हैं: (n + 1)p और (n + 1)p − 1। जब p 0 के बराबर होता है या 1, मोड क्रमशः 0 और n होगा। इन मामलों को संक्षेप में निम्नानुसार किया जा सकता है:
 * $$\text{mode} =

\begin{cases} \lfloor (n+1)\,p\rfloor & \text{if }(n+1)p\text{ is 0 or a noninteger}, \\ (n+1)\,p\ \text{ and }\ (n+1)\,p - 1 &\text{if }(n+1)p\in\{1,\dots,n\}, \\ n & \text{if }(n+1)p = n + 1. \end{cases}$$ सबूत: चलो


 * $$f(k)=\binom nk p^k q^{n-k}.$$

के लिए $$p=0$$ केवल $$f(0)$$ के साथ शून्येतर मान है $$f(0)=1$$. के लिए $$p=1$$ हम देखतें है $$f(n)=1$$ और $$f(k)=0$$ के लिए $$k\neq n$$. इससे सिद्ध होता है कि बहुलक 0 है $$p=0$$ और $$n$$ के लिए $$p=1$$.

होने देना $$0 < p < 1$$. हम देखतें है


 * $$\frac{f(k+1)}{f(k)} = \frac{(n-k)p}{(k+1)(1-p)}$$.

इससे इस प्रकार है


 * $$\begin{align}

k > (n+1)p-1 \Rightarrow f(k+1) < f(k) \\ k = (n+1)p-1 \Rightarrow f(k+1) = f(k) \\ k < (n+1)p-1 \Rightarrow f(k+1) > f(k) \end{align}$$ तो कब $$(n+1)p-1$$ पूर्णांक है, तो $$(n+1)p-1$$ और $$(n+1)p$$ विधा है। उस मामले में $$(n+1)p-1\notin \Z$$, सिर्फ तभी $$\lfloor (n+1)p-1\rfloor+1=\lfloor (n+1)p\rfloor$$ विधा है।

मध्य
सामान्यतः, द्विपद बंटन के लिए माध्यिका ज्ञात करने के लिए कोई एकल सूत्र नहीं होता है, और यह गैर-अद्वितीय भी हो सकता है। हालाँकि, कई विशेष परिणाम स्थापित किए गए हैं:
 * यदि np पूर्णांक है, तो माध्य, माध्यिका और बहुलक संपाती हैं और np के बराबर हैं।
 * किसी भी माध्यिका m को अंतराल ⌊np⌋ ≤ m ≤ ⌈np⌉ के भीतर होना चाहिए।
 * माध्यिका m माध्य से बहुत दूर नहीं हो सकता: m − np.
 * माध्य अद्वितीय है और m = रौन्डिंग (np) के बराबर है जब |m − np| ≤ मिनट{p, 1 − p} (मामले को छोड़कर जब p =$1⁄2$ और n विषम है)। * जब p परिमेय संख्या है (p = 1/2 और n विषम को छोड़कर) तो माध्य अद्वितीय होता है।
 * जब p = 1/2 और n विषम हो, तो अंतराल में कोई भी संख्या m $1⁄2$(एन − 1) ≤ म ≤$1⁄2$(n + 1) द्विपद बंटन की माध्यिका है। यदि p = 1/2 और n सम है, तो m = n/2 अद्वितीय माध्यिका है।

ल बाउंड्स
के ≤ एनपी के लिए, संचयी वितरण समारोह $$F(k;n,p) = \Pr(X \le k)$$ की निचली पूंछ के लिए ऊपरी सीमाएं प्राप्त की जा सकती हैं, संभावना है कि अधिक से अधिक k सफलताएँ हैं। तब से $$\Pr(X \ge k) = F(n-k;n,1-p) $$, इन सीमाओं को k ≥ np के संचयी वितरण समारोह की ऊपरी पूंछ के लिए सीमाओं के रूप में भी देखा जा सकता है।

