Todennäköisyysrajojen vertailu - Muutoshistoria

Apollos: toistaiseksi ulospäin näkymätöntä jatkokehittelyä

2017-06-23T14:48:15Z

toistaiseksi ulospäin näkymätöntä jatkokehittelyä

@@ Rivi 534: / Rivi 534: @@
+|
+|
-| ''Tästä alkavan jakson tapahtumien todennäköisyys sijoittuu välille''</br> '''9,999... &middot; 10<sup>-161</sup> <math>\dots</math> 10<sup>-160</sup>'''.
+| ''Tästä alkavan jakson tapahtumien todennäköisyys sijoittuu välille''</br> '''9,999... &middot; 10<sup>-161</sup> <math>\dots</math> 10<sup>-1.000</sup>'''.
 |-
 | 10<sup>-10<sup>100</sup></sup>
-| noin 3321936 &middot; 10<sup>94</sup> eli noin 33.219,36 &middot; 10<sup>36</sup> eli yli 33.219 [[wp:Suurten_lukujen_nimet#Nimijärjestelmät|sedekiljoonaa]]
+| noin 33.219.280.948.873.623,50 &middot; 10<sup>84</sup> eli yli 33.219 &middot; 10<sup>96</sup> eli yli 33.219 [[wp:Suurten_lukujen_nimet#Nimijärjestelmät|sedekiljoonaa]]
 | Matematiikan opetus
 | Yksi mahdollisuus 10<sup>[[wp:googol|]]</sup>:sta eli yksi mahdollisuus [[wp:googolplex|]]ista
@@ Rivi 548: / Rivi 611: @@
+|
+|
-| ''Tästä alkavan jakson tapahtumien todennäköisyys sijoittuu välille''</br> '''9,999... &middot; 10<sup>-161</sup> <math>\dots</math> 10<sup>-160</sup>'''.
 -->

Apollos: toistaiseksi ulospäin näkymätöntä jatkokehittelyä

2017-06-22T11:36:47Z

toistaiseksi ulospäin näkymätöntä jatkokehittelyä

@@ Rivi 527: / Rivi 527: @@
 | 26 hyvin sekoitettua pakkaa, sokkona valitaan kertaalleen 5 korttia pakastaan, saadaan kuningasvärisarja pakkaa kohti, yhteensä siis 26 kuningasvärisarjaa<ref name = "rf" />.
 | Dembskin universaali todennäköisyysraja alittuu (eli vastaava informaatioraja ylittyy) pokerikäsien osalta; ilmiö on määrittynyt.</br>On pääteltävä, ettei tällaista kortinvetotulosta voi saada sattumalta.<ref name = "di" />
 |-

Samuli Koivisto: linkkifix

2017-05-02T09:07:28Z

linkkifix

← Vanhempi versio		Versio 2. toukokuuta 2017 kello 09.07
Rivi 127:		Rivi 127:
	\| 0,000'000'065'0		\| 0,000'000'065'0
	\| 23,9		\| 23,9
	\| Lottoarvonta<ref>7 oikein 39 mahdollisesta (~~3.2.2008 voimaan astuneiden~~ [~~https~~://www.~~veikkaus~~.fi/~~info~~/~~lotto~~/~~saannot~~.~~html sääntöjen~~] mukaan), rehellinen arvonta</ref>		\| Lottoarvonta<ref>7 oikein 39 mahdollisesta ([http://www.finlex.fi/data/normit/38381/VeikkausOyRahapelienSaannotSMDno2011_2027_010112.pdf Sisäministeriö: Sisäasiainministeriön asetus Veikkaus Oy:n rahapelien pelisäännöistä 22.12.2011] mukaan), rehellinen arvonta</ref>
	\| Sama voittorivi ''kahdella'' peräkkäisellä kierroksella<ref>Koska joku rivi arvotaan joka kierroksella ja edellisen kierroksen tulos saa olla millainen hyvänsä, seuranta aloitetaan tässä vasta toisesta kierroksesta.</ref>		\| Sama voittorivi ''kahdella'' peräkkäisellä kierroksella<ref>Koska joku rivi arvotaan joka kierroksella ja edellisen kierroksen tulos saa olla millainen hyvänsä, seuranta aloitetaan tässä vasta toisesta kierroksesta.</ref>
	\|		\|

Darter: syntax fix: -->

2010-03-13T17:06:04Z

syntax fix: </ref> --> </sup>

← Vanhempi versio		Versio 13. maaliskuuta 2010 kello 17.06
Rivi 471:		Rivi 471:

	\|-		\|-
	\| 4,803 · 10<sup>-146</~~ref~~>		\| 4,803 · 10<sup>-146</sup>
	\| 482,7		\| 482,7
	\| Pokeri		\| Pokeri

Darter: fix

2010-03-13T17:04:42Z

fix

← Vanhempi versio		Versio 13. maaliskuuta 2010 kello 17.04
Rivi 264:		Rivi 264:
	\| 166,1		\| 166,1
	\| Sovellettu probabilistiikka		\| Sovellettu probabilistiikka
	\| Matemaatikko [http://en.wikipedia.org/wiki/Emile_Borel ''Emile ~~Borel~~''in] ehdotus yleiseksi todennäköisyysrajaksi		\| Matemaatikko [http://en.wikipedia.org/wiki/Emile_Borel ''Emile Borelin''] ehdotus yleiseksi todennäköisyysrajaksi
	\| Borelin mukaan tätä epätodennäköisemmät ilmiöt ovat käytännössä mahdottomia.<ref>Dembski katsoo tältä osin täydentäneensä Borelin aloittaman työn (''The Design Inference'', s. 213, alaviite 18).</ref>		\| Borelin mukaan tätä epätodennäköisemmät ilmiöt ovat käytännössä mahdottomia.<ref>Dembski katsoo tältä osin täydentäneensä Borelin aloittaman työn (''The Design Inference'', s. 213, alaviite 18).</ref>

