Crypto Casino
Bieg torrent
Jak obliczyć prawdopodobieństwo freespinów
Freespins są zwykle uruchamiane przez zrzucanie znaków scatter zgodnie z regułą "3 + wszędzie" (czasami "na bębnach 2-4", "2 + scatter + wild'," progress counter ", itp.). Znając częstotliwości scatter przez bębny lub z logami spinowymi, można oszacować prawdopodobieństwo uruchomienia w jednym plecie (q) i z niego uzyskać oczekiwany czas oczekiwania (rozkład geometryczny).
1) Szybki słownik
q) jest prawdopodobieństwem uruchomienia fryzpin w jednym plecie.
Średni odstęp oczekiwania: (\mathbb {E} [T] = 1/q) spiny.
Mediana odstępu: (\mathrm {Med} (T) =\left\lceil\dfrac {\ln 0. 5} {\ln (1-q) }\right\rceil) (w przybliżeniu (0 {,} 693/q) przy niskim (q)).
Szansa, aby nie czekać na (N) spiny: ((1-q) ^ N).
Szansa na odczekanie ≥ 1 razy na (N) spiny: (1- (1-q) ^ N).
2) Dokładne liczenie przez paski bębnowe (liczba pasków)
Jeśli znasz taśmy (listy znaków) i liczbę kroków na każdym bębnie:1. Dla każdego bębna (i), policz
[
s_i=\frac{#\text{pozitsy scatter na bębnie} i} {#\text {total positions on} i}.
][
q =\sum _ {k = 3} ^ {5 }\\sum _ {\substack {A\podzbiór {1.. 5}\ A = k }\\prod _ {i\in A} s_i\\prod _ {j\notin A} (1-s_j).
][
q =\sum _ {k = 3} ^ {5 }\binom {5} {k} s ^ k (1-s) ^ {5-k}.
][
q =\prod _ {i = 2} ^ {4} s_i.
][
q =\sum _ {k = 3} ^ {5 }\\suma _ {A }\prod _ {i\in A} (s_i+w_i )\\prod _ {j\notin A} (1-s_j-w_j),]gdzie (A) są podzbiorami bębnów wielkości (k). (Często przybliżenie na pierwszych trzech bębnach jest wystarczające, jeśli dzikie nie są liczone na 4-5.)
Jeden spin kręci jeden znak i maksymalnie 1 scatter na obrót.
Jeśli bębny mają różne długości/wagi - użyj ich indywidualnych (s_i).
Dla pozycji „gniazda liniowe” są wyposażone; dla ważonych - policz proporcję wagi scatter.
3) Megaways i gniazda o zmiennej liczbie wierszy
W Megaways zmienia się liczba pozycji na bębnie. Jest to praktyczne, aby rozważyć warunkowo przez konfigurację:1. Dla każdego bębna (i) prawdopodobieństwo rozproszenia w położeniu: (p_i=\frac{#\text{scatter-taylov}}{#\text{vsekh płytki}}) (zwykle 1/typy znaków, jeśli równowaga; niektóre gry mają swój własny ciężar).
2. Przy osiągniętej wysokości (h_i), szansa na co najmniej jeden scatter na bębnie: (s_i (h_i) = 1- (1-p_i) ^ {h _ i}).
3. Warunkowy (q (h_1,...,h_6)) - według wzorów z § 2, ale z (s_i (h_i)).
4. Końcowy (q) jest średnią (\mathbb {E} _ {h} [, q (h),]) rozkładu wysokości (lepszy przez symulację).
4) Gdy nie ma tabel: empiryk przez dzienniki
Jeśli masz dziennik spin (demo lub real): Wynik (\hat q):[
\ hat q =\frac {#\text {triggers}} {#\text {spins}}.
]Przedział ufności (rzadkie zdarzenie): Użyj oceny Bayesian z Jeffries przed (\tekst {Beta} (0 {,} 5. 0 {,} 5) lub odstęp Wilsona - są one bardziej stabilne na małych próbkach.
Ile spinów potrzebujesz? Z (q\podejście 1/200) (0. 5%), rozsądnie jest zebrać dziesiątki tysięcy spinów, w przeciwnym razie rozprzestrzenianie się jest duże.
Przeniesienie do „oczekiwania”: mediana/średnia odstępu od § 1.