हॉफडिंग की असमानता से सरल सीमा प्राप्त होती है


 * $$ F(k;n,p) \leq \exp\left(-2 n\left(p-\frac{k}{n}\right)^2\right), \!$$

जो हालांकि ज्यादा टाइट नहीं है। विशेष रूप से, p = 1 के लिए, हमारे पास वह F(k;n,p) = 0 (स्थिर k के लिए, n के साथ k < n) है, लेकिन Hoeffding की सीमा सकारात्मक स्थिरांक का मूल्यांकन करती है।

चेर्नॉफ़ बाउंड से शार्प बाउंड प्राप्त किया जा सकता है:
 * $$ F(k;n,p) \leq \exp\left(-nD\left(\frac{k}{n}\parallel p\right)\right) $$

जहां D ( a || p) कुल्बैक-लीब्लर डाइवर्जेंस है। a -सिक्का और p-सिक्का (यानी बर्नौली (a) और बर्नौली (p) वितरण के बीच) के बीच सापेक्ष एन्ट्रॉपी (या कुल्बैक-लीब्लर डाइवर्जेंस) है:


 * $$ D(a\parallel p)=(a)\log\frac{a}{p}+(1-a)\log\frac{1-a}{1-p}. \!$$

असम्बद्ध रूप से, यह सीमा यथोचित तंग है; देखना जानकारी के लिए।

कोई पूंछ पर निचली सीमा भी प्राप्त कर सकता है $$F(k;n,p) $$, विरोधी एकाग्रता सीमा के रूप में जाना जाता है। स्टर्लिंग के सूत्र के साथ द्विपद गुणांक का अनुमान लगाकर यह दिखाया जा सकता है
 * $$ F(k;n,p) \geq \frac{1}{\sqrt{8n\tfrac{k}{n}(1-\tfrac{k}{n})}} \exp\left(-nD\left(\frac{k}{n}\parallel p\right)\right),$$

जिसका तात्पर्य सरल लेकिन शिथिल बाध्यता से है
 * $$ F(k;n,p) \geq \frac1{\sqrt{2n}} \exp\left(-nD\left(\frac{k}{n}\parallel p\right)\right).$$

p = 1/2 और k ≥ 3n/8 के लिए भी n के लिए, भाजक को स्थिर बनाना संभव है:
 * $$ F(k;n,\tfrac{1}{2}) \geq \frac{1}{15} \exp\left(- 16n \left(\frac{1}{2} -\frac{k}{n}\right)^2\right). \!$$

मापदंडों का अनुमान
जब n ज्ञात हो, तो सफलताओं के अनुपात का उपयोग करके पैरामीटर p का अनुमान लगाया जा सकता है:
 * $$ \widehat{p} = \frac{x}{n}.$$

यह अनुमानक अधिकतम संभावना अनुमानक और क्षणों की विधि (सांख्यिकी) का उपयोग करके पाया जाता है। यह अनुमानक अनुमानक का पूर्वाग्रह है और समान रूप से न्यूनतम-विचरण निष्पक्ष अनुमानक के साथ, लेहमैन-शेफ़े प्रमेय का उपयोग करके सिद्ध किया गया है, क्योंकि यह न्यूनतम पर्याप्त और पूर्णता (सांख्यिकी) आँकड़ा (अर्थात: x) पर आधारित है। यह संभाव्यता और माध्य चुकता त्रुटि दोनों में संगत अनुमानक भी है।

पी के लिए बंद फॉर्म बेयस अनुमानक भी मौजूद है जब बीटा वितरण को संयुग्मित पूर्व पूर्व वितरण के रूप में उपयोग किया जाता है। सामान्य का उपयोग करते समय $$\operatorname{Beta}(\alpha, \beta)$$ पूर्व के रूप में, बेयस अनुमानक#पोस्टीरियर माध्य अनुमानक है:
 * $$ \widehat{p}_b = \frac{x+\alpha}{n+\alpha+\beta}.$$

Bayes आकलनकर्ता स्पर्शोन्मुख दक्षता (Bayes) है और जैसे ही नमूना आकार अनंत (n → ∞) तक पहुंचता है, यह अधिकतम संभावना अनुमान समाधान तक पहुंचता है। बेयस अनुमानक अनुमानक का पूर्वाग्रह है (कितना पूर्ववर्तियों पर निर्भर करता है), बेयस अनुमानक # स्वीकार्यता और संभाव्यता में लगातार अनुमानक।

