
- •1.Понятие испытания. Простр-во элементарных событий.
- •3.Классическое определение вероятности.
- •4. Относительная частота. Устойчивость относительной частоты.
- •5.Статистическая вероятность.
- •6.Геометрическая вер.
- •7.Вычисление вер. С использованием комбинаторных схем
- •8.Понятие об алгебре событий
- •9.Аксиомы Колмогорова
- •10.Понятие вероятностного пространства
- •13.Условная вер.. Теорема умножения вер..
- •14.Независимые события. Теорема умножения для независимых событий.
- •15.Вер. Появления хотя бы одного события
- •16.Формула полной вероятности
- •17.Формула Байеса
- •18.Формула Бернулли
- •19.Наивероятнейшее число появления событий в последовательности независимых испытаний
- •20.Формула Пуассона
- •21.Функция Лапласа.
- •22.Понятие случайной вел-ны. Дискретные и непрерывные случ. Вел-ны.
- •23.Ряд распр. Дискретной случайной вел-ны
- •24.Функция распр. Св и ее свойства
- •25. Плотность распр. Вер. Непрерывной св и ее св-ва.
- •26. Вер. Попадания св в заданный интервал.
- •27. Мат. Ожидание дсв и нсв. Св-ва мат. Ожидания.
- •32. Гипергеометрическое распр.
- •30.Начальные и центральные моменты случ. Величин.
- •31. Биномиальный закон распределения.
- •33. Закон Пуассона
- •37. Показательное распределение.
- •39. Закон распределения линейной ф-ции от аргумента, подчиненного нормальному закону.
- •38. Закон распределения монотонной ф-ции одного случайного аргумента.
- •40. Закон распределения ф-ции двух св.
- •41. Понятие закона больших чисел.
- •42. Неравенство Чебышева.
- •44. Понятие центральной предельной теоремы.
- •45. Понятие о теореме Ляпунова.
- •46. Генеральная совокупность и выборка. Выборочное распределение.
- •43. Теорема Чебышева.
- •47. Вариационный ряд, его хар-ки. Гистограмма. Полигон.
- •48. Эмпирическая ф-ция распределения и ее св-ва.
- •49. Числовые хар-ки выборочного распр.: выборочное среднее, выборочная дисперсия, медиана, ассиметрия, эксцесс, выборочные моменты.
- •51. Интервальные оценки параметров распр.. Доверительный интервал.
- •53. Описание гипотез. Простые и сложные гипотезы. Нулевая и конкурирующая гипотезы.
- •54. Критерии проверки статистических гипотез.
- •55. Уровень значимости и мощность критерия. Ошибки первого и второго рода.
37. Показательное распределение.
Показательным
(экспоненциальным) называют распр. вер.
НСВ Х, которое описывается ф-цией
плотности вер.
,
где λ>0
постоянна и называется параметром
показательного распр. Примером НСВ,
распределенной по показательному
закону, может служить время между
появлениями двух последовательных соб.
простейшего потока, где λ
– интенсивность
потока. Найдем ф-цию распр. F(x) СВ,
распределенной по показательному
закону: F(x) =
=
.
Итак,
Определим
числовые хар-ки СВ, распределенной по
показательному закону. Мат. ожидание:
M(X) =
=
=
.
Дисперсия: D(X) =
=
= 2/λ2
– 1/λ2
= 1/λ2.
Среднеквадратическое отклонение σ(Х)
= 1/λ
и, следовательно, совпадает с мат.
ожиданием.
39. Закон распределения линейной ф-ции от аргумента, подчиненного нормальному закону.
Пусть
СВ Х подчинена нормальному закону с
плотностью: f(x) =
,
а СВ Y связана с нею линейной функцианальной
зависимостью: Y = aX+b, где a и b – неслуч.