5) Mechanika „połączona” i wyzwalacze postępu
Licznik postępów (na przykład zbierz 3 części): jest to ujemny schemat dwumianu. Jeśli szansa uzyskania „części” dla spin (p), to szansa na ukończenie (n) spiny:[
\ mathbb {P} (T\le n) =\sum _ {k = 3} ^ {n }\binom {k-1} {2} p ^ 3 (1-p) ^ {k-3}.
]Średnie oczekiwanie (\mathbb {E} [T] = 3/p), mediana - przez podsumowanie/symulację.
Koła/szlaki przed freespinami: najpierw szansa na uderzenie w koło, a następnie szansa sektora freespin. Całkowite prawdopodobieństwo to iloczyn etapów (lub suma nad gałęziami drzewa wynikowego).
6) Przykłady obliczeń
A) 5 bębnów, reguła 3 +, równa taśmom, na każdym (s = 0 {,} 12).
[
q =\binom {5} {3} s ^ 3 (1-s) ^ 2 +\binom {5} {4} s ^ 4 (1-s) + s ^ 5
][
=\10\cdot0 {,} 12 ^ 3\cdot0 {,} 88 ^ 2\+\5\cdot0 {,} 12 ^ 4\cdot0 {,} 88\+\0 {,} 12 ^ 5\\ok 0 {,} 0167.
]Oczekiwanie na: (\mathbb {E} [T ]\ok. 60) spiny; mediana (\podejście 0 {,} 693/0 {,} 0167\podejście 41) spin.
Szansa, aby zobaczyć ≥ 1 wyzwalacz na 100 spinów: (1- (1-0 {,} 0167) ^ {100 }\podejście 80%).
B) Tylko bębny 2-4: (s_2=0{,}15,\ s_3=0{,}12,\ s_4=0{,}10).
[
q = s _ 2 s_3 s_4=0{,}0018\Rightarrow\mathbb {E} [T ]\ok. 556 ,\\mathrm {Med }\ok. 385.
]C) Megaways (warunkowy przykład): każda z 6 bębnów otrzymuje (h_i\in{2..7}) równie prawdopodobne, (p_i=p=1/12).
Następnie (s_i (h) = 1- (1-p) ^ h).
Następny - liczba (q (h)) zgodnie z § 2 (3 + z 6) i średnia dla wszystkich (h) (lepsza Monte Carlo na 100k konfiguracji).
7) Od prawdopodobieństwa do praktyki
Plan sesji. Znając medianę/75 percentyla oczekiwania spustowego, zaplanować długość sesji i bank na kilka takich odstępów.
Porównanie slotów. Sloty z tym samym RTP może się różnić (q): jeden daje frispiny częściej, ale "słabsze", drugi rzadziej, ale "grubsze. "Zobacz zarówno (q), jak i kwantyle wygranej bonusowej.
Komunikacja w artykułach. Podaj czytelnikowi „freespin paszport”: (q), (\mathbb {E} [T]), mediana, 75 percentyl i „szansa na zobaczenie ≥ 1 dla (N) spinów”.
8) Co może zakłócić ocenę
Różne wersje RTP tej samej gry - (s_i) i (q) mogą się różnić.
Bufor/misje/cashback nie zmieniają (q), ale zmieniają gospodarkę - nie mylić częstotliwości z wartością.
Krótkie próbki dla rzadkich (q) → ogromne odstępy niepewności; używać Bayes/Wilson i/lub symulacji.
Megaways bez warunkowego modelu wysokości - lepiej natychmiast Monte Carlo.
9) Gotowy „wolny paszport” (szablon)
Reguła spustu: 3 + scatter (1/5 bębnów; lub 2-4; lub 2 + scatter + wild)
Wynik (q): ... (metoda: liczba pasków/empiryczna/symulacja)
Odstępy czasu oczekiwania: średnie (1/q =...) spiny; mediana...; 75. percentyl...
Spust ≥ 1 szansa na (N =...): ...%
Komentarz ryzyka: częstotliwość vs siła bonusu; typowe „pustynie”.
Dolna linia: prawdopodobieństwo występowania frispinów można obliczyć „z góry” (przez taśmy i reguły) lub „z dołu” (przez dzienniki/symulacje). Kluczem jest poprawne sformalizowanie reguły wyzwalacza, uwzględnienie cech mechaniki (ograniczone perkusje, wild-zamienniki, Megaways), a następnie przełożenie (q) na wytyczne czasowe, które gracz rozumie: średni/średni przedział i szansę spełnienia wybranej długości sesji.