गैर-सूचनात्मक पूर्व के रूप में मानक वर्दी वितरण का उपयोग करने के विशेष मामले के लिए, $$\operatorname{Beta}(\alpha=1, \beta=1) = U(0,1)$$, पश्च माध्य अनुमानक बन जाता है:
 * $$ \widehat{p}_b = \frac{x+1}{n+2}.$$

(एक बेयस अनुमानक # पश्च मोड को केवल मानक अनुमानक तक ले जाना चाहिए।) इस पद्धति को उत्तराधिकार का नियम कहा जाता है, जिसे 18 वीं शताब्दी में पियरे-साइमन लाप्लास द्वारा पेश किया गया था।

बहुत दुर्लभ घटनाओं और छोटे n के साथ p का आकलन करते समय (उदाहरण के लिए: यदि x = 0), तो मानक अनुमानक का उपयोग करने की ओर जाता है $$ \widehat{p} = 0,$$ जो कभी-कभी अवास्तविक और अवांछनीय होता है। ऐसे मामलों में विभिन्न वैकल्पिक आकलनकर्ता हैं। बेयस अनुमानक का उपयोग करने का तरीका है, जिससे:
 * $$ \widehat{p}_b = \frac{1}{n+2}.$$

एक अन्य विधि तीन के नियम (सांख्यिकी) का उपयोग करके प्राप्त विश्वास अंतराल की ऊपरी सीमा का उपयोग करना है:
 * $$ \widehat{p}_{\text{rule of 3}} = \frac{3}{n}.$$

विश्वास अंतराल
यहां तक ​​कि एन के काफी बड़े मूल्यों के लिए, माध्य का वास्तविक वितरण महत्वपूर्ण रूप से असामान्य है। इस समस्या के कारण कॉन्फिडेंस इंटरवल का अनुमान लगाने के लिए कई तरीके प्रस्तावित किए गए हैं।

नीचे दिए गए कॉन्फ़िडेंस इंटरवल के समीकरणों में, वेरिएबल्स के निम्नलिखित अर्थ हैं:
 * एन1 n में से सफलताओं की संख्या है, परीक्षणों की कुल संख्या
 * $$ \widehat{p\,} = \frac{n_1}{n}$$ सफलताओं का अनुपात है
 * $$z=1 - \tfrac{1}{2}\alpha$$ लक्ष्य त्रुटि दर के अनुरूप मानक सामान्य वितरण (यानी, प्रोबिट) का परिमाण है $$\alpha$$. उदाहरण के लिए, 95% विश्वास स्तर के लिए त्रुटि $$\alpha$$= 0.05, इसलिए $$1 - \tfrac{1}{2}\alpha$$= 0.975 और $$z$$ = 1.96.

वाल्ड विधि

 * $$ \widehat{p\,} \pm z \sqrt{ \frac{ \widehat{p\,} ( 1 -\widehat{p\,} )}{ n } } .$$

0.5/n का निरंतरता सुधार जोड़ा जा सकता है।

अग्रेस्ती-कूल विधि

 * $$ \tilde{p} \pm z \sqrt{ \frac{ \tilde{p} ( 1 - \tilde{p} )}{ n + z^2 } }$$

यहाँ p का अनुमान संशोधित किया गया है


 * $$ \tilde{p}= \frac{ n_1 + \frac{1}{2} z^2}{ n + z^2 } $$

के लिए यह तरीका अच्छा काम करता है $$n>10$$ और $$n_1\neq 0,n$$. के लिए यहां देखें $$n\leq 10$$. के लिए $$n_1 = 0,n$$ नीचे दी गई विल्सन (स्कोर) विधि का उपयोग करें।

आर्कसीन विधि

 * $$\sin^2 \left(\arcsin \left(\sqrt{\widehat{p\,}}\right) \pm \frac{z}{2\sqrt{n}} \right).$$

