![](/user_photo/_userpic.png)
книги из ГПНТБ / Дьяченко, А. Н. Интегральное исчисление функций нескольких переменных. Теория вероятностей и элементы математической статистики учебное пособие
.pdfCB -f- СВ — деталь бракованная, но ей присущ только один тип
брака; |
ВС — либо деталь стандартная, либо ей присущи |
оба типа |
|
А + |
|||
брака; |
__ |
|
|
А + |
ВС + ВС — либо |
деталь стандартная, либо ей |
присущ |
только один тип брака. |
|
|
|
Остальные события эквивалентны какому-либо из перечисленных |
|||
событий, |
так В + С = А; |
А + ВС = СВ + СВ и т. д. |
|
Исход каждого опыта определяется всеми событиями поля, ко торые наблюдаются в результате этого опыта. Два исхода нераз личимы, если в каждом из них наблюдаются одни и те же события.
Определение 2. Произведение всех событий поля F, наблюдаю
щихся в результате исхода единичного опыта, называется элементар ным событием, соответствующим этому исходу.
В результате каждого опыта осуществляется одно элементарное событие, являющееся частным случаем всех событий поля, проис ходящих одновременно с ним.
Отметим следующие свойства элементарных событий:
1)различные элементарные события несовместны;
2)каждое событие A =F Л поля F можно представить в виде суммы элементарных событий этого поля, являющихся частными случаями события А:
А = U Ei, E id А.
i
В примере 6 элементарными являются события: А — деталь стандартная; ВС — деталь изготовлена хорошо, но из плохого ма териала; ВС — деталь изготовлена плохо, но из хорошего материала; ВС —■детали присущи оба типа брака. Любое событие поля яв ляется суммой некоторых из перечисленных событий. Так, напри
мер, В = ВС + ВС.
В примере 2, где рассматривается тираж спортлото, элементар ными событиями являются события Л,- (угадано i номеров i = 0, 1, 2, 3, 4, 5, 6).
В примере 4 (обслуживание двух станков) элементарными со бытиями являются пары неотрицательных чисел (х, у), гдех — мо мент, когда требуется, чтобы рабочий обслужил первый станок; у — такой же момент для второго станка.
Множество всех элементарных событий,, отвечающих данному опыту, называют п р о с т р а н с т в о м э л е м е н т а р н ы х с о б ы т и й . Будем обозначать пространство элементарных со бытий буквой Q. Событиям поля F можно дать наглядную Геомет рическую интерпретацию, например, изобразив каждое элементар ное событие точкой (рис. 35). Каждое событие А О F изобразится при этом множеством точек, соответствующих тем элементарным событиям, которые являются частными случаями А. Достоверному событию при таком рассмотрении отвечает все пространство эле
ментарных событий £2, т. е. все точки. Событие А, противополож
80
ное событию А, изобразится множеством точек, не входящих в А (множеством, дополнительным к А в Q). Событию A -{- В отвечает множество тех точек, которые принадлежат либо множеству А, либо множеству В, либо каждому из этих множеств (объединение мно жеств А и В). Произведение событий АВ изображается множеством точек, принадлежащих как мно жеству А, так и множеству В (пересечением множеств А и В).
На рис. 36 изображено про странство элементарных собы тий, соответствующее примеру 5 (бросание игрального кубика). Элементарными событиями («точ ками» множества П) в этом при
мере являются события |
Сг = |
Р и с. 35 |
— {т = i) — число т очков на |
Событие А — на верх |
|
верхней грани равно i (t = |
1, 2, 3, 4, 5, 6). |
ней грани выпало четное число очков — состоит из точек С2, С4, С6; событие В — число выпавших очков кратно трем — состоит из точек С3 и С0. Событие А + В (обведено пунктирной линией) состоит из точек Со, Со, Са , С„; событие АВ (обведено жирной линией) — из точки
Св — единственной общей точки множеств А и В. Множество А состоит из точек Си С3 и СБ.
На рис. 37 изображено пространство П элементарных событий, соответствующих примеру 4. По оси Ох откладывается момент, когда потребовалось обслуживание первого станка, по оси Оу — аналогичный момент для второго станка. Пространство элементар ных событий Q изображается точками первого координатного угла,, событие А = [х^>у\ — второй станок потребовалось обслужить, раньше чем первый — изображается точками, лежащими под бис
сектрисой этого угла; событие А = {.£<;«/} — точками на биссек-
4 Заказ № 1740 |
81 |
трисе и выше; событие В = {х>-40 мин) — первый станок потре бовалось обслужить позже чем через 40 минут — изображается точками, лежащими правее прямой х = 40; событию АВ соответст вуют точки заштрихованной области.
