Файл: Васильков Д.А. Начала теории вероятностей учеб. пособие.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 05.08.2024
Просмотров: 56
Скачиваний: 1
§ 49. Теорема Бернштейна
Рассмотрим последовательность случайных величин .
Хи |
Л 2 , |
. . . . Л й , . . . . |
(1) |
|
Подч име iш ы х условиям: |
|
|
|
|
1Л(Хк) |
= а |
(ft = 1 , 2 . . . . ) . |
(2) |
|
D(Xk)<C* |
|
( f t = l , |
2, . . . ) . |
(3) |
Пусть |
|
|
|
. , |
Yn = -JT(X1+ |
••• |
+Х„) |
(л = 1 , 2 , . . . ) . |
(4) |
Согласно теореме Чебышева, если случайные величины (1) попарно не зависимы пли хотя бы попарно иекоррелироваиы, то
Y„ (сред.) -> а. |
(5) |
Откажемся от предположения независимости. Вместо этого допустим, что
коэффициенты |
корреляции |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
'« |
= |
|
R |
* , * |
J |
|
|
|
|
|
|
|
удовлетворяют |
условию |
|
|
|
|
ги — 0. |
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
lim |
|
|
|
|
|
|
|
(6) |
||||
|
|
|
|
|
|
|
I l-j |
| - оо |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Бернштейи доказал, что соотношение (5) |
справедливо |
при |
условиях |
|||||||||||||||
(2), (3) и (6). |
Так же |
как в § |
43, |
1Л(Уп)= |
а, поэтому |
достаточно |
убе |
||||||||||||
диться |
в том, что при п ->-оо |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
D (Y„) - |
0. |
|
|
|
|
|
|
|
(7) |
|||
Представим |
D(K„) |
в виде |
(см. § 44 |
формула |
(15)) |
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
п |
|
|
|
|
|
II |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
D ( y „ ) = D(JL 2 * 0 = i D |
( 2 * 0 |
= |
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
п |
|
2 r'j °{Xi) |
°(XJ] |
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
= |
~hr (2D |
{ X k ) |
+ |
) |
• |
|
|
|
|
||||||
Взяв произвольное |
e > 0 , выберем |
такое |
К, |
чтобы при |
| t — jl<K |
выпол |
|||||||||||||
нялось |
неравенство |
|
|
|
|
|
£ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где |
С — постоянная, фигурирующая |
в |
условии |
(3). Возьмем |
п>К |
и |
оце |
||||||||||||
ним |
сумму |
(8). С |
этой |
целью сначала |
заменим все |
a(Xk) |
|
числом С |
|
||||||||||
Далее |
представим |
сумму |
2lr yl в |
в и д |
е |
|
|
где к |
|
отнесены |
те |
||||||||
слагаемые, для |
которых |
| i — / \ <К, |
а |
к S1 ' — те, для |
которых | i — Л |
>К. |
Каждое слагаемое первой суммы заменим единицей, каждое слагаемое вто
рой суммы — числом е/2С2 . Так как |
число слагаемых в 5 ( 1 ' менее 2Кп, |
a S ( 2 ) содержит (я — К)2 слагаемых, |
то |
86
Теперь |
остается выбрать N>K, |
удовлетворяющее условию С 2 — |
- < |
< - i |
- 1 и для всех n > W |
будем иметь неравенство D ( y „ ) < e . |
|
§ 50. Задачи к главе 5
|
1. Случайная величина |
X |
распределена равномерно |
на отрезке [ — I , I] |
|||||||||||
и Y=X2 |
Показать, |
что |
X |
и |
Y зависимы, |
но |
не |
коррелироваиы. |
|||||||
|
У к а з а н и е . |
Вычислить |
Р(Х |
£ |
Д,), |
Р(У |
£ |
Д2 ) |
и Р [(X |
е |
Д,) (У е Д2 )], |
||||
где |
Д, = Г— - J L - , |
— Д |
2 |
= / |
о , |
J L " ) : |
вычислить |
|
2М(ХУ) = |
||||||
|
L |
/ 3 |
/ 3 J |
|
|
|
\ |
3 |
J |
|
|
|
|
|
|
-1 |
2. Случайные величины X и |
У обладают математическими ожидания |
|||||||||||||
|
|||||||||||||||
ми |
М ( Л ' ) = а , |
М ( У ) = 6 , |
дисперсиями |
