Файл: Васильков Д.А. Начала теории вероятностей учеб. пособие.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 05.08.2024
Просмотров: 65
Скачиваний: 1
Сделав в интеграле (5) замену переменного |
* ~ а = |
г, полу- |
||||||||||
чим |
|
|
|
|
(ft-0)/9 |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
P(a<X<b) |
= |
^ |
|
<?(z)dz |
|
|
|
|
||
ИЛИ |
|
|
|
|
(а—а);а |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Р ( а < * < 6 ) |
= ф ( |
± ^ |
) |
- |
Ф |
( ^ |
) . |
|
(6) |
|
Применяя |
формулу |
(6), надо |
иметь в |
виду, |
что |
функция |
||||||
Ф(х) |
нечетная. Положив а = |
а — h, |
6 = |
а + |
/г |
( Л . > 0 ) , |
по |
|||||
лучим |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Р ( | А - - а | . < А ) = |
2 |
Ф ( - Г ) . |
|
|
|
(7) |
||||
Если h = |
ka, то (7) примет вид |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
Р ( | А " — а | <fe») = |
2 Ф(&). |
|
|
|
(8) |
|||||
При |
k= |
1, 2, 3 правая часть |
равенства |
(8) принимает |
соот |
|||||||
ветственно значения 0,683, 0,954, 0,997. |
Следовательно, |
|
||||||||||
|
|
Р ( | ^ - < х | > З а ) ^ |
0,003. |
|
|
|
|
|||||
Считают |
поэтому, что значения |
нормально |
распределенной |
случайной величины практически не отклоняются от а боль ше, чем на За.
Закону распределения Гаусса подчиняются погрешности
большинства |
измерений, |
отклонения (по дальности |
и |
боко |
||
вое) точки |
попадания |
артиллерийского |
снаряда |
от |
точки |
|
прицела, многие биологические |
параметры |
и т. п. |
|
|
||
В теории |
ошибок функцию |
(2) записывают часто в виде |
||||
Параметр h, связанный с а соотношением |
h — — ~ , называ- |
|||||
ют мерой точности. |
|
|
|
|
|
Постоянную величину С иногда рассматривают как пре дельный случай нормально распределенной случайной вели
чины при а = |
С и а |
0. Такой случайной величине припи |
|||
сывается |
плотность |
вероятности |
о (л:—С) |
(заметим, что в |
|
теории |
обобщенных |
функций |
любая |
последовательность |
|
{<р(х\ С, а„)), |
коль |
скоро ая -9-0, определяет обобщенную |
|||
функцию б(х — С)). |
|
|
|
Двумерная случайная величина U {X, Y) называется нор мально распределенной, если ее плотность вероятности есть
р(х, у) = Ке~о^», |
(9) |
' 3* |
35 |
где |
|
|
|
|
q(x, у) = |
А(х-Хо)* |
+ 2В(х-х0)(у-уа)+С(у-уо)2, |
(10) |
|
причем |
|
|
|
|
|
А>0, |
С > 0 , |
АС — В2>0. |
(11) |
Условия |
(11) означают, что q(x, |
у) есть невырожденная |
по |
ложительно определенная квадратичная форма относительно
переменных х — хо, у — ул. Перенеся |
начало координат в точ |
|||||||||||||
ку (х'о, г/о) и |
сохранив обозначения |
координат, |
запишем |
q в |
||||||||||
виде |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
q(x, |
у) = Ах2 |
+ |
2Вху |
+ |
Су2. |
|
|
||||
Положим У А = |
а > |
0, |
] / С = с > 0 |
и |
В = —гас, |
где | г | < |
1. |
|||||||
Тогда |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
q (х, |
у) = |
а2х2 |
— Ъ-асху |
+ |
с2у2. |
(12) |
||||||
Если |
г = |
0, то, |
обозначив |
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
а 2 |
= - 2 ^ ' |
|
^ ~ S f |
|
( 1 3 ) |
|||||
запишем |
плотность |
вероятности |
(9) |
в |
виде |
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
х' |
|
у' |
|
|