Apollos: Vielä kehittelyä

2010-03-13T16:43:24Z

Vielä kehittelyä

← Vanhempi versio		Versio 13. maaliskuuta 2010 kello 16.43
Rivi 107:		Rivi 107:
	\| 19,3		\| 19,3
	\| Pokeri		\| Pokeri
	\| Hyvin sekoitettu pakka, yksi yritys, sokkona valitut 5 korttia muodostavat kuningasvärisarjan.		\| Hyvin sekoitettu pakka, yksi yritys, sokkona valitut 5 korttia muodostavat kuningasvärisarjan<ref name = "rf">''Kuningasvärisarja'' (l. "kuningasvärisuora", engl. ''royal flush'') on paras pokerikäsi; sen muodostavat ässä, kuvakortit ja kymppi, jotka ovat kaikki samaa maata.</ref>.
	\| Kuningasvärisarja (l. "kuningasvärisuora", engl. ''royal flush'') on paras pokerikäsi; sen muodostavat ässä, kuvakortit ja kymppi, jotka ovat kaikki samaa maata.		\|

	\|-		\|-
Rivi 468:		Rivi 468:
	\| Lottoarvonta		\| Lottoarvonta
	\| Sama voittorivi ''21'' peräkkäisellä kierroksella		\| Sama voittorivi ''21'' peräkkäisellä kierroksella
	\|		\| Tulos ei vielä yllä Dembskin universaaliin todennäköisyysrajaan.

			\|-
			\| 4,803 · 10<sup>-146</ref>
			\| 482,7
			\| Pokeri
			\| 25 hyvin sekoitettua pakkaa, sokkona valitaan kertaalleen 5 korttia pakastaan, saadaan kuningasvärisarja pakkaa kohti, yhteensä siis 25 kuningasvärisarjaa<ref name = "rf" />.
			\| Tulos ei vielä yllä Dembskin universaaliin todennäköisyysrajaan.

	\|-		\|-
Rivi 482:		Rivi 489:
	\| Nopanheitto		\| Nopanheitto
	\| 193 noppaa, yksi heitto, 193 kuutosta		\| 193 noppaa, yksi heitto, 193 kuutosta
	\|		\| Tulos ei vielä yllä Dembskin universaaliin todennäköisyysrajaan.

	\|-		\|-
Rivi 491:		Rivi 498:
	\| Dembskin tarkoituksellisuuspäättely		\| Dembskin tarkoituksellisuuspäättely
	\| Yleinen todennäköisyysraja (engl. ''universal probability bound'')		\| Yleinen todennäköisyysraja (engl. ''universal probability bound'')
	\| Dembskin mukaan tätä epätodennäköisemmät ''määrittyneet'' (engl. ''specified'', suomennettu m. "täsmennetyt") ilmiöt ovat käytännössä mahdottomia. Tämä tarkoittaa klassisen tilastotieteellisen päättelyn logiikan mukaan sitä, että käytetty selitysmalli, tässä tapauksessa oletus ohjaamattomasta, tarkoituksettomasta syntyhistoriasta, on hylättävä. Tällöin siis ilmiö on pääteltävä tarkoituksellisesti aiheutetuksi.		\| Dembskin mukaan tätä epätodennäköisemmät ''määrittyneet'' (engl. ''specified'', suomennettu m. "täsmennetyt") ilmiöt ovat käytännössä mahdottomia.
			Tämä tarkoittaa klassisen tilastotieteellisen päättelyn logiikan mukaan sitä, että käytetty selitysmalli, tässä tapauksessa oletus ohjaamattomasta, tarkoituksettomasta syntyhistoriasta, on hylättävä. Tällöin siis ilmiö on pääteltävä tarkoituksellisesti aiheutetuksi.

	\|-		\|-
Rivi 498:		Rivi 506:
	\| Lottoarvonta		\| Lottoarvonta
	\| Sama voittorivi ''22'' peräkkäisellä kierroksella		\| Sama voittorivi ''22'' peräkkäisellä kierroksella
	\| ~~Koska~~ yleinen todennäköisyysraja alittuu (eli vastaava informaatioraja ylittyy) ja ilmiö on määrittynyt (saman voittorivin ensimmäinen esiintymä antaa määrityksen muille)~~, on~~ pääteltävä, että tällainen ~~lottoarvontojen voittorivien yhtäläisenä pysynyt sarja~~ ei ~~olisi voinut syntyä sattumalta~~.		\| Dembskin yleinen todennäköisyysraja alittuu (eli vastaava informaatioraja ylittyy) lottoarvontojen osalta; ilmiö on määrittynyt (saman voittorivin ensimmäinen esiintymä antaa määrityksen muille).</br>On pääteltävä, että tällainen lottoarvonnan voittorivin toistuminen viikosta toiseen ei voi olla sattumanvaraista.<ref name = "di">Koska tällainen ilmiö ei selity ohjaamattomalla sattumalla, mahdollisiksi selityksiksi jää vain '''tarkoituksellisen aiheuttamisen''' (l. "älyllisen suunnittelun") mukaisia vaihtoehtoja: ''joko''
	~~Ohjaamaton sattumanvaraisuus~~ ei ~~siis käy tällaisen ilmiön selitykseksi~~, ~~vaan~~ joko ~~arvonta~~ ei olekaan ollut rehellistä tai tulosta on jotenkin ohjattu ~~arvonnan järjestäjän~~ pystymättä vaikuttamaan asiaan.		* satunnaistamismenettely ei olekaan ollut rehellistä (joko
			**koko tulosta koskeva väite on täysin perätön tai
			**tulos on arvonta- tms. väitteistä huolimatta tosiasiassa suoraan valittu tai sitten
			**tulos on satunnaiseksi väitetyn mutta tosiasiassa olennaisesti deterministiseksi "rukatun" prosessin aiheuttama;
			:esim. monet huijaukset ja "taikatemput" perustuvat tällaisiin järjestelyihin) ''tai''
			* tulosta on jotenkin ohjattu ihmisten pystymättä vaikuttamaan asiaan. – Yliluonnolliset ihmeet ja inhimillisesti katsoen äärimmäisen epätodennäköiset mutta silti toteutuneet ennustukset sijoittuvat tähän kategoriaan; tällaisia tapauksia on kaikkiaan raportoitu (eri puolilta maailmaa ja eri kulttuurien piiristä) lukuisia (joskin naturalistit perususkomustensa nojalla suoralta kädeltä väittävät niitä kaikkia joko keksityiksi tai jotenkin luonnollisesti selittyviksi). Raamattukin kertoo tällaisista tapahtumista: esim. {{rp\|1Sam. 6:1-18}} ja {{rp\|2Aik. 18:18-34}}.</ref>

