Ei tuossa nimimerkin
@müller binomijakauman vääntämisessä ole oikein mitään järkeä. Oletko mahdollisesti parhaillaan jollain tilastotieteen kurssilla?
(Huom! Tuolla on ihan yhteenlaskuvirhekin. 44+31+33=108, ei 110. Mutta ei anneta sen nyt häiritä. Käytän laskemiasi prosentteja.
Kaksi oletusta ennustamiseen:
- Varausten onnistumisprosentissa ei ole odotettavissa muutosta tulevaisuudessa vs. menneisyys (2007-2017).
- Columbus varaisi menettämällään (oletetaan top10-vuorolla) keskimääräisesti.
Tuon otoksen (2007-2017) perusteella olet siis laskenut
odotusarvot. Se on ihan oikea tilastollinen käsite ja ennustaa lopputulemaa.
Ylempänä mainittujen oletusten ollessa valideja, kyllä nuo korostetut prosentit ovat juuri ne todennäköisyydet millä ko. varattu pelaaja päätyy allstar-matsiin.
Jos joukkue varaa esim. kaksi top10 sentteriä (joko samana vuonna tai eri vuonna) niin todennnäköisyys:
- Että ainakin toinen pääsee allstars-peliin on
43.18% + 43.18% = 86.36% [
edit: Eli
0.8636 pelaajaa päätyy allstarspeliin.
edit2: Sillä että toinen vie yhden pelipaikan on toki pieni vaikutus toisen todennäköisyyteen päästä allstars-peliin mutta merkitys on minimaalinen ja se vaikuttaa saman verran kaikkien muidenkin NHL-senttereiden mahtumiseen allstars-joukkueeseen.]
- Että molemmat pääsevät allstars-peliin on
(0.4318 X 0.4318) / 100 = 18.65%
- Että kumpikaan ei pääse allstar-peliin on
100% -
86.36% = 13,87%
Ei tuohon ennustamiseen mitään binomijakaumia tarvita. Jos haluaa harjoitella ja laskea esimerkiksi varianssia, hajontaa tai keskihajontaa noista vuosista 2007-2017 niin se on ihan ok. Niillä voi sitten laskea vaikka luottamustasoja ja -välejä.
Odotusarvo ei siitä kuitenkaan miksikään muutu.
Sivuhuomautuksena totean että sikäli jos nuo alkuperäiset luvut pitävät paikkansa niin yllättävän iso osuus top10 pelaajista (per varausvuosi) päätyy allstarspeleihin. Niissä matseissa kuitenkin pyörii aika paljon samoja jamppoja vuodesta toiseen. Eli "vapaita paikkoja" allstars-peleihin on rajallinen määrä.