Лекции по ТВ и МС(ч.1)
.pdfЛекция № 5 |
Аксиомы теории вероятностей |
Теорема 5.3.
сложения
вероятностей
Пусть A1, A2 ,K, An — случайные события. Тогда
n |
|
n |
∑P(Ai I Aj )+ |
|
|
P UAi |
= ∑P(Ai )− |
|
|||
i =1 |
i =1 |
1≤i< j ≤n |
|
|
|
+ ∑P(Ai1 |
I Ai2 I Ai3 )−K+ (−1)n−1 |
n |
|
||
P IAi . |
|||||
1≤i1 <i2 <i3 ≤n |
|
|
|
i =1 |
|
Доказательство. Доказательство проведем методом математической индукции.
Пусть n = 2. Не трудно видеть, что
A1 U A2 = (A1 \ A1 I A2 )U(A2 \ A1 I A2 )U(A1 I A2 ),
A1 |
|
|
A2 |
|
|
|
A1 I A |
A2 \ A1 I |
|
A1 \ A1 I |
||||
|
|
Ω
причем |
события |
A1 \ A1 I A2 , |
A2 \ A1 I A2 , |
A1 I A2 |
попарно |
пересекаются. |
Поэтому по |
аксиоме P.3 и теореме 5.2
P(A1 U A2 )= P(A1 \ A1 I A2 )+ P(A1 \ A1 I A2 )+
P(A1 I A2 )= P(A1 )− P(A1 I A2 )+ P(A2 )− − P(A1 I A2 )+ P(A1 I A2 ).
Предположим, что формула верна для n −1 события:
|
n |
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
(−1)n−2 |
n |
|
|
|
|||
P UAi = |
∑P(Ai )− ∑P(Ai I Aj )+K+ |
P IAi . |
|
|||||||||||||||
i =2 |
|
i =2 |
|
2≤i< j ≤n |
|
|
|
|
i =2 |
|
|
|
||||||
Тогда |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
A |
|
|
|
n |
|
|
|
n |
|
|
|
|
n |
A |
|
|
= |
P |
|
= P A U |
A |
= |
P(A )+ P |
A |
− P A I |
|
|
|
||||||||
U |
i |
|
|
1 |
U |
i |
|
1 |
U |
i |
|
1 |
|
U |
i |
|
|
|
i =1 |
|
|
|
|
i =2 |
|
|
|
i =2 |
|
|
|
|
i =2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
= P(A1 )+ ∑P(Ai )− ∑P(Ai I Aj )+K+ (−1)n−2 |
P IAi − |
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
i =2 |
|
2≤i< j ≤n |
|
|
|
|
|
i =2 |
|
|
|
|
|||
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
−∑P(A1 I Ai )+ ∑P(A1 I Ai I Aj )+K+ (−1)n−1 P IAi = |
|
|||||||||||||||||
i =2 |
|
|
|
2≤i< j ≤n |
|
|
|
|
|
|
i =1 |
|
|
|
|
|||
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
= ∑P(Ai |
)− ∑P(Ai I Aj )+K+ (−1)n −1 P IAi . |
|
|
|
|
|||||||||||
Теорема доказана. |
i =1 |
|
1≤i< j ≤n |
|
|
|
|
i =1 |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Пример 5.3. (Задача |
о совпадениях). |
На отдельных |
карточках написаны |
числа 1,2,K,n . Карточки расположены в «абсолютно случайном порядке». Какова
49
Аксиомы теории вероятностей Лекция № 5
вероятность того, что хотя бы одно из чисел окажется на месте с таким же номером?