o f = |
D(X) > o 2 = D ( y ) |
и коэффи |
|||||||||
циентом корреляции г ^ |
0. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
Выбрать |
угол |
а так, |
чтобы |
случайные |
величины |
|
|
|
||||||
X' |
~ (Х — а) cos a - f (У— Ь) sin «, |
У = — (ЛГ — а) sin а + |
(У — Ь) cos а |
||||||||||||
были иекоррелированы. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
О т в е т : tg 2а = 2 М ^ У ) ~ а Ь . |
|
|
|
|
|
|
|
°1 — °2
3.X , Х„ — попарно независимые одинаково распределенные слу
чайные |
величины, |
М ( ХА )=0, |
Ь(Хк) |
= а 2 |
(/г = 1 , . . . , п). |
Найти коэффици- |
||||||||||
|
|
|
|
л |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ент корреляции Xi |
и |
^ |
-^А- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
ft=i |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
О т в е т : |
|
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4. |
J f j , . . . , |
Хп — попарно |
некоррелированные |
случайные |
величины, |
для |
||||||||||
которых М(ХАУ=0, T)(X/l)=a2 |
(k=\,..., |
|
п). |
Дано |
целое |
число |
т, |
под |
||||||||
чиненное условию |
-^-n<Zm<n. |
Найти |
коэффициент |
корреляции |
случай |
|||||||||||
ных величин Jfi-j |
\-Хт |
и Хп-т+1-{ |
|
|
\-Хп. |
|
|
|
|
|
|
|
||||
О т в е т : |
|
т |
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
[Мп], |
|
|
|
|
Мп< |
||
5. |
Дана |
числовая |
последовательность |
такая, |
что |
|
||||||||||
< М n + i |
( n = 1, |
2 , . . . ) , |
Urn М„ = + оо. |
Построить |
последовательность |
слу- |
||||||||||
чайных величин Хп, |
|
л-м» |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
удовлетворяющую |
условиям: |
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
D |
(Хп) |
> |
Мп |
(п = 1, |
2, |
. . . ) , Х л |
(вер.) - |
0. |
|
|
|
|||
6. |
X — произвольная |
случайная |
величина, {ап) |
—произвольная |
число |
|||||||||||
вая |
последовательность, |
сходящаяся |
к |
нулю. |
Доказать, |
что |
||||||||||
(а„Х) (вер.) -+ 0. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
У к а з а н и е . |
См. § 24, задача 5. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
87
|
|
7. |
Случайная |
|
величина |
X |
обладает |
математическим |
|
ожиданием |
а |
||||||||||||||||||
и |
средним |
квадратичным |
отклонением |
а; |
Хо — ее |
медиана. |
Показать, |
|
что |
||||||||||||||||||||
| л-ц — а | |
У 2а. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
У к а з а н и е . |
|
Воспользоваться |
неравенством |
(3) |
§ |
41 |
при |
|
k=Y2. |
|||||||||||||||||||
|
|
8. Доказать, что если Х„{вер.) |
-+Х и |
(У„—Х„) |
{eep.)-^U, |
то |
Уп(вер.) |
-+Х. |
|||||||||||||||||||||
|
|
У к а з а н и е . |
|
{\УЯ-Х\>г)а |
|
|
|
|
(j |
Х„- |
Л'1> |
± |
^ |
+ |
Q |
Y„ - |
Х„ |
|
| > |
||||||||||
> |
^ - J |
при любом е > 0 . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
9. |
Случайная |
|
величина |
X |
такова, |
что |
при некотором |
а > 0 |
существу |
||||||||||||||||||
ет М ( е " А ) . |
Доказать, |
что, каково |
бы |
ни |
было |
Л > 0 , |
V{X>h) |
|
< е.—"А |
X |
|||||||||||||||||||
X М |
(еаХ). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
10. |
Случайная |
величина |
|
|
имеет |
математическое |
|
ожидание |
|||||||||||||||||||
M ( / Y ) = a . |
На |
промежутке |
[0, |
+ |
со) |
задана |
неубывающая |
положитель |
