Файл: Васильков Д.А. Начала теории вероятностей учеб. пособие.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 05.08.2024
Просмотров: 66
Скачиваний: 1
Если дополнительно предположить, что X и У неотрицатель ны, то р(х) и р(у) будут равны нулю при х < 0 и у < О, и вместо формулы (7) будем иметь
г
|
|
|
|
|
|
|
Pz (z) — |
\ Р (") P{z-u)du. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(8) |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
о |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
§ |
24. |
Задачи |
к главе 2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
1. Производится |
серия независимых испытаний, |
в |
каждом |
из |
которых |
||||||||||||||||||||||
с вероятностью р |
(0 < |
р |
< |
1) |
может |
иметь место исход А. Найти закон |
||||||||||||||||||||||
распределения числа X испытаний, если последние прекращаются, |
как |
|||||||||||||||||||||||||||
только |
|
первый раз произойдет |
А. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
О т в е т : |
Р(Х |
= |
k) = |
q"^ |
р |
(k |
= |
1, |
2 , . . . ; q— |
\ |
—р). |
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
2. |
Случайные |
величины |
Хь |
X s , Х 3 |
таковы, |
что |
|
P(Xi ф Х2 ) = |
0 |
и |
|||||||||||||||||
Р{Х2фХ3)=0. |
|
Доказать, |
что |
Р(Х, = £ Х 3 ) = 0 . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
У к а з а н и е . |
Так как |
\Xi |
— X3 |
\ < | Хг |
— X , | - f I X, |
— Х3\, |
то собы |
||||||||||||||||||||
тие |
( | X, — Л3 1 > |
0) |
влечет |
за |
собой |
( | Хх |
— X , | > |
0) + |
|
( | X, — Х31 |
> |
0). |
||||||||||||||||
|
3. |
Случайные |
величины |
Х\ |
|
и Х2 |
таковы, |
что, |
каково |
|
бы |
ни |
было |
|||||||||||||||
е > |
О, |
|
Р( | X,—Х2 |
| |
3> в) = |
0. Доказать, что |
Р(Х, |
|
Х2 ) = 0. |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
У к а з а н и е . |
Если |
е л |
> |
e n+i |
(п = |
1, |
2 , . . . ) , |
11т Е„ = 0, |
то |
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
оо |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(ХхФХъ)= |
2 |
(«»•!< 1-^1-^1 < |
«я) + |
( 1 ^ 1 - ^ | > |
e |
i ) C |
|
|
|
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
с 2 (i^-x3 i> t„). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
4. |
Случайные |
величины X и X ' таковы, что Р(Х |
фХ')= |
|
0. |
Доказать, |
|||||||||||||||||||||
что X и X' имеют одинаковые |
законы |
распределения. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
У к а з а н и е . |
Пусть |
А = (X £Д), |
Л ' = (А" еД), В |
= |
(X = |
X ' ) , где |
|||||||||||||||||||||
Д — произвольный |
фиксированный промежуток. Тогда |
P ( f l ) = |
|
1, АВС |
|
А', |
||||||||||||||||||||||
Л'ВСА |
|
|
и |
согласно замечанию |
I I |
в |
§ 8 |
|
Р(АВ) |
= |
Р{А)Р(В) |
|
= |
|
Р(А) |
к |
||||||||||||
< Р(Л'), |
Р(А'В) |
= |
Р ( Л ' ) Р ( В ) = Р ( Л ' ) |
< |
Р(Л) . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
5. |
X — произвольная |
случайная |
величина, {Мп) |
—какая-либо |
числовая |
||||||||||||||||||||||
последовательность, |
стремящаяся |
к |
+ о о . Доказать, |
что 11m Р |
|
(\Х\>М„)=0. |
||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
F(x)—функция |
|
|
|
|
|
|
л-кэо |
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
У к а з а н и е . |
Если |
распределения |
случайной |
величи |
|||||||||||||||||||||||
ны |
X, |
то |
Р (X > Мп) = 1 |
— |
F Шп). |
Р(Х |
< — М„) <Р |
(X |
< — М„ + |
I) |
= |
|||||||||||||||||
= F(- |
Мп + 1). |
величины X и У независимы и |
распределены равномер |
|||||||||||||||||||||||||
|
6. |
Случайные |
||||||||||||||||||||||||||
но |
на |
отрезке [—Л, |
h] |
( Л > 0 ) . |
|
Найти |
плотность |
вероятности |
р |
(г) |
сум |
|||||||||||||||||
мы Z = |
X + |
У. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
z |
|
|
|
|||
|
О т в е т : |
рz(z) |
|
= |
|
( |
1 — |
|
|
на |
отрезке |
[—2/г, 2я]; |
|
(г) = |
О |
|||||||||||||
при |
| г |
| > |
2/г. |
величина X имеет функцию распределения F{x). |
|
|
|
|||||||||||||||||||||
|
7. |
Случайная |
Найти |
|||||||||||||||||||||||||
функцию |