|
Решение. Пусть |
Ai — событие, состоящее в том, что карточка с номером |
||||||||
i окажется на месте с номером i . Необходимо вычислить |
|
n |
|
|||||||
Ρ UΑi . Имеем: |
||||||||||
P(A )= (n −1)! ; |
|
|
|
|
i=1 |
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
||||
i |
|
n! |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(n − 2)! ; |
|
|
|
|
|
|
||
P(A |
I A )= |
|
|
|
|
|
|
|||
i |
i |
|
n! |
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
…………………………… |
|
|
|
|
|
|||||
P(A |
I A |
IKI A )= (n − k )! ; |
|
|
|
|
|
|||
i |
i |
|
i |
k |
n! |
|
|
|
|
|
1 |
|
2 |
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
…………………………………… |
|
|
|
|
|
|||||
Используем формулу теоремы 5.3, получим |
|
|
|
|
||||||
n |
|
|
(n −1)! −Cn2 (n − 2)! +Cn3 (n −3)! −K+ (−1)n−1Cnn |
1 |
|
|
||||
P UAi = Cn1 |
. |
|
||||||||
|
|
|||||||||
i =1 |
|
|
n! |
|
n! |
n! |
|
n! |
|
|
|
Заметим, что искомая вероятность является частичной суммой ряда Тейлора |
|||||||||
функции 1 − ex при x = −1. |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
Поэтому для больших n имеем P UAi ≈1−e−1 = 0,63 . |
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
i =1 |
|
|
|
|
|
Для любого конечного или счетного числа случайных событий
{An } справедливы неравенства:
Теорема 5.4.
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
−∑P(An ). |
||||||
1) P UAn ≤ ∑P(An ) |
2) P IAn ≥1 |
||||||||
|
n |
|
n |
|
n |
|
n |
Доказательство. Введем в рассмотрение множества:
B1 = A1 , B2 = A1 I A2 , B3 = A1 I A2 I A3 ,…, Bn = A1 I A2 I A3 IKI An−1 I An .
События Bn попарно несовместны и Bn An . Поэтому
P Un An = P Un Bn = ∑n P(Bn )≤ ∑n P(An ).
Справедливость второго неравенства теоремы следует из следующих рассуждений:
50
Лекция № 5 |
Аксиомы теории вероятностей |
P In An =1− P In An =1− P Un An ≥1− ∑n P(An ).
5.4. Рекомендуется изучить самостоятельно:
¾[2] – стр. 33-41;
¾[3] – стр. 38-45,49-54;
¾[4] – стр. 143-151;
¾[5] – стр. 16-18.
5.5. Теоретические вопросы, выносимые на экзамен:
1.Геометрические вероятности. Примеры применения геометрического определения вероятности события.
2.Аксиоматическое построение теории вероятностей. Свойства вероятности.
5.6. В результате успешного усвоения материала лекции студент должен знать:
9понятия:
¾геометрической вероятности;
¾аксиом теории вероятностей;
9теоремы:
¾свойства вероятности;
уметь:
9доказывать теоремы:
¾о вероятности противоположного события;
¾о вероятности разности событий;
¾о сложении вероятностей;
¾об оценках для вероятности суммы и произведения событий;
9решать задачи используя, геометрическое определение вероятностей.
51
Аксиомы теории вероятностей Лекция № 5
5.7. Задачи и упражнения.
1.На отрезок [0;1] случайным образом бросается точка. Найти вероятности следующих событий:
а) длина меньшей части меньше x ; б) длина большей части меньше x ;
в) длины обеих частей одновременно меньше x .
2.Точку A на удачу бросают в квадрат со стороной 1. Найти вероятности того, что:
а) расстояние от точки A до фиксированной стороны квадрата не превосходит x ;
б) расстояние от точки A до ближайшей стороны не превосходит x ; в) расстояние от точки A до центра квадрата не превосходит x ;
г) расстояние от точки A до ближайшей вершины квадрата не превосходит x .
3.Точку B на удачу бросают в прямоугольник со сторонами 1 и 2. Найти вероятности того, что:
а) расстояние от точки B до ближайшей стороны прямоугольника не превосходит x ;
б) расстояние от точки B до любой стороны прямоугольника не превосходит x ;
в) расстояние от точки B до диагоналей прямоугольника не превосходит x .
4.Стержень длиной l случайным образом ломают на три части. Какова вероятность, что из получившихся частей можно составить треугольник?
5.Стержень длиной l случайным образом ломают на три части. Какова вероятность, что длина меньшей части не превышает l3?
6.Какова вероятность, что из трех отрезков, длины которых выбраны наудачу из отрезка [0;l], можно составить треугольник?
7.(Парадокс Бертрана) В круге радиуса R наудачу выбирается хорда. Какова вероятность того, что ее длина не превзойдет длины стороны вписанного в
52
Лекция № 5 |
Аксиомы теории вероятностей |
этот круг треугольника?