	\|-		\|-
Rivi 506:		Rivi 519:
	\| Nopanheitto		\| Nopanheitto
	\| 194 noppaa, yksi heitto, 194 kuutosta		\| 194 noppaa, yksi heitto, 194 kuutosta
	\|		\| Dembskin universaali todennäköisyysraja alittuu (eli vastaava informaatioraja ylittyy) nopanheiton osalta; ilmiö on määrittynyt.</br>On pääteltävä, ettei tällaista nopanheittotulosta voi syntyä sattumalta.<ref name = "di" />

			\|-
			\| 7,392 · 10<sup>-152</sup>
			\| 502,0
			\| Pokeri
			\| 26 hyvin sekoitettua pakkaa, sokkona valitaan kertaalleen 5 korttia pakastaan, saadaan kuningasvärisarja pakkaa kohti, yhteensä siis 26 kuningasvärisarjaa<ref name = "rf" />.
			\| Dembskin universaali todennäköisyysraja alittuu (eli vastaava informaatioraja ylittyy) pokerikäsien osalta; ilmiö on määrittynyt.</br>On pääteltävä, ettei tällaista kortinvetotulosta voi saada sattumalta.<ref name = "di" />

	\|-		\|-

Apollos: taulukon täydentelyä

2010-03-11T19:36:24Z

taulukon täydentelyä

@@ Rivi 80: / Rivi 80: @@
 | Nopanheitto
 | Neljä noppaa, yksi heitto, neljä kuutosta
+|
@@ Rivi 88: / Rivi 109: @@
 | Hyvin sekoitettu pakka, yksi yritys, sokkona valitut 5 korttia muodostavat kuningasvärisarjan.
 | Kuningasvärisarja (l. "kuningasvärisuora", engl. ''royal flush'') on paras pokerikäsi; sen muodostavat ässä, kuvakortit ja kymppi, jotka ovat kaikki samaa maata.
 |-
@@ Rivi 115: / Rivi 150: @@
 | Lottoarvonta
 | Sama voittorivi ''kolmella'' peräkkäisellä kierroksella
+|
@@ Rivi 131: / Rivi 173: @@
+|
 | ''Tästä alkavan jakson tapahtumien todennäköisyys sijoittuu välille''</br> '''9,999... &middot; 10<sup>-21</sup> <math>\dots</math> 10<sup>-30</sup>'''.
 |-
@@ Rivi 165: / Rivi 214: @@
 | Lottoarvonta
 | Sama voittorivi ''kuudella'' peräkkäisellä kierroksella
+|
@@ Rivi 181: / Rivi 237: @@
+|
 | ''Tästä alkavan jakson tapahtumien todennäköisyys sijoittuu välille''</br> '''9,999... &middot; 10<sup>-41</sup> <math>\dots</math> 10<sup>-50</sup>'''.
 |-
@@ Rivi 187: / Rivi 250: @@
 | Lottoarvonta
 | Sama voittorivi ''seitsemällä'' peräkkäisellä kierroksella
+|
@@ Rivi 209: / Rivi 279: @@
 | Lottoarvonta
 | Sama voittorivi ''kahdeksalla'' peräkkäisellä kierroksella
+|
@@ Rivi 286: / Rivi 363: @@
 | Lottoarvonta
 | Sama voittorivi ''14'' peräkkäisellä kierroksella
+|
@@ Rivi 301: / Rivi 385: @@
+|
 | ''Tästä alkavan jakson tapahtumien todennäköisyys sijoittuu välille''</br> '''9,999... &middot; 10<sup>-101</sup> <math>\dots</math> 10<sup>-110</sup>'''.
 |-

