Файл: Васильков Д.А. Начала теории вероятностей учеб. пособие.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 05.08.2024
Просмотров: 57
Скачиваний: 1
с элементами
r u |
= \ ( f = l |
Я ) , rlk==ft |
{}фк). |
|
|
|
i k |
Матрица R получится из дисперсионной |
матрицы В /г-мерно- |
||
го вектора |
U {Л\, |
Х„\ (см. § 37), если |
первую, вторую, |
... п-ю строки, а также первый, второй, . . . п-й столбец по
следней разделить соответственно на a(Xi), а(Х2),..., |
о(Х„). |
|||
В том случае, |
когда Xi,...,X„ |
попарно |
независимы |
(или хо |
тя бы попарно |
некоррелированы), R оказывается единичной |
|||
матрицей. |
|
|
|
|
В качестве примера вычислим коэффициент корреляции |
||||
компонент нормально распределенного |
случайного |
вектора |
—>
U {Ху Y) (см. § 21). Ковариация X и У равна |
|
ЩХГ) = J \ хур(х, y)dxdy, |
(11) |
—оо —со |
|
где
~ ' 3 г + т - |
( 1 2 ) |
Представив показатель степени в виде
У2 |
' f x |
. У V |
2о| |
2(1 — r*) V о, |
оа У ' |
введем новые переменные
Так как |
= °i°2ТЛ — г2 , то |
|
|
||
|
|
М(ХУ) = |
|
|
|
= аГ } |
j (°ia 2 У1 |
~ R |
ST + r <W |
) е |
dsdt = |
—оо —оо |
+0О |
_ Р |
+оо |
|
|
|
|
|
|||
= |
raiai-y=s |
[ 14 |
2dt--l= |
\ |
e~Jds |
|
|
-оо |
|
|
|
|
|
= |
гсчсгг- |
|
|
77
Таким образом, Rx.y = г. Если г = 0, то согласно (12)
р(х, |
у)= |
'—е |
2*' |
*° |
|
Итак, в случае |
нормального |
совместного |
распределения |
(с |
|
плотностью (12)) |
некоррелированные случайные величины |
X |
|||
и У независимы. |
|
|
|
|
|
Известно, что если случайные величины X и У независи
мы, то |
D(X + |
У) = D(X)-f |
D(Y). |
Вычислим теперь |
диспер |
сию суммы X 4- У в общем |
случае, |
не предполагая независи |
|||
мости слагаемых. Если M ( / Y ) = а, |
М ( У ) = b, то |
|
|||
ЩХ+У) |
= Щ[(Х+У)-(а'+ |
b)f] = |
М { [ ( * - а) + ( К - б)]2} = |
||
= |
Щ(Х |
— а ) 2 + ( У — 6) 2 - f - 2(X — с) (У— 6)] |
= |
=М [ ( Х — а) 2 ] + М[(У — й ) 2 ] + 2 М [ ( Х — а) (У — 6)].
Итак, |
|
|
|
|
|
|
|
D (X + К) = |
D (X) |
+ D (ПН- 2tfx , к |
° (Л)о (У), |
(13) |
|
где |
/?лг, у — коэффициент |
корреляции X |
и |
У. В общем |
слу |
|
чае, |
когда имеем п |
слагаемых Х | , . . . , Х Л |
и |
М (Xl)=al |
(i = |
=1,...,гс),
лл
D ( 2 ^ V 2 D № ) + 2 Ml(A)-aY)(X*-aft)] ( Н )
или
|
п |
|
л |
2 |
|
|
<»(**)• |
|
D ( 2 |
= 2 |
Я * , |
(15) |
|||||
4 |
/=1 |
' |
i=l |
}*к |
1 |
" |
|
|
Иначе формулу |
(15) |
можно записать |
в |
виде |
|
|
||
|
л |
|
л |
|
|
|
|
|
D С 2 Xt).= |
2 |
» № ) + 2 2 |
Я* . х / Щ ' № ) ' |
о 6 ) |
||||
Из (15) |
следует, |
что |
если Х\,...,Хп |
|
попарно |
некоррели- |
||
рованы, т. |
е. |
|
|
|
|
|
|
|
л ? к
то в правой части формулы (15) останется лишь сумма дис персий слагаемых. Таким образом, соотношение
|
л |
л |
|
|
D ( |
2 * 0 |
= 2 |
|
(18) |
4 |
/=1 у |
(=1 |
|
|
справедливо не только тогда, когда Х\,...,Хп |
попарно |
не |
||
зависимы, но и при |
более |
общем предположении (17). |
|
78
В доказательстве теоремы Чебышева (см. § 43) мы поль зовались попарной независимостью случайных величин Х\, Х2,... при вычислении D(Y„). Согласно последнему замеча нию условия теоремы Чебышева можно слегка ослабить, предположив вместо попарной независимости Х\, Х2,... лишь попарную некоррелированность.