|||||||||||||||||||||
ная |
функция |
f(x). |
|
Доказать, |
что |
если |
существует |
№[f(\X— |
а|)1, |
то, |
ка |
||||||||||||||||||
ково |
бы |
ни |
было |
|
Л > 0 , |
Р( |Л'— а | > h) < |
[ / ( / ( ) ] - ' М [ / ( | Л'— a | )J. |
|
|
||||||||||||||||||||
|
11. |
X — случайная |
величина, f(х)—неотрицательная |
|
функция, |
задан |
|||||||||||||||||||||||
ная на (—со, |
+ о э ) |
|
и |
удовлетворяющая |
условию |
/(.*) > |
Ь > 0 |
при |
|||||||||||||||||||||
\x\>h. |
|
Доказать, |
что |
|
если |
существует |
M [ / ( X ) J , то |
Р (| Х|>/г)< — — X |
|||||||||||||||||||||
xm[f(X)]. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
12. |
Случайная |
величина |
X |
обладает |
|
математическим |
|
ожиданием |
|||||||||||||||||||
М ( А ' ) = а |
и |
абсолютным |
центральным |
моментом |
порядка |
г > 1 . Доказать, |
|||||||||||||||||||||||
что, каково |
бы ни было / г > 0 , |
Р(| Л' — а \ > |
h) |
< |
h~r |
М ( | X— |
|
а\г). |
|
|
|
||||||||||||||||||
|
|
13. |
Пусть |
М{Хп)=а |
|
|
( n = l , |
2 , . . . ) , |
1Л(Х)=а |
и |
г > 1 . |
Говорят, |
что |
||||||||||||||||
последовательность |
случайных |
величин |
{Л'л ) сходится |
в |
среднем |
с |
показа |
||||||||||||||||||||||
телем |
г |
к |
случайной |
величине |
X, |
если |
liin М (|А'„ — Л'|г ) = 0 . |
Доказать, |
|||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
{Хп} |
|
|
|
|
|
|
|
л-*оо |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
что из |
сходимости |
|
к |
Л' |
в среднем с показателем г |
вытекает |
сходи |
||||||||||||||||||||||
мость [Хп] к X по вероятности. Доказать, что обратное |
неверно |
ни |
при |
||||||||||||||||||||||||||
каком г > |
1. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
У к а з а н и е . |
|
См. предыдущую |
задачу |
и |
пример, |
относящийся |
к слу |
|||||||||||||||||||||
чаю г = 2 |
в § |
42. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
14. |
{Хь} |
— последовательность |
|
попарно |
независимых |
случайных |
ве |
|||||||||||||||||||||
личин, |
причем |
Xk |
|
принимает |
значения — ka, |
0, ka |
( a > 0 ) |
соответственно |
|||||||||||||||||||||
с |
вероятностями |
2 ~ я , |
1 — 2 — 2 — * . |
Применим |
ли |
к |
этой |
последователь |
|||||||||||||||||||||
ности закон |
больших чисел? |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
О т в е т : |
применим. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
У к а з а н и е . |
{А'*} |
удовлетворяет |
условию |
(3), |
§ |
|
43. |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
15. {Xk} |
— последовательность |
попарно |
независимых |
случайных |
ве- |
|||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1—5 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
личин, |
причем |
Х\ |
принимает |
|
значения |
±k |
2 |
( 6 > 0 ) |
с |
вероятностя |
|||||||||||||||||||
ми |
|
|
. Применим ли к |
{Xk) |
|
закон больших |
чисел? |
|
|
|
|
|
|
|
|
О т в е т : применим.
У к а з а н и е . Дисперсии Х^ удовлетворяют условию (11), § 43. 16. Случайные величины Х\, Х2,.. ., Хк,... попарно независимы.
Если k = P (I — целое число), то Xk принимает значения ±1 с вероятно стями ~ " , в остальных случаях Xk принимает значения ± 2 — * также с .
вероятностями - i . Применим ли к последовательности {X/;} закон боль
ших чисел?
О т в е т : применим.