Apollos: vielä viilailua

2010-03-11T18:22:27Z

vielä viilailua

← Vanhempi versio		Versio 11. maaliskuuta 2010 kello 18.22
Rivi 1:		Rivi 1:
	[[Suunnitteluteoria\|Suunnitteluteoreettisen]] [[tarkoituksellisuuspäättelyn logiikka\|tarkoituksellisuuspäättelyn]] keskeinen, [http://www.amazon.de/Design-Inference-Eliminating-Probabilities-Probability/dp/0521678676/ref=sr_1_1?ie=UTF8&s=books-intl-de&qid=1268243999&sr=8-1 vertaisarvioitu] menetelmä on [[William Dembski]]n kehittämä, klassisen<ref> ~~[http://en.wikipedia.org/wiki/Ronald_Fisher~~ "fisheriläisen"]</ref> tilastotieteen lähestymistapaa soveltava [[Suunnitteluteoria#Suunnitteluteoria pähkinänkuoressa\|suunnittelusignaali]]en tunnistus. Klassisissa tilastopäättelyissä kysymys on tyypillisesti <!--[[AW:S#nollahypoteesi\|-->nollahypoteesin<!--]]--><ref>"Nollahypoteesi" vastaa suunnilleen ilmausta: "se, mitä yleensä on tapana olettaa" tai "mahdollisimman mitäänsanomaton oletus". Jos esimerkiksi testataan noppakuution heittotuloksia, nollahypoteesina on se, että kaikki arvot ykkösestä kuutoseen esiintyvät samalla todennäköisyydellä, ja puoluekannatusta mitattaessa voidaan nollahypoteesina olettaa, ettei puoluekannatuksissa ole tapahtunut mitään muutoksia sitten edellisen mittauksen.</ref> uskottavuuden testaamisesta punnitsemalla sitä, miten todennäköisiä tehdyt havainnot kyseisen hypoteesin pohjalta olisivat: jos havaintotulos on hypoteesin valossa riittävän todennäköinen, hypoteesi jää päättelyssä voimaan; muussa tapauksessa se on hylättävä.<ref>Tämä muistuttaa [[wp:Karl Popper\|Karl Popperin]] tieteenfilosofista ajatusta siitä, että tieteellisiä hypoteeseja ja teorioita voidaan osoittaa havainnoilla ainoastaan vääriksi muttei koskaan lopullisesti oikeiksi. Nollahypoteeseista siis pidetään kiinni niin kauan kuin niin katsotaan voitavan järkevästi tehdä – muttei kauemmin.</br>Klassisen tilastopäättelyn tulokset ovat sikäli epäsymmetrisiä, että vaikka päättelyssä nollahypoteesi jäisikin voimaan, niin tämä ei tarkoita sitä, että se olisi osoitettu todeksi. Todellisuus vain ei poikkea siitä niin paljon, että poikkeama olisi voitu mitata ja osoittaa. Niinpä esim. puoluekannatuksissa kaiken todennäköisyyden mukaan tapahtuu päivittäinkin pikkuhuojuntaa, mutta gallupeissa näkyvät vain tarpeeksi huomattavat muutokset. Samoin tuskin mikään noppa on täysin symmetrinen (ja sen muoto tarkkaan ottaen joka heitolla hieman muuttuukin), mutta hyvin pienet poikkeamat vaihtoehtojen tasaisesta jakaumasta eivät ole mikään ongelma.</ref>		[[Suunnitteluteoria\|Suunnitteluteoreettisen]] [[tarkoituksellisuuspäättelyn logiikka\|tarkoituksellisuuspäättelyn]] keskeinen, [http://www.amazon.de/Design-Inference-Eliminating-Probabilities-Probability/dp/0521678676/ref=sr_1_1?ie=UTF8&s=books-intl-de&qid=1268243999&sr=8-1 vertaisarvioitu] menetelmä on [[William Dembski]]n kehittämä, klassisen<ref>"fisheriläisen"</ref> tilastotieteen lähestymistapaa soveltava [[Suunnitteluteoria#Suunnitteluteoria pähkinänkuoressa\|suunnittelusignaali]]en tunnistus. Klassisissa tilastopäättelyissä kysymys on tyypillisesti <!--[[AW:S#nollahypoteesi\|-->nollahypoteesin<!--]]--><ref>"Nollahypoteesi" vastaa suunnilleen ilmausta: "se, mitä yleensä on tapana olettaa" tai "mahdollisimman mitäänsanomaton oletus". Jos esimerkiksi testataan noppakuution heittotuloksia, nollahypoteesina on se, että kaikki arvot ykkösestä kuutoseen esiintyvät samalla todennäköisyydellä, ja puoluekannatusta mitattaessa voidaan nollahypoteesina olettaa, ettei puoluekannatuksissa ole tapahtunut mitään muutoksia sitten edellisen mittauksen.</ref> uskottavuuden testaamisesta punnitsemalla sitä, miten todennäköisiä tehdyt havainnot kyseisen hypoteesin pohjalta olisivat: jos havaintotulos on hypoteesin valossa riittävän todennäköinen, hypoteesi jää päättelyssä voimaan; muussa tapauksessa se on hylättävä.<ref>Tämä muistuttaa [[wp:Karl Popper\|Karl Popperin]] tieteenfilosofista ajatusta siitä, että tieteellisiä hypoteeseja ja teorioita voidaan osoittaa havainnoilla ainoastaan vääriksi muttei koskaan lopullisesti oikeiksi. Nollahypoteeseista siis pidetään kiinni niin kauan kuin niin katsotaan voitavan järkevästi tehdä – muttei kauemmin.</br>Klassisen tilastopäättelyn tulokset ovat sikäli epäsymmetrisiä, että vaikka päättelyssä nollahypoteesi jäisikin voimaan, niin tämä ei tarkoita sitä, että se olisi osoitettu todeksi. Todellisuus vain ei poikkea siitä niin paljon, että poikkeama olisi voitu mitata ja osoittaa. Niinpä esim. puoluekannatuksissa kaiken todennäköisyyden mukaan tapahtuu päivittäinkin pikkuhuojuntaa, mutta gallupeissa näkyvät vain tarpeeksi huomattavat muutokset. Samoin tuskin mikään noppa on täysin symmetrinen (ja sen muoto tarkkaan ottaen joka heitolla hieman muuttuukin), mutta hyvin pienet poikkeamat vaihtoehtojen tasaisesta jakaumasta eivät ole mikään ongelma.</ref>