विल्सन (स्कोर) विधि
नीचे दिए गए सूत्र में अंकन पिछले सूत्रों से दो तरह से भिन्न है:
 * सबसे पहले, जेडx नीचे दिए गए सूत्र में इसकी थोड़ी अलग व्याख्या है: इसका सामान्य अर्थ '(1 − x)-th क्वांटाइल' के लिए शॉर्टहैंड होने के अतिरिक्त 'मानक सामान्य वितरण का xवां क्वांटाइल' है।
 * दूसरे, यह सूत्र दो सीमाओं को परिभाषित करने के लिए प्लस-माइनस का उपयोग नहीं करता है। इसके बजाय, कोई उपयोग कर सकता है $$z = z_{\alpha / 2}$$ निचली सीमा पाने के लिए, या उपयोग करें $$z = z_{1 - \alpha/2}$$ ऊपरी सीमा पाने के लिए। उदाहरण के लिए: 95% कॉन्फिडेंस लेवल के लिए एरर $$\alpha$$= 0.05, इसलिए उपयोग करने पर व्यक्ति को निचली सीमा मिलती है $$z = z_{\alpha/2} = z_{0.025} = - 1.96$$, और का उपयोग करके ऊपरी सीमा प्राप्त होती है $$z = z_{1 - \alpha/2} = z_{0.975} = 1.96$$.


 * $$\frac{

\widehat{p\,} + \frac{z^2}{2n} + z   \sqrt{ \frac{\widehat{p\,}(1 - \widehat{p\,})}{n} + \frac{z^2}{4 n^2} } }{   1 + \frac{z^2}{n} }$$

तुलना
तथाकथित सटीक (द्विपद अनुपात विश्वास अंतराल # क्लॉपर-पियर्सन अंतराल | क्लॉपर-पियर्सन) विधि सबसे रूढ़िवादी है। (सटीक का मतलब पूरी तरह से सटीक नहीं है; बल्कि, यह इंगित करता है कि अनुमान सही मूल्य से कम रूढ़िवादी नहीं होंगे।)

वाल्ड विधि, हालांकि आमतौर पर पाठ्यपुस्तकों में अनुशंसित है, सबसे पक्षपाती है।

द्विपदों का योग
यदि X ~ B(n, p) और Y ~ B(m, p) समान प्रायिकता p वाले स्वतंत्र द्विपद चर हैं, तो X + Y फिर से द्विपद चर है; इसका वितरण Z=X+Y ~ B(n+m, p) है:
 * $$\begin{align}

\operatorname P(Z=k) &= \sum_{i=0}^k\left[\binom{n}i p^i (1-p)^{n-i}\right]\left[\binom{m}{k-i} p^{k-i} (1-p)^{m-k+i}\right]\\ &= \binom{n+m}k p^k (1-p)^{n+m-k} \end{align}$$ एक द्विपद वितरित यादृच्छिक चर X ~ B(n, p) को n Bernoulli वितरित यादृच्छिक चर के योग के रूप में माना जा सकता है। तो दो द्विपद वितरित यादृच्छिक चर X ~ B(n, p) और Y ~ B(m, p) का योग n + m बर्नौली वितरित यादृच्छिक चर के योग के बराबर है, जिसका अर्थ है Z=X+Y ~ B( एन + एम, पी)। यह अतिरिक्त नियम का उपयोग करके भी सीधे सिद्ध किया जा सकता है।

हालाँकि, यदि X और Y में समान प्रायिकता p नहीं है, तो योग का विचरण द्विपद योग विचरण असमानता के रूप में वितरित किया जाएगा $$B(n+m, \bar{p}).\,$$

पोइसन द्विपद वितरण
द्विपद बंटन प्वासों द्विपद बंटन का विशेष मामला है, जो n स्वतंत्र गैर-समरूप बर्नौली परीक्षणों के योग का बंटन है B(pi).

दो द्विपद बंटनों का अनुपात
यह परिणाम पहली बार 1978 में काट्ज़ और सह-लेखकों द्वारा प्राप्त किया गया था। चलो एक्स ~ ~ बी (एन, पी1) और वाई ~ बी(एम,पी2) स्वतंत्र रहें। चलो टी = (एक्स/एन)/(वाई/एम)।

फिर लॉग (टी) औसत लॉग के साथ लगभग सामान्य रूप से वितरित किया जाता है (पी1/पी2) और विचरण ((1/p1) − 1)/n + ((1/p2) − 1)/मी.