У к а з а н и е . D(Xfc) удовлетворяют условию (10) § 43.
|
17. |
Даны |
постоянные |
f5>0, |
|
а * > 0 |
|
( £ = 1 , 2 , . . . ) , |
такие, |
что |
||||||||||||||
a A > « i + - • • 4-ak-i |
|
|
Случайные |
величины |
Хи |
Х2, •. • |
попарно |
незави |
||||||||||||||||
симы |
и |
Х/{ принимает |
значения |
± а * с вероятностями - i . |
Применим ли |
|||||||||||||||||||
к (A'f t ) |
|
закон больших |
чисел? |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
О т в е т : |
нет. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
: |
|
||||
|
У к а з а н и е . |
При всех п |
— (Х: |
+ |
|
1- |
Хп) |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
п |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
18. Случайные величины Хи |
Х2, |
...,Хь |
|
|
|
обладающие |
математи |
||||||||||||||||
ческими |
ожиданиями |
M(/Yft) s |
а |
и дисперсиями |
а'к, |
удовлетворяют |
усло |
|||||||||||||||||
вию (10) |
§ 43. Показать, |
что если |
ОА=Яу |
х |
= 0 |
при | i — k\>\, |
то |
|||||||||||||||||
|
последовательности {Xk} применим |
|
|
|
Л k |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
к |
|
закон |
больших чисел. |
|
|
|
|
|||||||||||||||||
5 |
У к а з а н и е . |
2 | г,-, ; + ] |
| о/ ai + ] |
< a2 |
f о 2 |
+ ] , следовательно, |
D(.YH |
f- |
||||||||||||||||
|
|
|
|
л |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
+ *„) < з2 £•»*• |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
19. Случайные величины Х\, Х2,..., |
Хк, |
|
• • •, |
обладающие математиче |
|||||||||||||||||||
скими |
ожиданиями |
М(Я^) = а |
и |
дисперсиями |
а | , |
удовлетворяют |
усло |
|||||||||||||||||
вию (10) |
§ 43; т—целое |
|
число |
> 1 . Показать, |
что если |
Г / ^ = R |
X |
x k ~ |
||||||||||||||||
= |
0 при |
| i — k I >т, то к {Xk) |
применим |
закон больших |
чисел. |
|
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
л |
|
|
л |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
У к а з а н |
и е. |
В |
выражении |
D ( 2 -^А) = ^ J ° j + |
2 |
r'j°iaJ |
|
вторая |
|||||||||||||||
сумма, |
|
распространенная |
на |
|
|
|
l |
|
|
i |
|
1Ф] |
|
для |
которых |
|||||||||
|
комбинации |
|
индексов |
i, |
j , |
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
л |
|
т |
|
|
|
It — / | < т , по абсолютной |
величине |
не превосходят |
2 |
2 |
|
2 |
°'°'+А < |
|||||||||||||||||
|
л |
т |
|
|
|
|
п+т |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
/=1 |
А=1 |
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
<-2 2<a? + °'+*)<2m2 «?• |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
/=1 А=1 |
|
|
|
/=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
20. |
Случайные |
|
величины Хи Х2,..., |
Xk, • .. попарно |
|
независимы, |
|||||||||||||||||
M(Xk) |
= a; |
случайные |
величины |
Xt, |
Х2,..., |
|
Xk |
,... |
также |
попарно |
неза- |
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
п |
|
|
|
|
л |
|
|
|
|
|
|
|
внснмы и ЩХ'ь) = а. Пусть |
Уп = —У, |
Xk, |
у' |
|
|
xi |
(п = 1, 2 , . . . ) и |
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
* |
1 |
|
|
|
я |
1 |
|
оо |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
РА = Р (X/; |
^ д ) . Доказать, что если |
Y„ (вер.) |
-+ а и ряд 2 |
|
РА сходится, |
|||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
то У л (вер.) -> а.
У к а з а н и е . |
Если \<N<n, то | Ул —У„ I K " - 1 2 Ix k ~ К I |
X |
я |
А=1 |
|
W |
|
|
X 2 I ^ A - ^ A |
I . следовательно , (| У„]-У^1 >Е) (=2(I^A |
I > |
A—N + 1 |
А=1 |
|
л |
N |
|
>(вд)/2Я)+ 2 |
( | ^ А - ^ А 1 > М / 2 ( П - Л 0 ) С 2 ( 1 ^ А - ^ 1 > ( ^ ) / 2 Л 0 + |
А=ЛГ + 1 |
А-1 |
89 |