Файл: Васильков Д.А. Начала теории вероятностей учеб. пособие.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 05.08.2024
Просмотров: 68
Скачиваний: 1
Любые две случайные величины X и X', обладающие тем свойством, что Р(Х Ф Х') = 0, мы условимся считать тожде ственными, другими словами, мы не будем различать две случайные величины, если их совпадение почти достоверно.
§ 14. Функция распределения случайной величины
Будем говорить, что задан закон |
распределения |
случай |
||||
ной |
величины X, |
если |
известны вероятности Р(Х 6 А) собы |
|||
тий |
(Х£ Д) |
для |
всех |
промежутков Д. |
|
|
|
В этом |
параграфе |
мы покажем, |
что закон распределения |
случайной величины полностью определяется заданием не
которой |
функции |
F(x) |
числового |
аргумента х, |
определенной |
||||||
на ДоЭто — функция |
распределения |
случайной |
величины |
||||||||
X:F(x) |
есть |
значение |
вероятностной функции |
Р(Х |
6Д) для |
||||||
промежутка |
Д = ( — о о , |
х), т. е. |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
F(x)=P(X |
|
<х). |
|
|
(1) |
||
Установим некоторые простые свойства функции распре |
|||||||||||
деления. Прежде |
всего, ясно, |
что |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
0 < F W < 1 . |
|
|
(2) |
|||
Далее, если |
х\ |
< |
Х2, то |
(X |
< |
х\) |
cz (X |
< х2), |
поэтому |
||
т. е. F(x) |
— возрастающая |
функция. |
|
|
|
||||||
Рассмотрим |
произвольную |
убывающую |
последователь |
||||||||
ность |
|
|
|
Xi > х2 > ... |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
> |
х„ > |
..., |
|
|
|||
стремящуюся |
к —оо. События |
Ап |
•= {X |
< хп) |
(п = |
1, 2,...) |
|||||
будут связаны |
соотношениями: |
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
Аг ZD Аг |
ZD • • • ZD Ап ZD |
|
|
||||
и, кроме |
того, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
оо
П АП = 0 .
Следовательно (см. § 5),
11тР(Лл ) = 11т/=•(*,,) = О,
п-»оо п-ки
таким образом,
Пгп7? (х) = 0. |
(3) |
Х-т—СО
Возьмем теперь произвольную возрастающую последова тельность
Х\ <С х2 < . . . < xn<z\...,
21
стремящуюся к |
|
|
|
События |
Вп = |
(Х <х„) |
(п = |
1,2,...) |
|||||||||
будут удовлетворять |
условиям |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
Вх |
cz В2 |
с • • • с: Вп |
с • • • , |
|
|
|
|
|||||
и сумма |
2 |
&п |
будет достоверным |
событием. Следовательно |
|||||||||||||
|
|
л - 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(см. § 5), |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
WmP(Bn) |
= |
|
\lmF{xn)=\, |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
л-*-оо |
|
|
|
л - н» |
|
|
|
|
|
|
||
итак, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
11m |
F(x)=\. |
|
|
|
|
|
(4) |
|||
|
Функция F(x), |
|
|
-Г->-+оо |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
будучи |
монотонной, имеет |
в каждой точке |
||||||||||||||
пределы справа и слева. Покажем, что F(x) |
непрерывна |
сле |
|||||||||||||||
ва |
в каждой |
точке. В самом |
деле, |
фиксируем какое-либо XQ |
|||||||||||||
и |
рассмотрим |
произвольную |
|
возрастающую |
последователь |
||||||||||||
ность |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Х\ < |
х2 |
<....< |
хп< |
..., |
|
|
|
|
||||
сходящуюся к хп. |
Если |
обозначить |
Сп = |
(X |
<С хп) |
|
(п=\, |
||||||||||
2,...), то |
будем |
иметь |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
С, cz С2 с: • • • с С„ е • • • |
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
2 |
С„ = |
|
( * < * „ ) . |
|
|
|
|
|
||
Согласно § 5 |
|
|
|
л=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
Ига Р (С„) = |