	Käytännössä tämä lähestymistapa perustuu siihen, että mahdolliset tutkimustulokset luokitellaan sen mukaan, miten todennäköisinä niitä voidaan kulloinkin testattavan hypoteesin valossa pitää. Hypoteesit ovat tyypillisesti todennäköisyysjakaumia, ja kukin todennäköisyysjakauma yleensä antaa nollasta poikkeavan todennäköisyyden mille hyvänsä tutkimusasetelman puitteissa mahdolliselle havainnolle. Siksi klassisen tilastopäättelyn toimivuus edellyttää, että hypoteesi voidaan hylätä, vaikka havaintotulos onkin sen valossa periaatteessa mahdollinen<ref>eli sen todennäköisyys on suurempi kuin 0 eli aidosti positiivinen</ref>. Muu johtaisi mielettömyyteen.<ref>Esimerkiksi gallup-tulos, jonka mukaan 1000 haastatellusta A-puoluetta kannatti 60 % ja B-puoluetta 5 %, tilanteessa, jossa kummankin puolueen väestön keskuudessa nauttima todellinen kannatus on yhtä suuri, on kyllä täysin ''mahdollinen'', joskin kovin ''epätodennäköinen''. Myös tulos, jonka mukaan ''kaikki'' vastaajat olisivat kannattaneet samaa puoluetta, olisi mahdollinen selittää oletuksella, että lähes kaikki kannattavatkin sellaista puoluetta, jota otokseen valituista ei tukenut kukaan: "otokseen nyt on vain sattunut osumaan pelkästään tämän puolueen kannattajia, vaikka niiden keskuudessa, joilta ei kysytty, kannatuslukemat saattavatkin olla millaiset hyvänsä, vaikkapa juuri päinvastaisetkin". Kyselytutkimustulosten järkevä yleistäminen koko väestön kantoja kuvaileviksi ei voikaan perustua siihen, mikä on kyselyn tulosten estämättä ''periaatteessa mahdollista'', vaan mikä niiden valossa on ''todennäköisintä''. Muuten otantatutkimukset jäisivätkin merkityksettömiksi; käytäntö on kuitenkin osoittanut ne esim. vaalitulosten ennakoijina varsin tarkoiksi.</ref>		Käytännössä tämä lähestymistapa perustuu siihen, että mahdolliset tutkimustulokset luokitellaan sen mukaan, miten todennäköisinä niitä voidaan kulloinkin testattavan hypoteesin valossa pitää. Hypoteesit ovat tyypillisesti todennäköisyysjakaumia, ja kukin todennäköisyysjakauma yleensä antaa nollasta poikkeavan todennäköisyyden mille hyvänsä tutkimusasetelman puitteissa mahdolliselle havainnolle. Siksi klassisen tilastopäättelyn toimivuus edellyttää, että hypoteesi voidaan hylätä, vaikka havaintotulos onkin sen valossa periaatteessa mahdollinen<ref>eli sen todennäköisyys on suurempi kuin 0 eli aidosti positiivinen</ref>. Muu johtaisi mielettömyyteen.<ref>Esimerkiksi gallup-tulos, jonka mukaan 1000 haastatellusta A-puoluetta kannatti 60 % ja B-puoluetta 5 %, tilanteessa, jossa kummankin puolueen väestön keskuudessa nauttima todellinen kannatus on yhtä suuri, on kyllä täysin ''mahdollinen'', joskin kovin ''epätodennäköinen''. Myös tulos, jonka mukaan ''kaikki'' vastaajat olisivat kannattaneet samaa puoluetta, olisi mahdollinen selittää oletuksella, että lähes kaikki kannattavatkin sellaista puoluetta, jota otokseen valituista ei tukenut kukaan: "otokseen nyt on vain sattunut osumaan pelkästään tämän puolueen kannattajia, vaikka niiden keskuudessa, joilta ei kysytty, kannatuslukemat saattavatkin olla millaiset hyvänsä, vaikkapa juuri päinvastaisetkin". Kyselytutkimustulosten järkevä yleistäminen koko väestön kantoja kuvaileviksi ei voikaan perustua siihen, mikä on kyselyn tulosten estämättä ''periaatteessa mahdollista'', vaan mikä niiden valossa on ''todennäköisintä''. Muuten otantatutkimukset jäisivätkin merkityksettömiksi; käytäntö on kuitenkin osoittanut ne esim. vaalitulosten ennakoijina varsin tarkoiksi.</ref>

	Dembski siis on soveltanut tätä lähestymistapaa tunnettujen tarkoituksettomien syiden selitysvoiman ja siten niihin vetoavien syntyhypoteesien uskottavuuden mittaamiseen. Fisherin tavoin hänkin on määrittänyt mahdollisten havaintotulosten joukosta tutkittavan hypoteesin ''hylkäysalueen'' (engl. ''rejection region'') eli sellaisen rajan, jota epätodennäköisempiä tuloksia ei voi pitää hypoteesin uskottavuuden kannalta hyväksyttävinä. Kaikki hylkäysaluemääritykset edellyttävät ''jonkin'' todennäköisyysalarajan määräämistä tutkittavista hypoteeseista johdettaville havaintoaineistotodennäköisyyksille.		Dembski siis on soveltanut tätä lähestymistapaa tunnettujen<ref>tai vain oletettujen, mutta joka tapauksessa probabilistisiin päätelmiin riittävällä tarkkuudella kuvattujen eli ''yksilöityjen''</ref> tarkoituksettomien syiden selitysvoiman ja siten niihin vetoavien syntyhypoteesien uskottavuuden mittaamiseen. Klassisen tilastotieteen keskeisen kehittäjän [http://en.wikipedia.org/wiki/Ronald_Fisher Ronald Fisherin] tavoin hänkin on määrittänyt mahdollisten havaintotulosten joukosta tutkittavan hypoteesin ''hylkäysalueen'' (engl. ''rejection region'') eli sellaisen rajan, jota epätodennäköisempiä tuloksia ei voi pitää hypoteesin uskottavuuden kannalta hyväksyttävinä. Kaikki hylkäysaluemääritykset edellyttävät ''jonkin'' todennäköisyysalarajan määräämistä tutkittavista hypoteeseista johdettaville havaintoaineistotodennäköisyyksille.