На рис. 38 изображено пространство й элементарных событий примера 6 и события В, С, А + В , А-\-С, В + С. Элементарными
событиями в этом примере являются события А, ВС, ВС, ВС.
Пример 7. В течение промежутка [0,Т] радист принимает сигналы от двух
корреспондентов. Если разность по времени между сигналами будет меньше т, приемник будет забит и сеанс связи сорван. Обозначим это событие А. Обозначим момент поступления первого сигнала через х, а момент поступления второго сигнала через у. Будем обозначать раз-
A
о
ВС ВС вс |
Й*В А |
ВС |
ВС |
||
® |
© |
|
О ® |
О |
|
|
|
||||
ВЛ |
ВС |
А+С |
А |
ВС ВС |
|
© |
Q |
о е © |
|||
вс вс |
|
||||
В+С |
|
вс |
ВС ВС |
||
е |
© |
|
© е © |
Р и с . 38 Р и с . 39
личные варианты поступления сигналов точками плоскости хОу. Каж дая точка изображает элементарное событие. Все пространство эле ментарных событий изобразится квадратом, расположенным между осями координат и прямыми х = Т\ у — Т. Событие А является сум мой элементарных событий, изображенных точками, у которых абсцисса и ордината отличаются меньше, чем на т: |у —х\<^х. Последнее нера венство, как известно, равносильно двум неравенствам —т < (г/—х<<%, которые в свою очередь равносильны неравенствам х —т < г/<" л: + т. Точки, координаты которых удовлетворяют этим неравенствам, ле жат между прямыми у = х—т и у = х + х. Таким образом, событию А соответствует область квадрата, находящаяся между прямыми у = = х + т и у = х — т (рис. 39).
Пример 8. Пусть F некоторое поле событий и В О F. Обозначим Fв сово купность произведений АВ всевозможных событий A(^F на событие В. Будем рассматривать событие В как достоверное, а события, несов
местные с В, как невозможные. Тогда Fb обладает свойствами |
1—3, |
||||||||
т. е. является полем событий. Проверим, например, свойство 3. |
|
||||||||
|
Если Ас (i = |
1 , 2 , . . . ) — любые события поля F, |
то из опреде |
||||||
ления множества |
Fb следует, что события |
|
A cB ^ F b (t |
= 1, 2, |
. . .). |
||||
По свойству |
3 поля событий следует, |
что |
i |
а из определения |
|||||
Fb |
следует, |
что |
B{JAc<^Fb - |
Ввиду |
|
|
справедливо |
||
свойства (4.10) |
|||||||||
[JAcB = B[jAi, |
i |
\JAiB ^ F b - |
Таким образом, |
сумма |
|||||
следовательно, |
|||||||||
i |
i |
|
|
i |
|
|
|
|
|
событий АсВ (г = 1 , 2 , . . .), принадлежащих множеству Fв, также принадлежит множеству Fв, т. е. множество Fb обладает свойством 3 поля событий.
82
4.5.Свойства частот. Определение вероятности
В§ 4.1 была определена частота события, как отношение р (Л) —
=т(А'>- числа опытов т (А), в которых событие А произошло к числу
га всех проведенных опытов. Там же отмечалось, что если с увели чением числа опытов частота р (Л) приближается к некоторому постоянному числу р, то это число называют вероятностью события Л. Естественно предположить, что такое число обладает рядом свойств частоты. Поэтому строгое определение понятия вероятно сти, которое будет дано ниже, отражает основные свойства, прису щие частотам каждого поля событий F. Выясним эти свойства. Так как 0 <)гаг (Л) -<га, то очевидно, частота события — неотрица тельное вещественное число.
Достоверное событие происходит в результате каждого опыта (гаг (U) = га), поэтому частота достоверного события равна 1.
Наконец, если события Л и Б несовместны, они не могут прои зойти одновременно, и число опытов т (А А В), в которых прои зошла сумма этих событий, т. е. по крайней мере одно из них, равно
сумме числа опытов |
т (Л), в которых осуществилось событие Л |
и числа опытов т (В), |
в которых осуществилось событие В. Из чего |
следует, что частота суммы несовместных событий равна сумме их частот:
ц (Л + В) = ” <Лд+ В) |
т ( А ) . + т (В) |
|
п |
||
|
||
|
С И Н И В ) . |
Это свойство справедливо для любого числа попарно несовмест ных событий A ^ F :
и- (U А-) = 5 Х 4 - ) -
Если некоторому опыту соответствует поле событий F, то после n-кратного повторения этого опыта, каждому событию A (^F можно поставить в соответствие его частоту р (Л). Таким образом, в каж дой серии опытов частота является функцией событий поля F. Об ластью определения этой функции является поле F, значениями— вещественные числа из промежутка [0, 1]. Как было установлено выше, эта функция обладает следующими свойствами:
1) р((/) = 1;
2)р (Л) >-0 — для любого события Л £F;
3)р |иЛ г| — 2 р (Л(-) — для любых попарно несовместных со
бытий Лг с- F.
