2003_-_Gmurman__TV_i_MS
.pdfс в о й с т в о 4. а) При y:::z ею функция распределения
системы становится функцией распределения составляю
щей Х:
F (х, ею) = Р1(х).
б) При х = ею функция распределения систе.мы стано вится функцией распределения составляющей У:
F (ею, у) = Р1 (у).
Д О К а 3 а т е л ь с Т В о. а) Так как событие У< ею досто
верно, то F (х, ею) определяет вероятность события Х < х,
т. е. представляет собой функцию распределения состав
ляющей Х.
б) Доказывается аналогично.
§5. Вероятность попадания случайной точки
вПОJlУПОJlОСУ
Используя функцию распределения системы слу чайных величин Х и У, легко найти вероятность того,
что в результате не пыта-
ния случайная точка попа- |
|||||
дает в |
полуполосу Х1 |
< Х < |
|||
< Х\I |
И У |
< у |
(рис. |
14, а) |
|
или |
в |
полуполосу Х <Х и |
|||
Yl<Y<Y2 (рис. |
14, б). |
||||
|
Вычитая |
из |
вероятности |
||
попадания |
случайной точки |
||||
в |
квадрант с |
вершиной |
|||
(X1 ; |
у) |
вероятность |
попада |
ния точки в квадрант с вер
шиной (X1 ; у) (рис. 14, а), по
лучим
"} у
б) у
Р (х. ~ Х < Х2' У < у) =
=Р(х2, у)-Р(х., у).
Аналогично имеем
Р(Х <х, Yl~Y<Y2)=
= F (Х, У2) - |
F (х, Yl)' |
Рис. |
14 |
Таким образом, |
вероятность |
попадания |
случайной |
точки в полуполосу равна приращению функции распре
деления по одному из аргументов.
11 - 2730 |
161 |
§6. Вероятность попадания случаАиоА точ&и
вПРЯМОУГO.llьиик
Рассмотрим ПРЯМОУГOJlьник ABCD со сторонами.
пара.ллельными координатным осям (рис. 15). Пусть урав
нения сторон тахоаы:
у
___ ~JK':Y2) B(X~Y2)
12
1, |
1----- |
D(x2:y, |
) |
|
C(X,IY, |
|
Найдем вероятность по
падания случайной точки (Х; У) в этот прямоуголь
ник. Искомую вероятность
можно найти. например.
так: из вероятности по-
и и
падания случаинои точ-
ки в полуполосу АВ с
о |
Х, |
К2 |
х вертикальной штриховкой |
|
(эта вероятность равна |
||||
|
|
|
|
|
|
|
Р(х•• |
y.)-F(x1 • У.» |
вы |
||
|
|
|
|
честь вероятность попада |
||||
|
|
|
|
ния |
точки |
в полуполосу |
||
Рис. 15 |
|
CD |
с |
горизонтальной |
||||
|
штриховкой (эта вероят |
|||||||
ность равна F (х•• Уl) - |
|
|||||||
F (х1• Уl»: |
|
|
|
|||||
р (Х1 ~ Х < х•• |
Уl ~ У < У.) = |
[Р (х•• у,,)-р (ХН Y\l)]- |
||||||
|
- |
[Р (х•• Уl)-Р (х1• Уl)]' |
|
(*) |
||||
Пример. НаАти |
вероятность |
попадания случайной точки |
(Х; у) |
|||||
в прямоугольник, |
ограничеиный |
прямыми |
х = п/6, х = п/2, 11 = п/4, |
|||||
11 = п/3, если известиа фуикция распределеиия |
|
|
||||||
F (х, 11) =sin х sin 11 (О <: х <: п/2, |
0<: 11 <: п/2). |
|
||||||
Решеиие. |
Положив |
Хl=п/6, |
ха =п/2, |
1I1=п/4. |
1I.=П/3 |
|||
в формуле (.). получим |
|
|
|
|
|
|
||
р (п/6 < х < п/2. п/4 < у < п/3) = [F (п/2. п/З) |
|
|||||||
- F (п/6, |
п/З)] - |
[F (п/2. п/4)- F (п/6. п/4») = |
|
(п/2) sin (п/3) - sin (п/6) sin (п/З)] - [sin (п/2) sin (п/4)-
-siп (п/6) sin (п/4)] =[ УЗ/2- УЗ/4]-[ У2/2- У'2/4]=
=( уз- У'2)/4=0,О8.