	Oheisesta taulukosta näemme sekä klassisen tilastotieteen omaksumat että Dembskin suunnittelupäättelyä varten määrittämät yleispätevän hylkäysalueen rajat<ref>Suunnittelupäättelyssä tarkoituksettomiin syihin rajoittuvat selitykset ovat oletusarvona eli nollahypoteesin asemassa.</ref>. Mitä pienempi todennäköisyys määrätään, sitä tiukemmin hypoteeseista pidetään kiinni<ref>eli sitä epätodennäköisemmiksi käyvät väärät positiiviset tulokset eli nollahypoteesin hylkäys tilanteessa, jossa se tosiasiassa olikin voimassa – väärät negatiiviset tulokset tulevat tällöin vastaavasti yhä mahdollisemmiksi</ref>. Vertailun ja havainnollisuuden vuoksi tässä taulukossa on mukana monia muitakin kiinnostaviksi katsottuja todennäköisyyksiä ja todennäköisyysrajoja kuin klassisen tilastotieteen mukaiset ja Dembskin yleispäteväksi<ref>Julkisuudessa varsin vähälle huomiolle näkyy jääneen, että Dembski on samalta teoreettiselta pohjalta esittänyt myös erityistilanteisiin soveltuvien rajojen yleisen määrittämistavan. Ks. tästä ''The Design Inference'', s. 199-203.</ref> esittämä.		Oheisesta taulukosta näemme sekä klassisen tilastotieteen omaksumat että Dembskin suunnittelupäättelyä varten määrittämät yleispätevän hylkäysalueen rajat<ref>Suunnittelupäättelyssä tarkoituksettomiin syihin rajoittuvat selitykset ovat oletusarvona eli nollahypoteesin asemassa.</ref>. Mitä pienempi todennäköisyys määrätään, sitä tiukemmin hypoteeseista pidetään kiinni<ref>eli sitä epätodennäköisemmiksi käyvät väärät positiiviset tulokset eli nollahypoteesin hylkäys tilanteessa, jossa se tosiasiassa olikin (ainakin suurin piirtein) voimassa – väärät negatiiviset tulokset tulevat tällöin vastaavasti yhä mahdollisemmiksi</ref>. Vertailun ja havainnollisuuden vuoksi tässä taulukossa on mukana monia muitakin kiinnostaviksi katsottuja todennäköisyyksiä ja todennäköisyysrajoja kuin klassisen tilastotieteen mukaiset ja Dembskin yleispäteväksi<ref>Julkisuudessa varsin vähälle huomiolle näkyy jääneen, että Dembski on samalta teoreettiselta pohjalta esittänyt myös erityistilanteisiin soveltuvien rajojen yleisen määrittämistavan. Ks. tästä ''The Design Inference'', s. 199-203.</ref> esittämä.


Rivi 100:		Rivi 100:
	\| 25,8		\| 25,8
	\| Nopanheitto		\| Nopanheitto
	\| 10 ~~(kuutio)~~noppaa, yksi yritys, 10 kuutosta		\| 10 noppaa, yksi yritys, 10 kuutosta
	\|		\|

Rivi 250:		Rivi 250:
	\| 258,5		\| 258,5
	\| Nopanheitto		\| Nopanheitto
	\| 100 ~~(kuutio)~~noppaa, yksi yritys, 100 kuutosta		\| 100 noppaa, yksi yritys, 100 kuutosta
	\|		\|

Apollos: Selittelyn selventelyä (tallennettu kiireessä)

2010-03-11T17:45:30Z

Selittelyn selventelyä (tallennettu kiireessä)

← Vanhempi versio		Versio 11. maaliskuuta 2010 kello 17.45
Rivi 1:		Rivi 1:
	[[Suunnitteluteoria\|Suunnitteluteoreettisen]] [[tarkoituksellisuuspäättelyn logiikka\|tarkoituksellisuuspäättelyn]] keskeinen, [http://www.amazon.de/Design-Inference-Eliminating-Probabilities-Probability/dp/0521678676/ref=sr_1_1?ie=UTF8&s=books-intl-de&qid=1268243999&sr=8-1 vertaisarvioitu] menetelmä on [[William Dembski]]n kehittämä, klassisen<ref>fisheriläisen</ref> tilastotieteen lähestymistapaa soveltava [[Suunnitteluteoria#Suunnitteluteoria pähkinänkuoressa\|suunnittelusignaali]]en tunnistus. ~~[http://en.wikipedia.org/wiki/Ronald_Fisher Fisheriläisissä]~~ tilastopäättelyissä kysymys on tyypillisesti <!--[[AW:S#nollahypoteesi\|-->nollahypoteesin<!--]]--><ref>"Nollahypoteesi" vastaa suunnilleen ilmausta: "se, mitä yleensä on tapana olettaa" tai "mahdollisimman mitäänsanomaton oletus". Jos esimerkiksi testataan noppakuution heittotuloksia, nollahypoteesina on se, että kaikki arvot ykkösestä kuutoseen esiintyvät samalla todennäköisyydellä, ja puoluekannatusta mitattaessa voidaan nollahypoteesina olettaa, ettei puoluekannatuksissa ole tapahtunut mitään muutoksia sitten edellisen mittauksen.</ref> uskottavuuden testaamisesta punnitsemalla sitä, miten todennäköisiä tehdyt havainnot kyseisen hypoteesin pohjalta olisivat: jos havaintotulos on hypoteesin valossa riittävän todennäköinen, hypoteesi jää päättelyssä voimaan; muussa tapauksessa se on hylättävä.<ref>Tämä ~~vastaa~~ [[wp:Karl Popper\|Karl Popperin]] tieteenfilosofista ajatusta siitä, että tieteellisiä hypoteeseja ja teorioita voidaan osoittaa havainnoilla ainoastaan vääriksi muttei koskaan lopullisesti oikeiksi. ~~Nollahypoteesista~~ siis pidetään kiinni niin kauan kuin niin katsotaan voitavan järkevästi tehdä – muttei kauemmin.</ref>		[[Suunnitteluteoria\|Suunnitteluteoreettisen]] [[tarkoituksellisuuspäättelyn logiikka\|tarkoituksellisuuspäättelyn]] keskeinen, [http://www.amazon.de/Design-Inference-Eliminating-Probabilities-Probability/dp/0521678676/ref=sr_1_1?ie=UTF8&s=books-intl-de&qid=1268243999&sr=8-1 vertaisarvioitu] menetelmä on [[William Dembski]]n kehittämä, klassisen<ref> [http://en.wikipedia.org/wiki/Ronald_Fisher "fisheriläisen"]</ref> tilastotieteen lähestymistapaa soveltava [[Suunnitteluteoria#Suunnitteluteoria pähkinänkuoressa\|suunnittelusignaali]]en tunnistus. Klassisissa tilastopäättelyissä kysymys on tyypillisesti <!--[[AW:S#nollahypoteesi\|-->nollahypoteesin<!--]]--><ref>"Nollahypoteesi" vastaa suunnilleen ilmausta: "se, mitä yleensä on tapana olettaa" tai "mahdollisimman mitäänsanomaton oletus". Jos esimerkiksi testataan noppakuution heittotuloksia, nollahypoteesina on se, että kaikki arvot ykkösestä kuutoseen esiintyvät samalla todennäköisyydellä, ja puoluekannatusta mitattaessa voidaan nollahypoteesina olettaa, ettei puoluekannatuksissa ole tapahtunut mitään muutoksia sitten edellisen mittauksen.</ref> uskottavuuden testaamisesta punnitsemalla sitä, miten todennäköisiä tehdyt havainnot kyseisen hypoteesin pohjalta olisivat: jos havaintotulos on hypoteesin valossa riittävän todennäköinen, hypoteesi jää päättelyssä voimaan; muussa tapauksessa se on hylättävä.<ref>Tämä muistuttaa [[wp:Karl Popper\|Karl Popperin]] tieteenfilosofista ajatusta siitä, että tieteellisiä hypoteeseja ja teorioita voidaan osoittaa havainnoilla ainoastaan vääriksi muttei koskaan lopullisesti oikeiksi. Nollahypoteeseista siis pidetään kiinni niin kauan kuin niin katsotaan voitavan järkevästi tehdä – muttei kauemmin.</br>Klassisen tilastopäättelyn tulokset ovat sikäli epäsymmetrisiä, että vaikka päättelyssä nollahypoteesi jäisikin voimaan, niin tämä ei tarkoita sitä, että se olisi osoitettu todeksi. Todellisuus vain ei poikkea siitä niin paljon, että poikkeama olisi voitu mitata ja osoittaa. Niinpä esim. puoluekannatuksissa kaiken todennäköisyyden mukaan tapahtuu päivittäinkin pikkuhuojuntaa, mutta gallupeissa näkyvät vain tarpeeksi huomattavat muutokset. Samoin tuskin mikään noppa on täysin symmetrinen (ja sen muoto tarkkaan ottaen joka heitolla hieman muuttuukin), mutta hyvin pienet poikkeamat vaihtoehtojen tasaisesta jakaumasta eivät ole mikään ongelma.</ref>