|
|
|
|
|
р(х, |
0) = |
/Се |
2 |
1 ? е |
2 |
а 3 . |
|
(14) |
||
Из условия (7) § 18 следует, что |
|
|
|
|
|
|
||||||||
Итак, в этом |
случае, т. е. при г |
= |
0 |
|
|
|
|
|
||||||
|
|
р(*> # ) = |
ф(*; |
0, |
о-]) • q>(y; |
0, а 2 ), |
|
|
||||||
следовательно, |
компоненты |
X |
и |
Y |
случайного |
вектора |
t7 |
представляют собой независимые нормально распределенные
случайные величины. |
|
Oi и |
oi |
|
|
|
|
||||
Тогда, |
когда |
^ ¥ =0, |
зададим |
соотношениями: |
|
||||||
|
0 , 2 |
= |
2of |
(1 — г2) ' |
с 2 = |
= |
2а» (1 — г») |
|
( 1 5 ^ |
||
и вычислим плотность |
вероятности |
р\{х) |
компоненты |
X |
(см. |
||||||
формулу |
(10), § |
18). Для этого |
перепишем |
q(x, у) в |
виде |
||||||
|
q(x, у) =а2(\—т2)х2-\- |
|
|
(су — |
агх)2. |
|
|
||||
Тогда |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4- оо |
|
|
|
|
|
|
|
Р, {X) = |
KerW-W |
^ |
e-icy-raxV |
dy, |
|
(16) |
— оо
36
Интеграл в правой части равен |
= о2 У 2 к (1 — г2 ) , |
Т |
w |
|
а так как |
^ pi(x)dx=l, |
то |
' |
(17) |
Таким образом,
Так же вычисляется плотность вероятности компоненты Y
р2(х)^-±=е |
2°К |
(19) |
<s2 |
V 2~- |
|
Мы видим, что и в общем |
случае компоненты |
нормально |
распределенной случайной величины U \Х, У) распределены нормально, причем параметры сгь а2 связаны с коэффициен тами квадратичной формы (12) соотношениями (15). Поль зуясь формулами (15) и (17), можно окончательно записать
р(х, у) в виде
Р <*• У) - ^ t е Х Р { - Г ^ Г (щ - г ik +£)}' (2°)
Выражения pi(x), /?2(#) и /?(х, г/) в исходной системе коорди
нат можно получить, заменив х и у |
соответственно |
на х — х0 |
и у — у0- |
|
|
§ 22. Функции случайной величины |
|
|
Пусть X — случайная величина, |
f(x)—функция |
перемен |
ного х, определенная на До или хотя бы на некотором про межутке, содержащем всевозможные значения случайной ве
личины X. Под f(X) |
понимается случайная величина, которая |
||||||
принимает значение f(x) |
всякий раз, как X принимает |
какое- |
|||||
либо значение х. |
|
|
|
|
|
||
Если |
X — дискретная |
случайная |
величина, |
принимающая |
|||
значения |
хи хъ... |
с вероятностями |
р \ , ръ • • •, |
то f(X) |
будет |
||
с теми же вероятностями |
принимать значения |
f{x\), |
f{x2),... |
||||
При этом может случиться, что f (xt) = f{xj) |
для некоторых |
||||||
номеров |
i и / |
(г ф |
j). |
|
|
|
|
В общем |
случае, если [(х) — монотонная функция, то, ка |
ков бы ни был промежуток Д, множество значений х, при ко
торых f{x) 6 |
А, есть либо пустое множество, либо некоторый |
||
промежуток |
Д'. Следовательно, |
|
|
|
P [ f ( J 0 € A ] = 0 |
или |
Р(Л"6Д'). |
37
т. е. в случае монотонной f(x), зная закон распределения X, нетрудно установить закон распределения случайной величи ны 1'(Х). Тогда, когда область определения f(x) можно раз бить на конечное или счетное множество промежутков, на
каждом |
из которых f(x) |
монотонна, |
вычисление вероятностей |
||||||||||
P [ / W |
£ А] становится более сложным. |
|
|
|
|
||||||||
Вообще, |
вероятности |
P[f(->0 |
£ А] |
существуют тогда, |
когда М |
= |
|||||||
= { х; [(х) |
£ Д} |
оказывается борелевским |
множеством |
при |
любом |
про |
|||||||
межутке |
Д. Функция |
f(x), |
|
обладающая |