Вероятность событий поля. Вероятностью событий поля F на зывается функция событий поля Р (Л), обладающая свойствамиi
I. Р (U) = 1;
II. Р (Л) для любого A£F\
III.P ( и A^ — ^P (Ад для [любых попарно несовместных со
бытий A ^ F .
Значение этой функции, отвечающее событию Л0, |
называется |
в е р о я т н о с т ь ю с о б ы т и я А0 и обозначается |
Р (Л0). |
■ Чтобы решать практические задачи, необходимо знать конкрет ный вид функции Р (Л). Эта функция может быть найдена различ ными путями. Иногда, например, вероятность событий поля при нимают равной частоте событий поля в некоторой достаточно боль шой серии опытов: Р (А) = р, (А). Заданную таким образом веро ятность называют с т а т и с т и ч е с к о й .
Такой способ определения вероятностей событий вполне анало гичен определению различных физических или геометрических ве личин при помощи непосредственного измерения. Возможно также определение вероятности из соображений симметрии или вычисле ние вероятностей событий данного поля по известным вероятностям событий других полей.
4.6.Свойства вероятности событий. Теорема сложения
вероятностей
Отметим некоторые простейшие свойства, вытекающие из оп ределения вероятности событий поля.
Свойство 1. Сумма вероятностей противоположных событий
А и А равна единице:
Р(Л) + Р(Л) = 1. |
|
(4.14) |
||
Д о к а з а т е л ь с т в о . |
Действительно, |
А + А = U, сле |
||
довательно, по свойству I |
|
|
|
|
Р {А + |
Л) - Р (U) |
= |
1, |
v |
кроме того, события Л и Л несовместны |
и |
на |
основании свойства |
|
III |
|
|
|
|
Р (А + А) = Р (А) + Р (Л).
Из сравнения последних соотношений следует (4.14), которое позволяет, зная вероятность события Л, найти вероятность проти
воположного события Л: |
|
Р(Л) = 1— Р(Л). |
(4.15) |
Свойство 2. Вероятность невозможного события равна нулю:
Р (А) = 0.
Для доказательства достаточно вспомнить, что А = U, и вос пользоваться формулой (4.14).
Замечание. Обратное утверждение неверно: из того, что Р (А) = 0, еще не следует, что событие А невозможное.
84
Свойство 3. Вероятность любого события не меньше нуля и не превосходит единицы.
0 < Р ( Л ) < 1 . |
(4.16) |
Д о к а з а т е л ь с т в о . По свойству |
(4.2) вероятность лю |
бого события неотрицательна, поэтому Р (А) ^>0. По той же при чине Р (А) ^>0, а тогда в силу равенства (4.15) Р (Л) <Д.
Свойство 4. Пусть A(^F и В С:: F, причем АаВ. |
Тогда |
Р ( Л ) < Р ( В ) , |
(4.17) |
т. е. вероятность частного случая события В не превосходит веро ятности события В.
Д о к а з а т е л ь с т в о . Событие В может осуществиться либо одновременно с событием А, либо без события А, т. е. одно
временно с событием А. Поэтому
>В = АВ + АВ.
События АВ и АВ несовместны. Поэтому
Р (В) = Р (АВ + АВ) [Р (АВ) + Р (АВ).
Но так как А — частный случай В, то ввиду (4.6) АВ — А и
Р (В) = Р (А) + Р (АВ),
откуда в виду неотрицательности Р (АВ) следует (4.17).
Свойство 5. Теорема сложения вероятностей. Для любых со
бытий A ^F и В £ Р вероятность их суммы равна сумме вероятно стей этих событий, минус вероятность их произведения:
Р(А +В ) = Р(А)+Р( В) — Р(АВ). |
(4.18) |
Д о к а з а т е л ь с т в о . Событие А + В |
осуществляется |
только в одном из следующих трех исключающих друг друга ва риантов:
1) происходит событие А, а событие В не происходит, т. е. осу
ществляется событие АВ] 2) происходит событие В, а событие А не происходит, т. е. осу
ществляется событие АВ\ 3) происходят и событие А и событие В, т. е. осуществляется
событие АВ.