	Käytännössä tämä lähestymistapa perustuu siihen, että mahdolliset tutkimustulokset luokitellaan sen mukaan, miten todennäköisinä niitä voidaan kulloinkin testattavan hypoteesin valossa pitää. Hypoteesit ovat tyypillisesti todennäköisyysjakaumia, ja kukin todennäköisyysjakauma yleensä antaa nollasta poikkeavan todennäköisyyden mille hyvänsä tutkimusasetelman puitteissa mahdolliselle havainnolle. Siksi klassisen tilastopäättelyn toimivuus edellyttää, että hypoteesi voidaan hylätä, vaikka havaintotulos onkin sen valossa periaatteessa mahdollinen<ref>eli sen todennäköisyys on suurempi kuin 0 eli aidosti positiivinen</ref>. Muu johtaisi mielettömyyteen.<ref>Esimerkiksi gallup-tulos, jonka mukaan 1000 haastatellusta A-puoluetta kannatti 60 % ja B-puoluetta 5 %, tilanteessa, jossa kummankin puolueen väestön keskuudessa nauttima todellinen kannatus on yhtä suuri, on kyllä täysin ''mahdollinen'', joskin kovin ''epätodennäköinen''. Myös tulos, jonka mukaan ''kaikki'' vastaajat olisivat kannattaneet samaa puoluetta, olisi mahdollinen selittää oletuksella, että lähes kaikki kannattavatkin sellaista puoluetta, jota otokseen valituista ei tukenut kukaan: "otokseen nyt on vain sattunut osumaan pelkästään tämän puolueen kannattajia, vaikka niiden keskuudessa, joilta ei kysytty, kannatuslukemat saattavatkin olla millaiset hyvänsä, vaikkapa juuri päinvastaisetkin". Kyselytutkimustulosten järkevä yleistäminen koko väestön kantoja kuvaileviksi ei voikaan perustua siihen, mikä on kyselyn tulosten estämättä ''periaatteessa mahdollista'', vaan mikä niiden valossa on ''todennäköisintä''. Muuten otantatutkimukset jäisivätkin merkityksettömiksi; käytäntö on kuitenkin osoittanut ne esim. vaalitulosten ennakoijina varsin tarkoiksi.</ref>		Käytännössä tämä lähestymistapa perustuu siihen, että mahdolliset tutkimustulokset luokitellaan sen mukaan, miten todennäköisinä niitä voidaan kulloinkin testattavan hypoteesin valossa pitää. Hypoteesit ovat tyypillisesti todennäköisyysjakaumia, ja kukin todennäköisyysjakauma yleensä antaa nollasta poikkeavan todennäköisyyden mille hyvänsä tutkimusasetelman puitteissa mahdolliselle havainnolle. Siksi klassisen tilastopäättelyn toimivuus edellyttää, että hypoteesi voidaan hylätä, vaikka havaintotulos onkin sen valossa periaatteessa mahdollinen<ref>eli sen todennäköisyys on suurempi kuin 0 eli aidosti positiivinen</ref>. Muu johtaisi mielettömyyteen.<ref>Esimerkiksi gallup-tulos, jonka mukaan 1000 haastatellusta A-puoluetta kannatti 60 % ja B-puoluetta 5 %, tilanteessa, jossa kummankin puolueen väestön keskuudessa nauttima todellinen kannatus on yhtä suuri, on kyllä täysin ''mahdollinen'', joskin kovin ''epätodennäköinen''. Myös tulos, jonka mukaan ''kaikki'' vastaajat olisivat kannattaneet samaa puoluetta, olisi mahdollinen selittää oletuksella, että lähes kaikki kannattavatkin sellaista puoluetta, jota otokseen valituista ei tukenut kukaan: "otokseen nyt on vain sattunut osumaan pelkästään tämän puolueen kannattajia, vaikka niiden keskuudessa, joilta ei kysytty, kannatuslukemat saattavatkin olla millaiset hyvänsä, vaikkapa juuri päinvastaisetkin". Kyselytutkimustulosten järkevä yleistäminen koko väestön kantoja kuvaileviksi ei voikaan perustua siihen, mikä on kyselyn tulosten estämättä ''periaatteessa mahdollista'', vaan mikä niiden valossa on ''todennäköisintä''. Muuten otantatutkimukset jäisivätkin merkityksettömiksi; käytäntö on kuitenkin osoittanut ne esim. vaalitulosten ennakoijina varsin tarkoiksi.</ref>