8. В интервале времени [0;T ] в случайный момент u появляется сигнал длительностью s . Приемник включается в случайный момент времени v [0;T ]
на время t . Предположив, что точка (u;v) равномерно расположена в квадрате
[0;T ]×[0;T ], найти вероятность обнаружения сигнала.
9.На паркет, составленный из правильных k –угольников со стороной a , бросается монета радиуса r . Найти вероятность того, что упавшая монета не заденет границу ни одного из k –угольников паркета для:
а) k = 3 ; б) k = 4 ; в) k = 6 .
9.На окружности радиуса R наудачу взяты три точки A , B , C . Какова вероятность того, что треугольник ABC остроугольный?
10.Какой толщины должна быть монета, чтобы вероятность падения на ребро была равна 13?
11. Определить вероятность того, что корни квадратного уравнения
y = x2 + 2ax +b = 0
а) вещественны; б) положительны;
если равновозможны значения коэффициентов в прямоугольнике a ≤ n , b ≤ m . 12. К автобусной остановке через каждые четыре минуты подходит автобус
линии А, а через каждые шесть минут — автобус линии В. Интервал времени между моментами прихода автобуса линии А и ближайшего следующего автобуса линии В равновозможен в пределах от нуля до четырех минут.
Определить вероятность того, что:
а) первый подошедший автобус окажется линии А; б) автобус какой–либо линии подойдет в течение двух минут.
53
Условные вероятности |
Лекция № 6 |
Лекция № 6
|
Условные вероятности. Формула полной |
Тема: |
вероятности. Формулы Байеса. |
|
Независимость событий |
|
Истинной логикой для этого мира |
|
является исчисление вероятностей. |
|
Дж. К. Максвел |
6.1. Условные вероятности |
|
Пусть (Ω,F, P) — вероятностное пространство, случайное |
||
|
|||
|
событие B F такое, что P(B)> 0 . Условной вероятностью |
||
Определение 6 .1 |
события |
A F при условии, что произошло событие B , |
|
|
называют величину, определяемую отношением |
|
|
|
|
P(A / B)= P(A IB). |
(6.1) |
|
|
P(B) |
|
|
|
фиксированном B является функцией |
множеств, |
Величина P(A / B) при |
|||
определенной на F. Она удовлетворяет всем аксиомам вероятности: |
|
1)P(A / B)≥ 0 ;
2)P(Ω/ B)=1;
3)если {Ai }i∞=1 — последовательность попарно несовместных случайных
|
∞ |
|
|
∞ |
B), |
событий (Ai I Aj = , i ≠ j), то P |
UAi |
B |
= ∑P(Ai |
||
|
i 1 |
|
|
i =1 |
|
|
= |
|
|
|
|
следовательно, является вероятностью |
|
с |
точки |
зрения аксиоматики |
|
А.Н. Колмогорова. |
|
|
|
|
|
Не трудно так же видеть, что P(B B)=1. |
|
|
|
54
Лекция № 6 |
|
|
|
|
Условные вероятности |
|
Теорема 6.1. |
|
Пусть (Ω,F, P) |
— вероятностное пространство |
A F, |
||
|
||||||
умножения |
|
B F, P(A)> 0 , P(B)> 0. Тогда имеют места равенства |
|
|||
вероятностей |
|
P(A IB)= P(B)P(A B)= P(A)P(B A). |
(6.2) |
|||
|
|
|
непосредственно |
|||
Доказательство. Если P(B)> 0 , то из формулы (6.1) |
||||||
следует |
P(A IB)= P(A B)P(B). |
Аналогично, если |
P(A)> 0 , |
тогда |
P(B / A)= P(PA(IA)B) или соответственно P(A IB)= P(A)P(B A).