सशर्त द्विपद
यदि X ~ B(n, p) और Y | X ~ B(X, q) (Y का सशर्त वितरण, दिया गया X), तो Y वितरण Y ~ B(n, pq) के साथ सरल द्विपद यादृच्छिक चर है।

उदाहरण के लिए, n गेंदों को टोकरी U में फेंकने की कल्पना करेंXऔर हिट करने वाली गेंदों को लेकर दूसरी टोकरी U में फेंकनाY. यदि p, U से टकराने की प्रायिकता हैXतो X ~ B(n, p) यू को हिट करने वाली गेंदों की संख्या हैX. यदि q, U से टकराने की प्रायिकता हैYफिर यू को हिट करने वाली गेंदों की संख्याYY ~ B(X, q) है और इसलिए Y ~ B(n, pq).

तब से $$ X \sim B(n, p) $$ और $$ Y \sim B(X, q) $$, कुल संभाव्यता के कानून द्वारा,
 * $$\begin{align}

\Pr[Y = m] &= \sum_{k = m}^{n} \Pr[Y = m \mid X = k] \Pr[X = k] \\[2pt] &= \sum_{k=m}^n \binom{n}{k} \binom{k}{m} p^k q^m (1-p)^{n-k} (1-q)^{k-m} \end{align}$$ तब से $$\tbinom{n}{k} \tbinom{k}{m} = \tbinom{n}{m} \tbinom{n-m}{k-m},$$ उपरोक्त समीकरण के रूप में व्यक्त किया जा सकता है
 * $$ \Pr[Y = m] = \sum_{k=m}^{n} \binom{n}{m} \binom{n-m}{k-m} p^k q^m (1-p)^{n-k} (1-q)^{k-m} $$

फैक्टरिंग $$ p^k = p^m p^{k-m} $$ और उन सभी शर्तों को खींच रहा है जिन पर निर्भर नहीं है $$ k $$ योग से बाहर अब पैदावार
 * $$\begin{align}

\Pr[Y = m] &= \binom{n}{m} p^m q^m \left( \sum_{k=m}^n \binom{n-m}{k-m} p^{k-m} (1-p)^{n-k} (1-q)^{k-m} \right) \\[2pt] &= \binom{n}{m} (pq)^m \left( \sum_{k=m}^n \binom{n-m}{k-m} \left(p(1-q)\right)^{k-m} (1-p)^{n-k} \right) \end{align}$$ प्रतिस्थापित करने के बाद $$ i = k - m $$ उपरोक्त अभिव्यक्ति में, हम प्राप्त करते हैं
 * $$ \Pr[Y = m] = \binom{n}{m} (pq)^m \left( \sum_{i=0}^{n-m} \binom{n-m}{i} (p - pq)^i (1-p)^{n-m - i} \right) $$

ध्यान दें कि योग (कोष्ठक में) ऊपर के बराबर है $$ (p - pq + 1 - p)^{n-m} $$ द्विपद प्रमेय द्वारा। अंत में उपज में इसे प्रतिस्थापित करना
 * $$\begin{align}

\Pr[Y=m] &= \binom{n}{m} (pq)^m (p - pq + 1 - p)^{n-m}\\[4pt] &= \binom{n}{m} (pq)^m (1-pq)^{n-m} \end{align}$$ और इस तरह $$ Y \sim B(n, pq) $$ जैसी इच्छा थी।

बरनौली वितरण
बर्नौली वितरण द्विपद वितरण का विशेष मामला है, जहां n = 1. सांकेतिक रूप से, X ~ B(1, p) का वही अर्थ है जो X ~ Bernoulli(p) का है। इसके विपरीत, कोई भी द्विपद बंटन, B(n, p), n स्वतंत्र बर्नौली परीक्षणों के योग का बंटन है, Bernoulli(p), प्रत्येक की समान प्रायिकता p है।