таким свойством, называется |
|
бо- |
||||||
релевской |
функцией. |
При |
этом |
Y = f (X) |
будет случайной |
величиной |
в |
||||||
том смысле, как это было определено |
в § |
13. |
|
|
|
|
|||||||
Если |
|
функция |
f(x, |
у) |
двух |
переменных |
определена |
|
на |
||||
всей плоскости |
х, |
у или хотя бы на |
некоторой |
области G, |
со |
держащей всевозможные значения векторной случайной ве
личины |
U |
{X, |
Y], то можно рассмотреть случайную величи |
|
ну Z = |
f(X, |
У). Следует заметить, что даже для совсем |
про |
|
стых функций |
f{x, у) отыскание закона распределения Z |
мо |
||
жет быть затруднительно. |
|
§ 23. Распределение суммы двух случайных величин
Пусть X и У — случайные величины, принимающие лишь целые значения. Обозначим
p{X = |
k) = |
pk, |
P(Y = |
l)=ph |
|
P[(X |
= |
k)(Y |
= |
[)]=pk[ |
|
(k, |
1=0, |
|
± 1 , |
± 2 , . . . ) . |
Если п — какое-либо целое число, то событие (X + У = п) происходит тогда и только тогда, когда происходит одно из событий вида
(X = k)(Y =чг —k) |
(k = О, - ±1, ± 2 , . . . ) . |
(1) |
События (1) попарно несовместны, поэтому
P(X+Y |
= n)= |
2 |
|
P[{X=k)\(Y |
= |
n-k)]=> |
|
ft « |
— |
оо |
|
|
|
|
= |
+ |
со |
|
|
|
|
2 |
Рь »-*• |
|
(2) |
||
|
ft;= |
|
— |
оо |
|
|
Если X и У принимают лишь неотрицательные целые значе ния, то для п > О
|
л |
|
|
(Х+ Y=*n)= |
2 (X=k) |
(Y = |
n-k), |
ft—о
38
и формула |
(2) |
примет |
более простой |
вид: |
|
|
||
|
|
|
|
|
и |
|
|
|
|
|
p(^T r=n)=2ft,»-*. |
(3) |
|||||
В том случае, когда |
X и У независимы, |
= pfep, |
(см. § 19), |
|||||
и формулы |
(2), |
(3) |
запишутся в |
виде |
|
|
||
|
|
|
|
|
+ |
оо |
|
|
|
|
Р(Х+У |
= п) = |
2 |
РмРп-* |
(4) |
||
И |
|
|
|
|
к — — оо |
|
|
|
|
|
|
|
л |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Р ( * + |
У = п)= |
2 |
P*P»-A- |
(5) |
Пусть теперь X и У — непрерывные случайные величины, плотности вероятности которых суть р(х) и р(у), а р{х, у) есть плотность вероятности векторной случайной величины
U |
{X, |
У]. Тогда, каково |
бы ни было z, |
неравенство X + |
У < |
||||||
< |
г равносильно тому, что |
/7 окажется |
в полуплоскости |
Dz, |
|||||||
которая характеризуется |
неравенством |
х -f- у < z. |
Следова |
||||||||
тельно, |
|
|
|
|
+оо |
г — х |
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
Р ( Л Г + K < z ) = ^ р(лт, |
y)ds= |
|
\(^ |
\ |
Р(х, |
y)dy}dx. |
||||
|
|
|
Dz |
|
|
—оо |
—оо |
|
|
|
|
Введя |
новые |
переменные |
и = х, |
v = |
х + у, |
выразим эту |
ве |
||||
роятность в виде |
2 |
+00 |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
Р(Х+ |
У<г)= |
|
\ |
P(fi, |
v — |
u)du)dv. |
|
|
—оо —оо
Дифференцируя по г, получим плотность вероятности случай ной величины Z = X + У
+оо
pz(z)= |
J р(и, z — u)du. |
(6) |
Проведенная выкладка |
—оо |
р[х,у) |
заведомо законна тогда, когда |
удовлетворяет требованиям, указанным в § 18 [см. вывод
формулы |
(10)]. |
|
|
_ |
|
|
|
Если X |
и У независимы, то р(х, |
у) |
= р(х)р(у), |
и формула |
|
(6) |
принимает вид |
|
|
|
|
|
|
|
|
+оо |
|
|
|
|
|
pz{z) = |
^ р(и)р(г |
— и)da. |
(7) |
|
|
|
|
—со |
|
|
|
Мы видим, что в этом |
случае плотность вероятности суммы |
|||||
Z = |
X + У есть свертка |
плотностей |
вероятности |
слагаемых. |
39