[62
§ 7. Пяотн~rь COBмecTHoro распределения вер.оЯТIЮСтei непрерывкоА двумерной с.лучаАноЙ веяичины (двумерная пяотность веРОЯlfносrи)
Двумерная случайная величнна зздавалась с помощью функции распределения. Непрерывную двумерную
величину можно также задать, пользуясь плотностью
распределения. Здесь и далее будем предполагать, что функция распределения F (х, у) всюду непрерывна и имеет
всюду (за исключением, быть может, конечного числа кривых) непрерывную частную производную второго
порядка.
Плотностью сов.м.сстного распределения вероятностей f (х, у) двумерной непрерывной случайной величины (Х, У)
называют вторую смешанную частную производную от
функции распределения:
f (х у) _a'l.F(x, у)
,- дхду •
Геометрически эту функцию можно истолковать как по
верхность, которую называют поверхностью распределения.
Пример. Найти плотность совместного распределения f (х, 11)
системы случайных величин (Х, У) по известиой функции распреде
.nеиия
F (х, у) = sin х sin у (О < х";;;; n/2. О < y.s:;;; n/2).
Реш е н и е. По определению плотности совместиого распределеиия,
a2F
{(Х. У)=дхду'
Найдем частную производиую по Х от функции распределения:
дР .
дх =соsхslПУ.
Найдем от полученного результата частную производную по У.
8 итоге получим искомую плотиость совместиого распределеиия:
a1p
f (х. у) = дх ду= соз х соз у (О.с;;х ..;;;; n/2. О...:11 < n/2).
§ 8. Нахождение функции распределения системы
по известной пяотности распредеяения
Зная плотность совместного распределения f (х, у)'
Можно найти функцию распределения F (х, у) по формуле
у%
F (х, у) = S S f (х, у)dx dy,
11* |
16З |
что непосредственно следует из определения плотности
распределения двумерной непрерывной случайной вели
чины (Х. У).
Пример. Найти функцию распределения двумерной случайноii вenичины по данной плотности совместного распределения
1
! (К. у) = nl (1 +xll) (1 +уl)'
Ре w е и и е. Воспользуемся формулой
|
Е(х, у)= ~11 ~" |
!(К, |
y)dKtIy. |
|
- 00 - 00 |
|
|
|
1 |
+у!!) , |
получим |
Положив |
f (К, у) = па (1 +х2) (1 |
F (К.у)= ~!!500 (1:уl500 1::х!!) dy = |
|
11 |
" |
=:;t I (arQtgx dy= arctg +
I 5 ~yl +i) (~ х+{) ~ S dg
n -00 1 у!!
==(~arctgK++) (~ arctgy+t).
§ 9. Вероятностный смысл двумерной плотности
вероятности
Вероятность попадания случайной точки |
(Х; У) |
в прямоугольник ABCD (рис. 16) равна (см. § 6) |
|
Р(х1 <Х<х•• У1<У<У.)=[Р(Ха• YI)-F(x1 • |
У.)]"' |
-[F(x•• Уд-Р(Х1• Уl)]' |
|
Обозначив для краткости левую часть равенства через рАВСО и применив к правой части теорему Лагранжа,
получим |
|
РАвсо = F';g (~. |
'1) Ах Ау. |
где |
|
Х1 < , < Х•• АХ = x.-x1 ; Уl < '1 < Уа. А.у = У.-Уl' |
|
Orсюда |
|
F:" (~. '1) = |
РАВСО |
.... |
АкА, • |
'64
или |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t: |
) |
РАВСО |
|
|
|
|
|
|
|
f (~, 11 |
= |
|
&х А.у • |
|
|
|
Приняв |
во внимание, |
что |
|
произведение |
Ах Ау равно |
|||
площади прямоугольника |
ABCD, заключаем: |
f (~, 11) есть |
|||||||
отношение |
вероятности |
|
|
|
|
|
|||
попадания |
случайной точ- |
у |
|
|
|
|
|||
ки в прямоугольник ABCD |
У2 |
____ А(М',;У,+6У) |
|
||||||
к |
площади |
этого прямо |
|
|
|
|
|
||
угольника. |
|
|
|
|
6у |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
Перейдем теперь в ра- |
1, |
--C-(---·)I---AX--~ID(XI+6J(.Y,) |
||||||
венстве (**) |
к пределу при |
|
|
",;1, II |
.. |
I |
|||
Ах - О |
и |
Ау - |
О. Тогда --=o+-----I:-",-----..,x,......---J |
||||||
~ - |
х, |
'1У- и, |
следова- |
|
|
Рис. |
16 |
|
|
тельно, |
f (~, '1)- |
f (х, у). |
|
|
|
|
|
Итак, Функuию f (х, у) можно рассматривать как пре дел отношения вероятности попадан"я СJIучайной точки
в прямоугольник (со сторонами Ах и Ау) к площади этого
пр~моугольника, когда обе стороны прямоугольника стре
мятся к нулю.