распределения |
G(y) |
— |
Р(У <с t/) |
|
случайной |
величины |
У |
в |
сле |
||||||||||||||||||
дующих |
случаях- . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
а) |
У = |
аХ |
(афО); |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
б) |
У = |
о Х + |
b |
(а |
0); |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
в) |
У = |
Х2 ; |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
г) |
У = |
( Х - С ) ' ; |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
Д) |
Y = |
\X\. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
40
Предположив дополнительно, что X — непрерывная случайная величина с плотностью вероятности р ( х ) , найти (в тех же случаях) плотность веро ятности р(у) случайной величины Y.
О т в е т : |
a) |
G(y)= |
F(a-1y) |
|
|
при |
а > |
|
О, |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
G(y)= |
|
1 — F(a-ly |
+ 0) |
|
при а < |
0, |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
~Р (У) |
= |
|
\а\~1р(а-1у); |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
б) |
G(y) |
= |
F(а-1 |
(у — Ь)) |
|
п р и а > 0 , |
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
G(j) |
= |
l - F ( r ' ( j / - 6 ) + 0 ) |
|
при |
а < |
|
0, |
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
р(у) |
= |
|
|
\а\-1р(а-Цу-Ь)); |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
в) |
G(y) |
= |
F(Vy)~F(- |
У 7 + 0 ) |
(</>0)*, |
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
р (</) = j p « |
[р |
|
+ Р ( - |
/ й ] |
(</ > о); |
|
|
|
|||||||
|
|
г) |
0 ^ ) |
= |
/ ? (1 /7+с ) — - F ( - |
У 7 + С + |
0) |
(ff>0), |
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
T(y) |
= |
^^[p(Vy |
|
+ |
c) + P(-Vy |
|
+ |
c)] |
(y>0); |
||||||
|
|
A) G(y)=F(y)-F(-y+0) |
|
|
|
|
(y>0), |
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
Р(У) |
= |
Р(У)+ |
Р(-У) |
|
|
|
(У>0). |
|
|
|
|
|
||||
8. Положительная случайная величина X имеет |
|
функцию распределе |
|||||||||||||||||
ния F(x). Найти функцию распределения |
G(y) |
случайной |
величины |
Y |
в |
||||||||||||||
следующих |
случаях: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
а) |
У = |
У~Х- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
б) |
Y=\nX. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Предположив дополнительно, |
что X — непрерывная |
случайная величина |
с |
||||||||||||||||
плотностью вероятности р ( х ) , найти (в |
тех |
же случаях) |
плотность |
ве |
|||||||||||||||
роятности р(у) |
случайной |
величины |
У. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
О т в е т : |
a) |
G(y)=F{y*) |
|
|
|
{у>0), |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
р(у) |
= |
2ур(у*) |
|
(у>0); |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
б) |
|
G(y)=F(ey), |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
~р(у)=еУр(еУ). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
9. |
F(x) |
есть функция |
распределения |
|
случайной |
величины X, |
f(x) |
— |
строго монотонная функция, заданная на всей оси х . Найти функцию рас
пределения |
G(y) случайной |
величины Y = |
f(X). Предположив дополни |
тельно, что |
X распределена |
с непрерывной |
плотностью р ( х ) и f(x) имеет |
непрерывную производную, всюду отличную от нуля, найти плотность ве
роятности р(у) |
случайной величины |
Y. |
|
|
|
f(x) |
|
|
|||||||
|
О т в е т : |
если |
g(y) |
— обратная |
по |
|
отношению к |
функция, |
то |
||||||
G(y)= |
F(g(y)), |
|
когда |
f(x) |
возрастает |
на |
(—_оо, |
+ |
оо); |
G ( i / ) = 1 — |
|||||
— |
F(g(y)+0), |
|
когда / ( * ) — убывающая |
функция; р(у)= |
|
|
|g'(y)\p{g{y)). |
||||||||
|
10. Пусть |
X |
и У — независимые |
случайные |
величины. |
Показать, |
что |
||||||||
1) |
при |
любых |
постоянных а\, |
02, |
Ь\, |
62 — случайные |
величины, Xt |
= |
|||||||
= |
a i Z + a 2 , |
Yi |
= |
b\Y + |
b2 независимы; |
2) |
каковы бы |
ни |
были монотон- |
^_Указание у > 0 в ответах означает, что приведенное выражение G или р справедливо для положительных значений у, а для у < 0 соответ ствующая функция равна нулю.