सामान्य सन्निकटन
यदि n काफी बड़ा है, तो वितरण का तिरछा बहुत बड़ा नहीं है। इस मामले में सामान्य वितरण द्वारा B(n, p) के लिए उचित सन्निकटन दिया जाता है


 * $$ \mathcal{N}(np,\,np(1-p)),$$

और उपयुक्त निरंतरता सुधार का उपयोग करके इस बुनियादी सन्निकटन को सरल तरीके से सुधारा जा सकता है। बुनियादी सन्निकटन आम तौर पर n बढ़ने (कम से कम 20) के रूप में बेहतर होता है और बेहतर होता है जब p 0 या 1 के करीब नहीं होता है। अंगूठे के विभिन्न नियमों का उपयोग यह तय करने के लिए किया जा सकता है कि n काफी बड़ा है, और p शून्य या के चरम से काफी दूर है:


 * एक नियम क्या वह इसके लिए है n > 5 सामान्य सन्निकटन पर्याप्त है यदि तिरछापन का निरपेक्ष मान 0.3 से सख्ती से कम है; वह है, अगर
 * $$\frac{|1-2p|}{\sqrt{np(1-p)}}=\frac1{\sqrt{n}}\left|\sqrt{\frac{1-p}p}-\sqrt{\frac{p}{1-p}}\,\right|<0.3.$$

इसे बेरी-एस्सेन प्रमेय का उपयोग करके सटीक बनाया जा सकता है।


 * एक मजबूत नियम बताता है कि सामान्य सन्निकटन तभी उचित है जब इसके माध्य के 3 मानक विचलन के भीतर सब कुछ संभावित मूल्यों की सीमा के भीतर हो; वह है, केवल अगर
 * $$\mu\pm3\sigma=np\pm3\sqrt{np(1-p)}\in(0,n).$$
 * यह 3-मानक-विचलन नियम निम्नलिखित शर्तों के समतुल्य है, जो उपरोक्त पहले नियम को भी लागू करता है।
 * $$n>9 \left(\frac{1-p}{p} \right)\quad\text{and}\quad n>9\left(\frac{p}{1-p}\right).$$

नियम $$ np\pm3\sqrt{np(1-p)}\in(0,n)$$ अनुरोध करने के लिए पूरी तरह से समकक्ष है
 * $$np-3\sqrt{np(1-p)}>0\quad\text{and}\quad np+3\sqrt{np(1-p)}3\sqrt{np(1-p)}\quad\text{and}\quad n(1-p)>3\sqrt{np(1-p)}.$$

तब से $$09 \left(\frac{1-p}p\right) \quad\text{and}\quad n>9 \left(\frac{p}{1-p}\right).$$

ध्यान दें कि ये शर्तें स्वचालित रूप से इसका अर्थ लगाती हैं $$n>9$$. दूसरी ओर, वर्गमूल को फिर से लागू करें और 3 से विभाजित करें,
 * $$\frac{\sqrt{n}}3>\sqrt{\frac{1-p}p}>0 \quad \text{and} \quad \frac{\sqrt{n}}3 > \sqrt{\frac{p}{1-p}}>0.$$

पहले वाले से असमानताओं के दूसरे सेट को घटाना:
 * $$\frac{\sqrt{n}}3>\sqrt{\frac{1-p}p}-\sqrt{\frac{p}{1-p}}>-\frac{\sqrt{n}}3;$$

और इसलिए, वांछित पहला नियम संतुष्ट है,
 * $$\left|\sqrt{\frac{1-p}p}-\sqrt{\frac{p}{1-p}}\,\right|<\frac{\sqrt{n}}3.$$


 * एक और आमतौर पर इस्तेमाल किया जाने वाला नियम यह है कि दोनों मान $$np$$ और $$n(1-p)$$ 5 से अधिक या उसके बराबर होना चाहिए। हालाँकि, विशिष्ट संख्या स्रोत से स्रोत में भिन्न होती है, और यह इस बात पर निर्भर करता है कि कोई सन्निकटन कितना अच्छा चाहता है। विशेष रूप से, यदि कोई 5 के अतिरिक्त 9 का उपयोग करता है, तो नियम का तात्पर्य पिछले पैराग्राफ में बताए गए परिणामों से है।