Hm F (хП) = P(X<x0) |
= F (х0). |
|
|
|||||||||||
|
|
л - к я |
|
|
|
л - « о |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Итак, в любой точке Хо |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
F ( x 0 |
- 0 ) = F(x0). |
|
|
|
|
(5) |
|||||
Отсюда, |
в частности, |
следует, |
что |
F(x) |
полностью |
опреде |
|||||||||||
ляется своими значениями в точках непрерывности. |
|
|
|||||||||||||||
|
Покажем теперь, что, каков бы ни был промежуток А, ве |
||||||||||||||||
роятность |
Р(Х |
£ |
А) |
выражается через |
функцию |
распреде |
|||||||||||
ления. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
[а, |
Ь), |
|
|
|
Действительно, если Д есть полуинтервал |
вида |
где |
||||||||||||||
а < Ь, то |
(а |
<Х |
|
< |
Ь) = |
{Х < |
Ь) — {Х < |
а), |
так |
что |
|
|
|||||
|
|
|
|
Р (a ^ |
^ |
^ |
F |
(&)-/=• (а). |
|
|
|
(б) |
|||||
|
Фиксируем какое-либо число а, возьмем убывающую по |
||||||||||||||||
следовательность |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
22 |
|
|
|
|
х\ |
> х2 |
> ... |
|
> х„ > .. |
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
сходящуюся к а, й рассмотрим |
события |
t)n |
— (а < X |
< х„) |
|||||||||||
(я = |
1, 2,...). |
При |
этом |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
и |
|
|
|
Д |
э |
Д |
э |
••• э £ ) „ з |
• • • |
|
|
||||
|
|
|
|
|
оо |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
П |
Д , = |
( * = а ) . |
|
|
|
|
|||
Следовательно, |
согласно § 5 |
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
Р(Х=а) |
= |
Urn Р (£>„) = iim [F (хп) |
- |
F (а)], |
|
||||||||
т. е. |
|
|
|
|
л-*-со |
|
|
п~*-оо |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
P(Z |
= |
a) = |
F(a |
+ |
Q) — F{a). |
|
(7) |
|||||
Если Л = |
[а, |
6], то |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
(ХеЩ |
= (а<Х<Ь) |
|
= |
(а^СХ<Ь) |
|
-\-(Х=Ь) |
|
|||||||
и согласно формулам |
(6) |
и |
(7) |
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
P{a^X<b)=F(b |
|
+ 0)-F{a). |
|
|
(8) |
|||||||
Если А = |
(а, Ь), |
то |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
{Х£А) |
= {а<Х<Ь) |
|
= |
|
|
(а<Х<Ь)-(Х=а) |
|
|||||||
и в |
силу тех же формул |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
Р{а |
< |
X |
<b)= |
F(b)~F(a |
+ |
0). |
(9) |
||||||
Переходя к бесконечным промежуткам, заметим, что по |
|||||||||||||||
определению функции |
|
F(x) |
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
Р(—оо |
< |
X |
< |
b)= |
F(b). |
|
|
(10) |
|||
Далее нетрудно |
установить |
равенства: |
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
P(-oo<X<b) |
|
= |
F(b |
+ 0), |
|
(И) |
|||||
|
|
|
|
P(a<X<+oo)=l-F(a), |
|
|
|
|
(12) |
||||||
|
|
Р ( а < |
J < |
+ о о ) = 1— F(a + |
0). |
(13) |
|||||||||
Формулы |
(6) — (13) |
|
показывают, |
что |
закон |
распределения |
|||||||||
случайной величины X однозначно определяется функцией |
|||||||||||||||
распределения |
|
F(x). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Заметим еще, что вместо того, чтобы говорить о «случай |
|||||||||||||||
ной |
величине, |
имеющей |
тот |
или иной закон |
распределения», |
говорят просто о «законе распределения» или о «распреде лении».
§ 15. Дискретные случайные величины
Случайная величина X называется дискретной, если она способна принимать лишь определенные значения Х\, х2, образующие конечное или счетное множество; тогда, когда множество [хи х2, ...} счетно, предполагается, что оно не имеет точек накопления. Последнее требование означает, что
23
любой конечный промежуток содержит не более конечного числа значений случайной величины X.