§ |
10. Вероятность попацння случайной точки |
в |
произвольную область |
Перепишем .соотношение (**) § 9 так: f (6, '1)Ах Ау = РАВСО'
у
|
|
v ,... |
..... |
'" |
|
• |
|
1"- |
|
D |
|
Ау |
|
|
|
V |
|
|
|
|
|
|
|
t |
- |
|
|
|
|
о |
АХ |
f- |
|
|
|
|
17 |
|
|||
|
|
Рис. |
|
Отсюда заключаем: про
изведение f (6, |
'1)Ах Ау |
|
есть |
вероятность |
попада |
ния |
случайной |
точки в |
прямоугольник со сторо
нами Ах и Ау.
Пусть в плоскости хОу
~ задана произвольная об
ласть D. Обозначим собы-
тие, состоящее в попада
нии случайной точки в эту область, так: (Х, Y)cD.
Разобьем область D на n элементарных областей пря
мыми, параллельными оси Оу, находящимися на расстоя
нии Ах одна от другой, и прямыми, параллельными оси Ох,
находящимися на расстоянии Ау одна от другой (рис. 17)
,для простоты предполагается, что эти прямые пересекают
контур области не более чем в двух точках). Так как
J65
события, СОСТОЯlЦие в попадании случайной точки в эле ментарные области, несовместны, ТО вероятность попада
ния в область D приближенно (сумма элементарных об лас'tей приближенно равна области DI) равна сумме
вероятностей попаданий точки в элементарные области:
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
р «Х, |
У)с:D) ~ ~ f (~i' |
"1,) ~x Ау. |
|
||||||
|
|
|
|
l=l |
|
|
|
|
|
|
Переходя к |
пределу при ~x -+ О и |
~y -+ О, получим |
||||||||
|
Р «Х, |
Y)c:D) = ~ ~ f (х, |
у) dx dy. |
|
(*) |
|||||
|
|
|
|
(D) |
|
|
|
|
|
|
Итак, для того чтобы ВЫЧИСЛИ'fь верояткост.ь попада |
||||||||||
ния |
случайной |
точки |
(Х; У) в |
область |
D, |
достаточно |
||||
|
|
|
|
найти |
двойной |
интеграл по |
||||
у |
|
|
|
области |
D |
от |
функции |
|||
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
{(х, у). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Геометрически |
равенство |
|||||
|
|
|
|
(*) можно кстолковать так: |
||||||
|
|
|
|
вероятность |
попадания слу |
|||||
|
|
|
|
чайной точки (Х; У) Rобласть |
||||||
|
|
|
|
D равна объему тела, огра-, |
||||||
|
|
|
|
ниченного |
сверху |
поверхно |
||||
|
Рис. |
18 |
|
стью |
z = |
f (х, у), |
основанием |
|||
|
|
|
|
которого |
служит |
проекция |
||||
этой |
поверхности |
на |
плоскость хОу. |
|
|
|
|
|
||
3 а м е ч а н и е. Подынтегральное выражеиие f (х, |
у) dx dy назы |
вают SAe.ltteHtnO.Itt вероятности. Как следует нз предыдущего, элемент
вероятности определяет вероятность попадания случайиой точки в э.nе
ментарный прямоугольник со стороиами dx и dy.
Пример. ПЛотность распределеиия двумериой случайной величины
1
f (х, у)= п2 (1 +%2)( 1+yl!)'