коэффициенты. Требуется найти закон
распр. вел-ны Y. Т.к. ф-ция y = ax+b мон-на (при
a>0 возрастает мон-но, при a<0 убывает
мон-но), то плотность распр., согласно
формуле g(y) = f(
(y)) |'(y)|,
будет равна g(y) =
,
где x =
(y) = (y – b)/a; |'(y)|
=1/|a|. (таблица не обязательна!!!)
Преобразуя
выражение g(y), имеем: g(y) =
,
а это есть не что иное, как нормальный
закон с параметрами:
.
Если перейти от средних квадратических
отклонений к пропорциональным им
вероятным отклонениям, получим Ey
= |a|Ex.
Т.о., мы убедились, что лин. ф-ция от
аргумента, подчиненному нормальному
закону, также подчинена нормальному
закону. Чтобы найти центр рассеивания
этого закона, нужно в выражение линейной
ф-ции вместо аргумента подставить его
центр рассеивания. Чтобы найти ср.
квадратич. отклонение этого закона,
нужно ср. квадратич. отклонение аргумента
умножить на модуль коэф. при аргументе
в выражении линейной ф-ции. То же правило
справедливо и для вероятных отклонений.
38. Закон распределения монотонной ф-ции одного случайного аргумента.
Везде вместо надо писать .
Имеется НСВ Х с плотностью распр. f(x). Другая СВ Y связана с нею функцианальной зависимостью: Y =φ(X). Требуется найти плотность распр. вел-ны Y. Рассмотрим участок оси абсцисс (a, b), на котором лежат все возм. знач. вел-ны Х, т.е. P(a<X<b) = 1. В частном случае, когда область возм. знач. Х ничем не ограничена, a = —∞; b = +∞. Способ решения поставленной задачи зависит от поведения ф-ции φ на участке (a, b): возрастает ли она на этом участке или убывает, или колеблется. Рассмотрим случай, когда ф-ция y= φ(x) на участке (a, b) монотонна. При этом отдельно проанализируем 2 случая: мон. возрастания и мон. убывания ф-ции.
Ф-ция
y= φ(x)
на участке (a, b) мон-но возрастает. Когда
вел-на Х принимает разл. знач. на участке
(a, b), случ. точка (X, Y) перемещается только
по кривой y= φ(x);
ордината этой точки полностью опр-ся
ее абсциссой. Обозначим g(y) плотность
распр. вел-ны Y. Для того чтобы определить
g(y), найдем сначала ф-цию распр. вел-ны
Y: G(y) = P(Y<y). Проведем прямую АВ, параллельную
оси абсцисс на расстоянии y от нее. Чтобы
выполнить условие Y<y, случ. точка (X, Y)
должна попасть на тот участок кривой,
который лежит ниже прямой АВ; для этого
необходимо и достаточно, чтобы СВ Х
попала на участок оси абсцисс от a до x,
где х – абсцисса точки пересечения
кривой y= φ(x)
и прямой АВ. Следовательно, G(y) = P(Y<y) =
P(a<X<х) =
.
Верхний предел интеграла x можно выразить
через y: x =
(y), где
– ф-ция, обратная ф-ции φ.
Тогда
G(y) =
.
Дифференцируя последний интеграл по
переменной y, входящей в верхний предел,
получим: g(y) = G'(y) = f(
(y)) '(y)
– формула (1).
Ф-ция
y= φ(x)
на участке (a, b) монотонно убывает. В этом
случае G(y) = P(Y<y) = P(x<X<b) =
,
откуда g(y) = G'(y) = —f(
(y)) '(y)
– формула (2). Сравнивая формулы (1) и (2),
замечаем, что они могут быть объединены
в одну: g(y) = f(
(y)) |'(y)|
- формула (3). Действительно, когда φ
возрастает,
ее производная (а значит и ')
полож. При убыв. ф-ции φ
производная
'
отрицательна. Сл-но, формула (3), в кот.
производная берется по модулю, верна в
обоих случаях. Т. о., задача о законе
распр. мон. ф-ции решена.