41
ные функции f\{x), М х ) , заданные на До,' случайные величины f\{X) /г(У) независимы; 3) при произвольных целых положительных т, п слу
чайные |
величины |
Хт |
и У" |
также |
независимы. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
— дискретная |
случайная |
величина, |
принимающая |
значения |
1 и |
|||||||||||||||||||||
— 1 , каждое |
с вероятностью ~ , |
|
a |
У— непрерывная |
случайная величина |
с |
||||||||||||||||||||||
непрерывной плотностью вероятности ру ({/). Считая X и У независимыми, |
||||||||||||||||||||||||||||
найти законы |
распределения |
их |
суммы |
и |
произведения. |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
|
О т в е т : |
и = X + Y |
и |
V = |
XY — непрерывные |
случайные |
величины; |
|||||||||||||||||||||
их |
плотности |
вероятности |
|
Р,л(иТ{= |
|
|
[ А Д и |
|
— •) + |
Р „ ( " + |
')]> |
A , (V ) = |
||||||||||||||||
= |
~\PY{v) |
|
+ |
|
PY(-v)\. |
|
и |
|
|
|
|
У |
|
|
|
|
У |
|
|
V |
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
12. X — дискретная |
|
случайная |
|
величина, |
принимающая |
значения |
|||||||||||||||||||||
Х\ |
> 0, |
*г > |
0,.. . , * „ |
> |
0, |
причем |
Р(Х |
— |
х/,) |
~ |
Р/с |
[k |
= |
1, |
2 , . . . , л), |
|||||||||||||
а |
У — непрерывная |
случайная |
величина |
с |
непрерывной |
плотностью |
веро |
|||||||||||||||||||||
ятности |
ру |
[у). Считая |
X |
и |
У независимыми, |
найти |
законы |
распределения |
||||||||||||||||||||
их |
суммы |
и |
произведения. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
О т в е т : |
U — X + |
Y -а |
V = |
XY — непрерывные |
случайные |
величины; |
|||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
п |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
п |
|
|
|
их |
плотности |
вероятности |
|
р у |
(и) = |
2 |
Р*Ру |
(" — |
|
|
- Р ^ (»);= |
2 |
~ |
* |
х |
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
х |
|
|
X |
Р у 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
13. |
А" — дискретная |
|
случайная |
|
величина, |
принимающая |
значения |
||||||||||||||||||||
* i |
> 0, ... . |
хт>0, |
|
|
* 0 |
= |
0, |
* i ' < 0 , . . . , |
.«„ < |
0 |
с |
вероятностями |
|
p f |
t = |
|||||||||||||
= |
Р(Х = х*) |
(k |
= |
|
1 |
|
m), |
|
ро = |
Р(Х = |
0), |
р / |
= |
Р(Х = |
* / ) |
|
0' |
= |
||||||||||
= 1, . . . , n ) , |
а У—случайная величина, имеющая |
функцию |
распределе |
|||||||||||||||||||||||||
ния Fy(y). |
Предположив, |
что X и У независимы, найти |
функцию распре |
|||||||||||||||||||||||||
деления |
произведения |
V=XY. |
Выяснить, |
является |
ли |
V |
непрерывной |
слу |
||||||||||||||||||||
чайной величиной тогда, когда У непрерывна. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m |
|
|
|
|
|
|
|
п |
|
|
|
|
|
|
О т в е т : |
при |
|
о >0 |
Fy |
(о) = |
р 0 + |
^ |
Р*Л, Г — |
^ |
+ |
2 |
Р/ |
Г 1 |
~ |
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m |
|
|
|
|
|
|
|
п |
|
|
|
|
|
|
/JL+ОЛ!, |
|
|
|
при |
V < |
O |
F |
( V ) = |
2 "*^CirV 2"/Г |
|
|
||||||||||||||||
~ ' |
r C |
t |
+ |
' ) |
] |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Случайная величина V не может быть непрерывной, так как Р (V = 0) >
>Ро > 0.