	Dembski siis on soveltanut tätä lähestymistapaa tunnettujen tarkoituksettomien syiden selitysvoiman ja siten niihin vetoavien syntyhypoteesien uskottavuuden mittaamiseen. Fisherin tavoin hänkin on määrittänyt mahdollisten havaintotulosten joukosta tutkittavan hypoteesin ''hylkäysalueen'' (engl. ''rejection region'') eli sellaisen rajan, jota epätodennäköisempiä tuloksia ei voi pitää hypoteesin uskottavuuden kannalta hyväksyttävinä. Kaikki hylkäysaluemääritykset ~~edellyttävätkin~~ jonkin todennäköisyysalarajan määräämistä ~~tutkittaville hypoteeseille~~. Oheisesta taulukosta näemme sekä klassisen tilastotieteen omaksumat että Dembskin suunnittelupäättelyä varten määrittämät yleispätevän hylkäysalueen rajat<ref>Suunnittelupäättelyssä tarkoituksettomiin syihin rajoittuvat selitykset ovat oletusarvona eli nollahypoteesin asemassa.</ref>. Mitä pienempi todennäköisyys määrätään, sitä tiukemmin hypoteeseista pidetään kiinni<ref>eli sitä epätodennäköisemmiksi käyvät väärät positiiviset tulokset eli nollahypoteesin hylkäys tilanteessa, jossa se tosiasiassa olikin voimassa – väärät negatiiviset tulokset tulevat tällöin vastaavasti yhä mahdollisemmiksi</ref>. Vertailun ja havainnollisuuden vuoksi tässä taulukossa on mukana monia muitakin kiinnostaviksi katsottuja todennäköisyyksiä ja todennäköisyysrajoja kuin klassisen tilastotieteen mukaiset ja Dembskin yleispäteväksi<ref>Julkisuudessa varsin vähälle huomiolle näkyy jääneen, että Dembski on samalta teoreettiselta pohjalta esittänyt myös erityistilanteisiin soveltuvien rajojen yleisen määrittämistavan. Ks. tästä ''The Design Inference'', s. 199-203.</ref> esittämä.		Dembski siis on soveltanut tätä lähestymistapaa tunnettujen tarkoituksettomien syiden selitysvoiman ja siten niihin vetoavien syntyhypoteesien uskottavuuden mittaamiseen. Fisherin tavoin hänkin on määrittänyt mahdollisten havaintotulosten joukosta tutkittavan hypoteesin ''hylkäysalueen'' (engl. ''rejection region'') eli sellaisen rajan, jota epätodennäköisempiä tuloksia ei voi pitää hypoteesin uskottavuuden kannalta hyväksyttävinä. Kaikki hylkäysaluemääritykset edellyttävät ''jonkin'' todennäköisyysalarajan määräämistä tutkittavista hypoteeseista johdettaville havaintoaineistotodennäköisyyksille.

			Oheisesta taulukosta näemme sekä klassisen tilastotieteen omaksumat että Dembskin suunnittelupäättelyä varten määrittämät yleispätevän hylkäysalueen rajat<ref>Suunnittelupäättelyssä tarkoituksettomiin syihin rajoittuvat selitykset ovat oletusarvona eli nollahypoteesin asemassa.</ref>. Mitä pienempi todennäköisyys määrätään, sitä tiukemmin hypoteeseista pidetään kiinni<ref>eli sitä epätodennäköisemmiksi käyvät väärät positiiviset tulokset eli nollahypoteesin hylkäys tilanteessa, jossa se tosiasiassa olikin voimassa – väärät negatiiviset tulokset tulevat tällöin vastaavasti yhä mahdollisemmiksi</ref>. Vertailun ja havainnollisuuden vuoksi tässä taulukossa on mukana monia muitakin kiinnostaviksi katsottuja todennäköisyyksiä ja todennäköisyysrajoja kuin klassisen tilastotieteen mukaiset ja Dembskin yleispäteväksi<ref>Julkisuudessa varsin vähälle huomiolle näkyy jääneen, että Dembski on samalta teoreettiselta pohjalta esittänyt myös erityistilanteisiin soveltuvien rajojen yleisen määrittämistavan. Ks. tästä ''The Design Inference'', s. 199-203.</ref> esittämä.

Apollos: Paikko

2010-03-11T17:11:34Z

Paikko

← Vanhempi versio		Versio 11. maaliskuuta 2010 kello 17.11
Rivi 368:		Rivi 368:
	\|		\|
	\|		\|
	\| ''Tästä alkavan jakson tapahtumien todennäköisyys sijoittuu välille''</br> '''9,999... * 10<sup>-141</sup> <math>\dots</math> 10<sup>-150</sup>'''.		\| ''Tästä alkavan jakson tapahtumien todennäköisyys sijoittuu välille''</br> '''9,999... · 10<sup>-141</sup> <math>\dots</math> 10<sup>-150</sup>'''.

	\|-		\|-