§ 45, Пространство Я
Рассмотрим совокупность Я всевозможных случайных ве личин X , обладающих моментами второго порядка. В § 36 было показано, что, коль скоро существуют М(Х2) и М(У2 ), случайные величины X + У и сХ (при любом постоянном с) также обладают моментами порядка 2. Таким образом, Я
представляет |
собой |
линейное |
пространство. |
Это дает нам |
||||||||||||||||
право называть |
элементы |
множества Я |
векторами. |
|
|
|
||||||||||||||
|
Введем |
в линейной |
системе |
Я |
скалярное |
|
умножение |
ее |
||||||||||||
элементов, |
положив |
для произвольных |
X 6 Н, |
К б / / |
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
(X, У ) = М ( Х У ) |
|
|
|
|
|
(1) |
|||||||
(в § 36 было показано, что математическое ожидание |
произ |
|||||||||||||||||||
ведения случайных величин X и У существует, коль скоро су |
||||||||||||||||||||
ществуют М(Х2) |
и М(У2 )). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
Из простейших свойств математического ожидания выте |
|||||||||||||||||||
кают следующие свойства |
скалярного |
произведения: |
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
I . |
(X, |
У) = |
(У, |
X). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
П. |
№ |
+ Х2, |
Y) |
= {XU |
Y) |
+ |
(X2, |
У). |
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
I I I . |
(%Х, |
Y)=X{X, |
У). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
IV. |
(X, |
X) |
> |
0. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Если |
|
X = 0, |
то, |
очевидно, |
(X, |
X) = |
0. |
Обратно, |
если |
|||||||||||
(X, |
X) = М(Х2) |
=0, |
то X = |
0 с вероятностью, |
равной |
1 (см. |
||||||||||||||
§ 35 |
последний абзац). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
Нормой |
вектора |
X 6 Я называется число |
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
\\x\\ = V(x7x). |
|
|
|
|
|
(2) |
|||||||
|
Расстоянием |
между |
X |
и У в |
пространстве |
Я называется |
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
Q(X, |
|
Y) |
= |
\ \ X - Y \ \ . |
|
|
|
|
|
(3) |
|||
Если |
X = |
У, то, очевидно, |
Q(X, |
У) = |
0. |
С |
другой |
стороны, |
||||||||||||
обращение |
в |
нуль величины |
(3) |
свидетельствует о том, что |
||||||||||||||||
равенство |
X = У может |
нарушаться |
лишь |
с |
вероятностью, |
|||||||||||||||
равной |
нулю. Выше |
(см. § 13) мы условились не различать |
||||||||||||||||||
такие случайные величины. При таком соглашении |
условия |
|||||||||||||||||||
Х= |
|
У и | | — У | | = |
0 оказываются |
равносильными, |
а |
свойст |
||||||||||||||
во IV скалярного произведения может быть уточнено следу |
||||||||||||||||||||
ющим |
образом: |
(X, |
X) |
> 0 для любого X |
6 |
Я, (X, |
Х) = |
0 |
||||||||||||
тогда и только тогда, когда |
X == 0. |
|
|
|
|
|
|
|
|
79
Скалярное произведение |
подчиняется известному |
нера |
венству Коши: для любых Х$Н, У6 Н |
|
|
\(Х, У)\< |
\\Х\\\\ У\\ • |
(4) |
если X и У пропорциональны, |
и только в этом случае, |
|
\(Х, У)\ = \\Х\\\\У\\. |
(5) |
Для доказательства рассмотрим квадрат нормы (математи ческое ожидание квадрата) случайной величины |А" + У, где | — числовой параметр; при этом
0 < | | у : + У||« = (IX+Y, |
lX + Y) = At* + 2Bl + C, |
(6) |
||||
где |
|
|
|
|
|
|
|
|
Л = | | A T , |
В = (X, У), |
С = | | У | | 2 . |
|
|
Если |
А > |
0, т. е. при А" ф 0, из неотрицательности квадрат |
||||
ного |
трехчлена (6) следует неравенство В2 — АС <;0, рав |
|||||
носильное |
неравенству |
(4). Если А = 0, то X — О, и |
нера |
|||
венство (4) принимает |
вид 0 < 0. В том случае, когда |
У = |
||||
= сА", |
|
|
|
|
|
|
|
|
(X, У) = |
(А\ с*) = |
с\\Х\\2, |
|
|
|
|
11*11 НП1 = 11*11 ||^|| = |С|||^||2, |
|
|||
и выполняется соотношение |
(5). Обратно, из (5) следует, что |
трехчлен (6) имеет равный нулю дискриминант и, следова
тельно, обращается в нуль при некотором | = |
go, а из равен |
||||||||||||
ства ||£оА"+ У | | = 0 вытекает |
соотношение |
У = |
(—£о)А~. |
|
|||||||||
|
Из неравенства Коши при ХфО, |
УфО |
следуют неравен |
||||||||||
ства |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 ^ |
11А-||||У|| |
^ 1 > |
|
|
{ ' > |
||||
это |
дает |
возможность |
определить |
угол |
0 |
между векторами |
|||||||
А" и У: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
9 = |
a r c c o s |
i r f t i m r - |
|
|
|
^ |
||||
(X, |
Говорят, |
что векторы |
X (Е Н, |
У £Н |
ортогональны, |
если |
|||||||
У ) = 0 . |
Х{€ Н ( / = 1 , 2 , . . . ) |
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
Векторы |
|
(в конечном |
или счетном |
|||||||||
числе) образуют ортогональную |
систему, |
если |
Х1 Ф 0 |
(i = |
|||||||||
= |
1,2,...) и при всех |
i # & |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
(XL, |
* f t ) = |
0. |
|
|
|
(9) |
|||
|
Для произвольных векторов Х% |
6 //, Хг£ Н |
|
|
|||||||||
№ |
+ № |
= |
№ + А-2) |
A"i + А"2) = |
ЦА-,112 |
+ |
\\Х2\\2 |
+ 2(А",, А"2). |
В силу неравенства (4) (Х\, Х2) < l|A"i||||A"2||, следовательно,
ll*i + *2||2<(||*il! + l|*2ll)2,
80