Найти вероятиость |
попадания |
случайной |
точки |
в |
прямоугольник |
|||||
(рис. 18) с |
вершннами К (1; 1). L (у 3; 1), М (1; |
О) |
и N (уз; о). |
|||||||
Реш е н и е. |
Искомая |
вероятиость |
|
|
|
|
|
|||
Р«Х. Y)c:D)= SSnl(1+x~)(I+Y2)dXdy= |
||||||||||
|
|
|
|
(D) |
|
|
|
|
|
|
1 |
I Г |
1 |
УЗ |
dx ] |
1 |
• |
Уз I |
dy |
||
-п2 |
Sll+yi S l+х2 |
dy= ,,2 arctgx |
I |
Sl+y2 |
||||||
|
О |
|
I |
|
, I |
|
1 |
|
О |
|
|
:....~ (.:!._.:!.) .arctg у1=-12- .~ ..:!.=.!.. |
|||||||||
|
n |
|
3 4 |
|
п |
12 |
4 |
|
48' |
о
166
§ 11. Свойства двумерной плотности вероятности
С в о й с т в о 1. |
Двумерная плотность вероятно |
|
сти неотрицательна: |
|
|
|
{(х, y)~O. |
|
Д о к а 3 |
а т е л ь с т в о. |
Вероятность попадания случай |
ной точки |
в прямоугольник со сторонами .1.х и Ау есть |
неотриuательное число; площадь этого прямоугольника -
положительное число. Следовательно, отношение этих двух
чисел, а значит, и их предел (при Ах-О и Ау-О), который равен f (х, у) (см. § 9), есть неотрицательное
число, т. е.
'(х, y)~O.
Заметим, что свойство непосредственно следует из того, что F (х, у)-неубывающая функция своих аргументов
(§ 4).
С в о й с т в о 2. двойной несобстеенный интеграл с бес конечными пределами от двумерной плотности равен
единице:
ею |
ею |
~ |
~ f (х, у) dx dy = 1. |
- 00 |
- 00 |
д о к а 3 а т е л ь с Т В о. Бесконечные пределы интегри
рования указывают, что областью интегрирования служит
вся плоскость хОу; поскольку событие, состоящее в том,
что" случайная точка попадет при испытании на плоскость
хОу, достоверно, то вероятность этого события (она и
определяется двойным несобственным интегралом от дву
мерной плотности) равна единице, т. е.
ею ею
~ ~ f (х, у) dxdy= 1.
-CIC -со
Пример. Задана плотность совместного распределення непрерыв
иой двумерной случайной величины (Х, У): f (х, у) =С cos х cos у в квадрате О<;х,,;;;:п/2, О,,;;;:у<;;п/2; вие этого квадрата '(х, у)=О. Найти постоянный параметр С.
Реш е и и е. Воспользуемся своАством 2, учитывая, что " и у
изменяются от О до п/2:
ею |
ею |
|
С ~ |
~ |
cos х cos у d" dy = 1. |
- 00 |
-со |
167
Orсюда
C=I/(j' созх"12 cos ydg )-
Выполиив интегрирование, получим искомое значеиие парамет·
ра с= 1.
§ 12. Отыскание плотностеА вероятности
составляющих двумерной случайной величины
Пусть известна плотность совместного распреде ления вероятностей системы двух случайных величин.
Найдем плотности распределения каждой из состав
ляющих.
Найдем сначала П.JIотность распр@деления составляю
щей х. Обозначим через Р1 (х) функцию распределения составляющей х. По определению плотности распределе иия одномерной случайной велнчины,
( |
) _dFl(X) |
|
f1 х |
- |
dx . |
Приняв во внимание соотношения
|
А |
11 |
|
F (х, g) = |
~ |
~ f (х, у)dx dg |
(см. § 8), |
- |
CIO - |
110 |
|
(см.
найдем
§ 4),
Р. (х) = ~" ...~, (х, у)dxdy.
-QO -е
Продифференцировав обе части 9ТОГО равенства по х,
получим
•
~1 = Sf (х, y)dy,
-00
или
00
'I(Х)= ~ f(x, y)dy.
168
Аналогично наХО,lJ;ИТСJl ПЛОТНОСТЬ распределения состав
ляющей У:
'. (у)= |
•~ f (х, у)dx. |
(**) |
|
-CI> |
|
Итак, плотность распределения одной из составляю
щих равна несобсmвeнному интегралу с бесконечными пре
делами от плотности совместного распределения системы, причем nеременная интегрирования соответствует другой
составляющей.
