Вот идея. Пусть конечное подмножество натуральных чисел , которые будут служить в качестве возможных значений для . Предположим, у нас есть предварительное распределение по . Устранение неслучайный целое положительное число . Пусть будет случайной величиной, обозначающей количество раз, которое мы помечаем шаром в извлекаемом из сумки. Цель состоит в том, чтобы найти . Это будет функцией и предыдущего. N I M k M E ( N | k ) M , kINIMkME(N|k)M,k
По правилу Байеса мы имеем
P(N=j|k)=P(k|N=j)P(N=j)P(k)=P(k|N=j)P(N=j)∑r∈IP(k|N=r)P(N=r)
Вычисление является известным расчетом, который является вариантом задачи по сбору купонов. P ( k | N = j ) - это вероятность того, что мы наблюдаем k различных купонов в M розыгрышах, когда всего имеется j купонов. Смотрите здесь для аргументаP(k|N=j)P(k|N=j)kMj
P(k|N=j)=(jk)k!S(M,k)jM
где обозначает число перемешивания второго рода . Затем мы можем рассчитатьS
E(N|k)=∑j∈IjP(N=j|k)
Ниже приведены некоторые расчеты для различных и . В каждом случае мы используем униформу доM [ k , 10 k ]kM[k,10k]
M1015153030k55101520E(N)7.995.6023.6920.0039.53