14.X — случайная величина, распределенная по закону Гаусса с па раметрами а = 0 и а = I . Найти функцию распределения случайной ве
личины U = X + l^f).
О т в е т : |
f |
(и) = 0 |
|
при |
и < 0, |
|
|
|
||||
|
|
f |
(ц ) = Т + ф ( " Т ) п р и |
К |
> |
°' |
|
|
|
|
||
15. |
Случайная |
величина |
|
распределена |
по |
закону |
Гаусса с плот |
|||||
ностью |
ф(х; |
а, а ) . Показать, |
что при любых |
о |
ф |
0 и |
6 |
случайная ве |
||||
личина |
У = |
аХ + |
Ъ также |
распределена |
по |
закону |
Гаусса |
с плотностью |
||||
у(у; аи |
ffi); |
вычислить ai |
и |
а\. |
|
|
|
|
|
|
|
|
О т в е т : |
a-i = аа + Ь, а 1 = | а | о. |
|
|
|
|
|
|
|
42
16. Найти закон распределения квадрата случайной величины X, рас пределенной по закону Гаусса с параметрами а = 0 и произвольным а.
_ _у_
О т в е т : р (у) = |
т=~е |
*° |
(</ > °)- |
ха / 2 - у
17.Х\,...,Хп — взаимно независимые одинаково распределенные слу
чайные |
величины, |
F(х) = Fх (х) |
(/ = 1 , . . . , я ) — ф у н к ц и я |
распределения |
|||
Xi; |
найти функции |
распределения |
случайных величин L/ = max {Хи |
Хп) |
|||
и |
V= |
min {Xi |
Хп). |
|
|
|
|
|
О т в е т : F |
(и) == [F (u)]", |
Fy |
(v) = I — [ I — F (и + |
0)1". |
|
Г л а в а 3 ПРЕДЕЛЬНЫЕ ТЕОРЕМЫ ЛАПЛАСА И ПУАССОНА
§ 25. Постановка задачи
Рассмотрим случайную величину X, распределенную по биномиальному закону (см. § 20): даны целое л > 1 и поло жительное число р <С 1; X способна принимать значения 0, 1, 2,..., п с вероятностями
р (п, ft) = Р ( * = ft) = |
Chn?*q»-\ |
(1) |
где q = 1 — р. Если 0 < ft, < k2 < п, |
то |
|
Р (ft, < X < k2) = |
2 |
/> (п. *) = |
2 Сл*рУ~А- |
(2) |
*=*, |
ft=ft, |
|
|
|
Вычисление вероятностей |
(1) |
и особенно |
(2) при больших |
значениях п затруднительно. Желательно поэтому иметь для
(1) и (2) хорошие приближенные формулы. Таковые удается получить для больших значений п как следствия некоторых
предельных соотношений, справедливых при п |
со. |
|
|
Начнем с рассмотрения примера. Допустим, что в некото |
|||
ром сосуде V заключены п молекул газа. Выделим в нем не |
|||
большую область v. Тогда (см. § 7) |
вероятность |
р для лю |
|
бой данной молекулы в какой-либо |
фиксированный |
момент |
времени находиться в v мы считаем равной отношению объ емов v и V
|
о б ъ ем и |
|
Р |
объем V |
' ' |
Найдем закон распределения числа X молекул, находя щихся в данный момент в области v. Считая, что поведение одной молекулы не зависит от поведения остальных, мы по лучим для X биномиальное распределение с параметрами п и р. Таким образом, появление в v ровно k молекул будет иметь вероятность, которая выражается формулой ( I ) , а для вероятности неравенств ft\ < X < k2 будем иметь формулу (2).
Будем теперь увеличивать п, подавая дополнительное ко личество газа в сосуд V. Если это производится при постоян-
44