Предположим, что заданы вероятности
pk = P{X = xk) (ft = 1,2,...). (1)
Тогда мы можем указать закон распределения случайной ве личины X. Действительно, каков бы ни был промежуток Л,
|
Р ( * < Е Д ) = |
2 |
/>*• |
(2) |
|
В частности, положив |
А = |
( — о о , |
х), |
получим функцию |
рас |
пределения случайной |
величины X |
|
|
|
|
|
?{х)= |
2 |
Pk- |
|
(3) |
|
|
хк<х |
|
|
|
Заметим, что для любой дискретной случайной величины ве роятности (1) подчиняются условию
|
|
|
|
|
|
2 |
|
( |
|
4 |
) |
|
|
|
|
|
|
|
|
к |
|
|
|
|
|
|
(2) |
Для того чтобы в этом убедиться, достаточно в равенстве |
|||||||||||||
положить |
Л = |
До. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Если |
xk |
и |
xt |
—два «соседних» |
значения дискретной |
слу |
|||||||
чайной |
величины |
X |
(т. е. между хк |
и |
xt нет других ее значе |
||||||||
ний), то функция распределения F(x) |
постоянна |
на |
полуин |
||||||||||
тервале (xk, xt\. |
Если среди хк |
есть наименьшее |
значение |
хт, |
|||||||||
то F(x) = 0 при |
— оо <^х |
- < л т |
; если |
существует |
наибольшее |
||||||||
значение хп, |
то F(x) |
= I |
при |
хп<_х |
< + со . |
|
|
|
|||||
|
|
§ 16. Непрерывные случайные величины |
|
|
|||||||||
Случайная |
величина X |
называется |
непрерывной, |
если |
су |
||||||||
ществует заданная на До = |
(—оо, + о о ) функция |
р(х), всюду |
|||||||||||
неотрицательная, |
имеющая |
на |
любом |
конечном |
промежутке |
||||||||
не более конечного числа точек разрыва и связанная |
с X сле |
||||||||||||
дующим свойством: каков бы ни был промежуток Д, |
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
Р ( * 6 Д ) = |
^ |
p{x)dx. |
|
|
(1) |
|||
Такая функция называется |
|
д |
|
вероятности |
случай |
||||||||
ПЛОТНОСТЬЮ |
|||||||||||||
ной величины X. |
Положив'в |
(1) Д = |
До, обнаружим, |
что |
|
||||||||
|
|
|
|
|
^ p{x)dx |
= |
\. |
|
|
|
(2) |
||
|
|
|
|
|
—оо |
|
|
|
|
|
|
|
|
Взяв в качестве Л промежуток |
(—оо, х), получим выражение |
||||||||||||
функции |
распределения |
|
X |
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
F{x)= |
|
J |
p(x)dx. |
|
|
|
(3) |
|
|
|
|
|
|
|
|
—00 |
|
|
|
|
|
24
Отсюда следует, что в точках непрерывности плотности ве роятности
Р(х)=£- |
(4) |
Каково бы ни было а, |
|
а |
|
Р(Х = а)=^ p(x)dx |
= 0, |
а
следовательно, вероятности для X принять какое-либо зна чение из отрезка [а, Ь], интервала (а, Ь) или полуинтерва лов [а, b), (а, Ь] одинаковы
Р ( а < X<b) |
= P(a<X<b) |
= |
P(a<X<b) |
= |
|
|
ь |
|
|
= |
P(a<X<b) |
= ^ |
p{x)dx. |
(5) |
|
|
а |
|
|
Заметим, что дискретные и непрерывные случайные вели чины далеко не исчерпывают совокупность всевозможных случайных величин.
§ 17. Векторные случайные величины
Будем рассматривать плоскость, на которой выбрана си стема декартовых координат х, у. Говорят, что переменный
вектор |
U [X, |
Y\ представляет |
собой |
векторную |
случайную |
||
величину |
(или |
случайный вектор), если имеется |
поле |
вероят- |
|||
ностей |
(А, |
Р), |
охватывающее |
события |
вида ( t / g |
М), |
где М |
образуют некоторый класс множеств на плоскости, заведомо
содержащий все множества вида |
Q = |
{{x, |
у); |
xgAj, |
|
уб ^ г ! |
|||||||||
(Ai, |
Аг — произвольные |
промежутки). |
Соотношение |
U(• М |
|||||||||||
означает, что точка с координатами X и У принадлежит к |
|||||||||||||||
множеству |
М. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
~* |
||
|
Можно |
убедиться |
в |
том, |
что |
А |
содержит события |
вида |
|||||||
где |
(У £ М), |
||||||||||||||
М — произвольное |
борелевское |
множество |
точек |
на плоскости. |
|
||||||||||
|
Упомянутые |
в этом определении |
множества |
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
Q =*{(*, у); |
лсбД,, |
у£Аг), |
|
|
|
|
(1) |
||||
где |
Аь Аг — какие-либо |
промежутки, |
условимся |
называть |
|||||||||||
прямоугольниками |
|
и обозначать |
кратко Q[Aj, А2 ]. |
|
вектор- |
||||||||||
|
Будем |
говорить, |
что |
задан закон распределения |
|
||||||||||
ной случайной |
|
|
|
—* |
|
У), |
если, каков |
бы |
ни |
был |
|||||
величины U {X, |
|||||||||||||||
прямоугольник |
вида |
(1), |
известна |
вероятность |
Р(С/ € |
Q) = |
|||||||||
= PL[(ATG Ai)(K€ Д2 )]. Закон |
распределения |
U [X, |
Y\ |
|
иначе |
||||||||||
называется совместным законом |
распределения |
X |
и У. |
|
2»