Формулы (6.2) легко допускают обобщение на пересечение любого конечного количества множеств. Пусть A1, A2 ,K, An — случайные события такие,
что
P(A1 I A2 IKI An−1 )> 0 . |
(6.3) |
n−1 n−2
Поскольку IAi IAi K A1 I A2 A1 , то из неравенства (6.3) следует, что
|
|
i=1 |
|
i=1 |
|
|
|
|
k −1 |
|
|
k = 2,3,K, n −1. |
Следовательно, |
все |
условные вероятности |
||
P IAi > 0 , |
||||||||
i =1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
k −1 |
|
k = 2,3,K, n −1 |
определены. Используя |
метод |
математической |
||
P Ak |
IAi , |
|||||||
|
i =1 |
|
|
|
|
|
|
|
индукции, не трудно показать, что справедлива формула |
|
|
||||||
|
|
|
n |
|
|
|
n−1 |
|
|
|
|
P IAi = P(A1 )P(A2 A1 )P(A3 A1 I A2 ) K P |
An IAi . |
||||
|
|
|
i =1 |
|
|
|
i =1 |
|
|
Пример 6.1. |
Брошены две игральные кости. |
Чему равна вероятность того, |
что сумма выпавших на них очков равна 8 (событие А), если известно, что сумма есть четное число (событие В)?
Решение: Пространство элементарных исходов для данного эксперимента
имеет вид Ω ={(n,m): n,m = |
|
|
}. |
|
Общее |
|
число элементарных |
исходов, |
|||||
1,6 |
|||||||||||||
благоприятствующих событию A ={(n,m): n,m = |
|
n + m =8}, равно 5. |
Событию |
||||||||||
1,6; |
|||||||||||||
B ={(n,m): n,m = |
|
n + m = 2k,k = |
|
} |
благоприятствует 18 исходов. |
Так как |
|||||||
1,6; |
1,6 |
||||||||||||
A I B = A, то условная вероятность P(A B)= |
|
5 |
. |
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
18 |
|
|
|
|
55
Условные вероятности |
Лекция № 6 |
6.2. Формула полной вероятности |
|
Часто возникает следующая задача: известно, что событие |
A может |
произойти при выполнении одной из n гипотез, причем вероятности наступлений гипотез известны, требуется найти вероятность события A . Ответ на этот вопрос дает следующая теорема.
Пусть (Ω,F, P) — вероятностное пространство. Набор случайных событий H1,K, Hn , Hi F, i =1,n , образует полную группу событий, если выполнены соотношения
1)H1 U H2 UKU Hn = Ω,
2)Hi I H j = ,(i ≠ j).
Пусть (Ω,F, P) — вероятностное пространство. H1,K, Hn , Hi F, i =1,n — полная группа событий и P(Hi )> 0 , i =1,n , то для любого случайного события A F имеет место равенство
n
P(A)= ∑P(Hi )P(AHi ).
i =1
Доказательство. Не трудно видеть, что |
|
|
n |
|
n |
A = A IΩ = A I UHi |
= U(A I Hi ). |
|
i=1 |
|
i=1 |
Так как события Hi , i =1,n попарно несовместны, то такими же будут и события
A I Hi , i =1,n . Поэтому
n |
|
n |
n |
P(A)= P U(A I Hi ) |
= ∑P(A I Hi )= ∑P(Hi )P(A Hi ). |
||
i =1 |
i =1 |
i =1 |
|
Что и требовалось доказать. |
|
|
|
Пример 6.2. Среди N |
экзаменационных билетов n «счастливых». Студенты |
подходят за билетами один за другим. У кого больше шансов взять «счастливый » билет: у того, кто подошел первым, или у того, кто подошел вторым?
56
Лекция № 6 |
Условные вероятности |
|||
Решение. Для студента подошедшего первым эта вероятность равна |
|
n |
. |
|
|
|
|||
|
|
|
N |
|
Обозначим через |
A событие, состоящее в том, что второй студент |
взял |
«счастливый» билет, H1 — первый студент взял «счастливый» билет, H2 —
первый студент взял «несчастливый» билет. По формуле полной вероятности имеем
P(A)= P(H1 )P(AH1 )+ P(H2 )P(AH2 )= Nn Nn −−11 + NN− n Nn−1 = Nn .
Таким образом, вероятность взять счастливый билет для обоих студентов одна и та же.
Пример 6.3. (задача о разорении игрока). Два игрока А и В продолжают некоторую игру до полного разорения одного из них. Капитал первого равняется a гр., капитал второго — b гр. Вероятность выигрыша каждой партии для игрока А равна p , а для игрока В равна q ; p + q =1 (ничьи отсутствуют). В каждой партии
выигрыш одного игрока (и, значит, проигрыш второго) равняется 1 гривне. Найти вероятность разорения каждого из игроков.