मान लें कि दोनों मान $$np$$ और $$n(1-p)$$ 9 से अधिक हैं। चूंकि $$0< p<1$$, हमारे पास वह आसानी से है
 * $$np\geq9>9(1-p)\quad\text{and}\quad n(1-p)\geq9>9p.$$

अब हमें केवल संबंधित कारकों द्वारा विभाजित करना है $$p$$ और $$1-p$$, 3-मानक-विचलन नियम के वैकल्पिक रूप को निकालने के लिए:
 * $$n>9 \left(\frac{1-p}p\right) \quad\text{and}\quad n>9 \left(\frac{p}{1-p}\right).$$

निरंतरता सुधार लागू करने का उदाहरण निम्नलिखित है। मान लीजिए कि द्विपद यादृच्छिक चर X के लिए Pr(X ≤ 8) की गणना करना चाहता है। यदि Y का वितरण सामान्य सन्निकटन द्वारा दिया गया है, तो Pr(X ≤ 8) Pr(Y ≤ 8.5) द्वारा अनुमानित है। 0.5 का जोड़ निरंतरता सुधार है; असंशोधित सामान्य सन्निकटन काफी कम सटीक परिणाम देता है।

यह सन्निकटन, डी मोइवर-लाप्लास प्रमेय के रूप में जाना जाता है, हाथ से गणना करते समय विशाल समय बचाने वाला होता है (बड़े n के साथ सटीक गणना बहुत कठिन होती है); ऐतिहासिक रूप से, यह सामान्य वितरण का पहला प्रयोग था, जिसे 1738 में अब्राहम डी मोइवरे की पुस्तक संभावना का सिद्धांत में पेश किया गया था। आजकल, इसे केंद्रीय सीमा प्रमेय के परिणाम के रूप में देखा जा सकता है क्योंकि B(n, p) का योग है n स्वतंत्र, समान रूप से वितरित Bernoulli बंटन पैरामीटर p के साथ। यह तथ्य सामान्य परीक्षण आंकड़ों में x/n, नमूना अनुपात और पी के अनुमानक का उपयोग करके पी के मूल्य के लिए परिकल्पना परीक्षण, अनुपात जेड-परीक्षण का आधार है। उदाहरण के लिए, मान लीजिए कि बड़ी आबादी से बेतरतीब ढंग से n लोगों का नमूना लेता है और उनसे पूछता है कि क्या वे निश्चित कथन से सहमत हैं। सहमत होने वाले लोगों का अनुपात निश्चित रूप से नमूने पर निर्भर करेगा। यदि एन लोगों के समूहों को बार-बार और सही मायने में बेतरतीब ढंग से नमूना लिया गया था, तो अनुपात जनसंख्या में समझौते के वास्तविक अनुपात पी के बराबर और मानक विचलन के साथ लगभग सामान्य वितरण का पालन करेगा।
 * $$\sigma = \sqrt{\frac{p(1-p)}{n}}$$

पोइसन सन्निकटन
द्विपद वितरण प्वासों वितरण की ओर अभिसरण करता है क्योंकि परीक्षणों की संख्या अनंत तक जाती है जबकि उत्पाद एनपी सीमित सीमा तक अभिसरण करता है। इसलिए, पैरामीटर λ = np के साथ प्वासों वितरण को द्विपद वितरण के सन्निकटन के रूप में इस्तेमाल किया जा सकता है यदि n पर्याप्त रूप से बड़ा है और p पर्याप्त रूप से छोटा है। अंगूठे के दो नियमों के अनुसार, यह सन्निकटन अच्छा है यदि n ≥ 20 और p ≤ 0.05, या यदि n ≥ 100 और np ≤ 10। प्वासों सन्निकटन की सटीकता के संबंध में, नोवाक देखें, च। 4, और उसमें संदर्भ।

वितरण सीमित करना

 * पोइसन सीमा प्रमेय: चूंकि n ∞ तक पहुंचता है और p 0 तक पहुंचता है, उत्पाद np को स्थिर रखा जाता है, द्विपद (n, p) वितरण अपेक्षित मान λ = np के साथ पॉइसन वितरण तक पहुंचता है। * डी मोइवर-लाप्लास प्रमेय: जैसा कि n ∞ तक पहुंचता है जबकि p स्थिर रहता है, का वितरण