Прнмер. Двумерная случайная величина (Х, У) задана плот
ностью совместиого распределения |
|
|
|
|
|||
{(х |
)={ |
l/(6п) |
при |
xl 19+,,1/4 < 1, |
|
||
|
|
, " |
о |
прн |
r l /9 + ,,1/4 > 1. |
|
|
Найти плотиости распределения составляющих Х R У. |
|
||||||
Реш е и и е. |
Найдем |
плотность распределення составляющей Х |
|||||
по формуле (*): |
|
|
|
|
|
|
|
'1 (х)= 6~ |
2 V 1- ZI/. |
|
2 VI-,,1/9 |
|
|
||
|
S |
d,,= 6~ |
S |
dy= 9~ V9-x l |
• |
||
|
-2УI-ж"/9 |
|
О |
|
|
||
Итак, |
|
|
|
|
|
|
|
, |
(Х)={ 2 У9-х2/(9п) |
при |
Ixl < 3. |
|
|||
1 |
|
|
О |
|
при |
1х 1~ з. |
|
·ЛИаЛОГИЧНО, |
используя формулу (......). найдем плотность распре |
деления составляющей У:
{2М={ Y4- y l/(2n) при IYI<2.
Опрн 1у 1~ 2.
Рекомендуем чнтателю для |
контроля самостоятельно убе'n;ИТЬСR |
|
в том, что найденные фуикции удовлет.80ряюr соотношениям |
||
CI) |
и |
CI) |
-~.. '1 (х) dx = 1 |
-... |
|
|
|
~ ,. (у, dy= 1. |
§ 13. )'словные законы распределении
•
состаВЛRIOЩИХ системы дискретных случаиных
величии
Известно, что если события А и В зависимы, то условная вероятность события В отличается от его безус
ловной вероятности. В зтом случае (см. гл. 111, § 2) |
|
РА (8) = Р (АВ)/Р (А). |
(*) |
169
Аналогичное положение имеет место и для случайных
величин. Для того чтобы охарактеризовать зависимость
между составляющими двумерной случайной величины,
введем понятие условного распределения.
Рассмотрим дискретную двумерную случайную вели
чину (Х, У). Пусть возможные значения составляющих
таковы: Х1, Х2, ••. , Хn ; Yl' У2' .•. , Ут'
Допустим, что В результате испытания величина У
приняла значеиие У = Yl; при этом Х примет одно из
своих возможных значений: X 1 , или Х2' ••• , или Хn' Обо
значим условную вероятность того, что Х примет, на
пример, |
значение Х1 |
при условии, |
что |
У = Уl' через |
|||||
Р (Х1 IYl)' |
Эга |
вероятность, вообще |
говоря, не будет равиа |
||||||
безусловной вероятности Р (x1 ). |
|
|
|
||||||
в |
общем случае условные |
вероятности |
составляющей |
||||||
будем |
обозначать так: |
|
|
|
|
|
|
||
|
p(xiIYj) |
(i=1,2, |
... , |
n; |
j=l, |
2, |
... , т). |
||
условны},f. расnределенuе},f. составляющей |
Х при У = Уj |
||||||||
называют |
совокупность |
условных |
вероятностей p{X1 / Yj)' |
||||||
Р (х2 1 Yj), |
.•. , |
р (Хn / У/), |
вычисленных |
в предположении, |
|||||
что событие У = У/ (j |
имеет одно |
и то же |
значение при |
всех значениях Х) уже наступило. Аналогично опреде
ляется условное распределение составляющей У.
Зная закон распределения двумерной дискретной слу чайной величины, можно, пользуясь формулой (*), вы
числить условные законы распределения составляющих.
Например, условный закон распределения Х в предпо
ложении, что событие У = Уl уже произошло, может быть
найден по формуле
Р (Х,IУl) = Р~X~Jl) (i = 1, 2, "', n).
вобщем случае условные законы распределения со
ставляющей Х определяются соотношением
Р (Х; IYj) = Р (х{, Yj)/p (Yj)'
,
Аналогично находят условные законы распределения
составляющей У:
3 а м е ч а н и е. Сумма вероятностей условного распределення
равна единице. Действительно, так как при фиксированном У} имеем
170