Решение. Обозначим |
pn вероятность разорения игрока А, когда он имеет n |
гривен. Очевидно, что |
искомая вероятность суть pa |
и что |
|
|
pa+b = 0 , p0 =1, |
(6.4) |
поскольку в первом случае игрок А уже сосредоточил в своих руках весь капитал, а во втором он уже ничего не имеет.
Если игрок А имел n гр. перед некоторой партией, то его разорение может осуществиться двумя различными способами: или он очередную партию выиграет, а всю игру проиграет, или он проиграет и партию и игру. По формуле полной вероятности имеем
pn = p pn+1 + q pn−1 .
Относительно pn мы получили уравнение в конечных разностях; легко видеть, что его можно записать в
следующем виде: |
|
q(pn − pn−1 )= p (pn+1 − pn ). |
(6.5) |
Рассмотрим сначала решение этого уравнения при p = q =12 . При этом допущении pn+1 − pn = pn − pn−1 =K= p1 − p0 = c ,
где c — постоянная. Отсюда находим, что pn = p0 + nc . Поскольку справедливы равенства (6.4), то pn =1− a +n b .
Таким образом, вероятность разорения игрока А равняется
pa =1− a a+ b = a b+ b .
Аналогично в случае p = q =12 вероятность разорения игрока В
qb = a +a b .
В общем случае при p ≠ q из (6.5) находим, что
n |
n |
− pk ). |
qn ∏(pk − pk−1 )= pn ∏(pk+1 |
||
k=1 |
k=1 |
|
После выполнению упрощений и с учетом соотношений (6.4) получим, что pn − pn−1 = (q p)n (p1 −1).
Рассмотрим разность pn+1 − pn = (q p)n (p1 −1), очевидно, что
a+b−1 |
|
a+b−1 |
|
|
|
n |
a+b |
|
pa+b − pn = ∑(pk+1 |
− pk )= |
∑ |
(q p)k (p1 |
−1)= (p1 |
−1) |
(q p) |
−(q p) |
|
1− q p |
||||||||
k=n |
|
k=n |
|
|
|
Поскольку pa+b = 0 , то
57
Условные вероятности |
Лекция № 6 |
pn = (1− p1 )(q p1)n−−q(qpp)a+b
а так как p0 =1, то
1 = (1− p1 )(q p1)0−−q(qpp)a+b .
Из двух последних равенств получаем, что
|
pn = |
(q p)a+b −(q p)n |
. |
|
|||
|
|
|
|||||
|
|
|
(q p)a+b −1 |
||||
Таким образом вероятность разорения игрока А |
|
|
1−(p q)b |
|
|||
p = |
qa+b − qa pb |
= |
. |
||||
|
|
||||||
a |
|
qa+b − pa+b |
1−(p q)a+b |
||||
|
|
Аналогично в случае p ≠ q получаем, что вероятность разорения игрока В равна
qb = |
1−(q p)a |
. |
|
1−(q p)a+b |
|||
|
|
6.3. Формулы Байеса
Теорема 6.3.
Формулы Байеса
Пусть (Ω,F, P) — вероятностное пространство. События
H1,K, Hn , Hi F, i =1,n образуют полную группу событий,
причем P(Hi )> 0 , для каждого i =1,n . Тогда для любого случайного события B F такого, что P(B)> 0 , выполнены равенства
P(Hi B)= |
P(Hi )P(B) |
. |
|
n |
|
||
|
∑P(Hk )P(B Hk ) |
|
|
|
k =1 |
|
Доказательство. Используя определение условной вероятности, теорему умножения вероятностей и формулу полной вероятности, имеем:
P(Hi |
B)= |
P(Hi IB) |
= |
P(Hi )P(B Hi ) |
. |
||
P(B) |
|
n |
|
||||
|
|
|
∑P(Hk )P(B Hk ) |
|
|||
|
|
|
|
|
k =1 |
|
Общая схема применения этих формул при решении практических задач следующая. Пусть событие B может происходить в различных условиях, о характере которых можно выдвинуть n гипотез H1,K, Hn . Из каких–то соображений известны вероятности этих гипотез P(H1 ),K, P(Hn ) (их так же называют априорными вероятностями). Известны также условные вероятности P(BH1 ),K, P(BHn ). Предположим, что произведен опыт, в результате которого
58