 * $$\frac{X-np}{\sqrt{np(1-p)}}$$
 * अपेक्षित मान 0 और विचरण 1 के साथ सामान्य वितरण तक पहुंचता है। इस परिणाम को कभी-कभी यह कहते हुए शिथिल रूप से कहा जाता है कि X का वितरण अपेक्षित मान 0 और विचरण 1 के साथ स्पर्शोन्मुख सामान्यता है। यह परिणाम केंद्रीय सीमा प्रमेय का विशिष्ट मामला है।

बीटा वितरण
द्विपद वितरण और बीटा वितरण दोहराए गए बर्नौली परीक्षणों के ही मॉडल के अलग-अलग विचार हैं। द्विपद बंटन का संभाव्यता द्रव्यमान फलन है $k$ सफलताएं दी $n$ संभावना के साथ प्रत्येक स्वतंत्र घटनाएँ $p$ सफलता की। गणितीय रूप से, कब $α = k + 1$ और $β = n &minus; k + 1$, बीटा वितरण और द्विपद वितरण कारक से संबंधित हैं $n + 1$:
 * $$\operatorname{Beta}(p;\alpha;\beta) = (n+1)B(k;n;p)$$

बीटा वितरण भी बायेसियन अनुमान में द्विपद वितरण के लिए पूर्व वितरण का परिवार प्रदान करते हैं: :$$P(p;\alpha,\beta) = \frac{p^{\alpha-1}(1-p)^{\beta-1}}{\operatorname{Beta}(\alpha,\beta)}.$$ सफलता की संभावना के लिए समान पूर्व, पश्च वितरण दिया गया $p$ दिया गया $n$ के साथ स्वतंत्र घटनाएँ $k$ देखी गई सफलताएँ बीटा वितरण है।

यादृच्छिक संख्या पीढ़ी
यादृच्छिक संख्या पीढ़ी के तरीके जहां सीमांत वितरण द्विपद वितरण है, अच्छी तरह से स्थापित हैं। एक द्विपद वितरण से यादृच्छिक भिन्न नमूने उत्पन्न करने का तरीका व्युत्क्रम एल्गोरिथम का उपयोग करना है। ऐसा करने के लिए, किसी को संभावना की गणना करनी चाहिए कि $Pr(X = k)$ सभी मूल्यों के लिए $k$ से $0$ द्वारा $n$. (इन संभावनाओं को पूरे नमूना स्थान को शामिल करने के लिए मूल्य के करीब होना चाहिए।) फिर 0 और 1 के बीच समान रूप से नमूने उत्पन्न करने के लिए छद्म यादृच्छिक संख्या जनरेटर का उपयोग करके, परिकलित नमूनों को असतत संख्याओं में परिवर्तित कर सकते हैं। संभावनाओं की गणना पहले चरण में की जाती है।

इतिहास
यह वितरण जैकब बर्नौली द्वारा प्राप्त किया गया था। उन्होंने उस मामले पर विचार किया जहां p = r/(r + s) जहां p सफलता की संभावना है और r और s धनात्मक पूर्णांक हैं। ब्लेस पास्कल ने पहले उस मामले पर विचार किया था जहाँ p = 1/2।

यह भी देखें

 * संभार तन्त्र परावर्तन
 * बहुपद वितरण
 * नकारात्मक द्विपद वितरण
 * बीटा-द्विपद वितरण
 * द्विपद माप, मल्टीफ्रैक्टल सिस्टम माप (गणित) का उदाहरण।
 * सांख्यिकीय यांत्रिकी
 * पाइलिंग-अप लेम्मा, परिणामी प्रायिकता जब XOR-ing स्वतंत्र बूलियन चर

बाहरी संबंध

 * Interactive graphic: Univariate Distribution Relationships
 * Binomial distribution formula calculator
 * Difference of two binomial variables: X-Y or |X-Y|
 * Querying the binomial probability distribution in WolframAlpha