Поэтому А + В можно представить в виде суммы попарно не совместных событий АВ, АВ и АВ:
А + В = АВ + АВ+АВ,
следовательно, |
|
Р ( А + В ) = Р(АВ) + Р(АВ)А-Р(АВ). |
(4.19) |
85
При доказательстве следствия 4 мы отмечали, что
Р(В) = Р(АВ)+Р(АВ),
аналогично
Р(А) = Р(АВ) + Р(АВ).
Сложим два последних равенства и запишем их сумму в виде:
Р(А) + Р (В ) ~ Р (АВ) — Р {АВ) + Р (АВ) + Р (АВ).
Сравнивая эту формулу с (4.19), убеждаемся в справедливости
(4.18).
Без доказательства отметим, что для суммы произвольного ко нечного числа любых событий поля А ъ А 2, . . . , Ап справедлива формула:
Р (А1 + Л 2+ . . . Ап—1+^4„) = Р (^i) + |
Р (А2) + . . . |
. . . + Р ( А п) - Р ( А 1Аа) - Р { А 1Аа) - . . |
. — Р (An-iAn) + |
+Р {A\A^Az) + . . . + ( — A)nP(AiA%. . . Ап).
Вправой части этой формулы сначала складываются вероят ности входящих в сумму событий, затем вычитаются вероятности всех попарных произведений, прибавляются вероятности всех про изведений, содержащих по три события, и т. д.
4.7. Вычисление вероятностей событий поля
Используя определение вероятности, можно вычислить вероят ности всех событий поля по известным вероятностям только неко торых событий. Так для того, чтобы определить вероятности всех событий поля, рассмотренного в примере 6 и состоящего из шест
надцати событий, достаточно знать вероятности |
трех событий В, |
|||||
С и ВС. (Напомним, |
что в примере 6 рассматривается производство |
|||||
и контроль деталей, |
а буквами А, |
В, С соответственно обозначены |
||||
следующие |
события: А — деталь |
стандартная; |
В — деталь изго |
|||
товлена из |
плохого |
материала; |
С — брак по |
вине рабочего). |
||
Пусть, для определенности, |
|
|
||||
Тогда |
Р (В) = |
0,02; Р (С) = |
0,03; Р (ВС) = |
0,01. |
||
Р (В+ |
С) = Р (В) + Р (С)— Р (ВС) = 0,04; |
|||||
|
||||||
Р (А) = Р (В + С) = 0,04; |
Р (А) = \— Р (А) = 0,96. |
Так как событие В можно представить в виде суммы несовмест ных событий ВС и ВС, то
Р (В) = Р (ВС + ВС) = Р(ВС) + Р (ВС),
откуда
Р (СВ) = Р (В)— Р (ВС) = 0,01.
86
Аналогично,
Р (СВ) = Р(С) — Р (ВС) = 0,02.
Теперь определены вероятности всех элементарных событий (см. рис. 38). Остальные события поля можно представить в виде суммы элементарных событий и, используя свойство 3 вероятности события поля, определить их вероятности. Можно также определить вероятности событий и через вероятности противоположных собы
тий. Например, вероятность ВС — деталь не имеет двух типов брака — определяется так: Р (ВС) = 1 — Р (ВС) = 0,99. Веро
ятность события ВС + ВС — деталь имеет только один тип брака— равна:
Р (В С + ВС) = Р (ВС) + Р (ВС) = 0,01 + 0,02 = 0,03.
Пример 9. Электрическая цепь состоит из элементов ах и а2, соединенных
параллельно (рис. 40). Пусть |
Л* |
(k = |
1,2) |
означает, что |
элемент а* |
||
исправен. Известно, что Р (Лх) = |
0,8; |
|
|
|
|||
Р (А2) = 0,7; Р (ЛХЛ2) = |
0,6. |
что 1) по |
|
Г |
|
||
Найти вероятность того, |
— |
|
|||||
цепи будет проходить ток (событие А); |
’ ' |
|
|||||
2) ток пройдет только через элемент ах |
|
|
|||||
(событие В). |
1.Так как элементы |
|
|
|
|||
Р е ш е н и е . |
|
Р и с . |
40 |
||||
соединены параллельно, |
ток |
пройдет |
|
||||
по цепи, если хотя бы один из них |
|
|
|
||||
исправен, т. е. Лх = Л1+ Л 2. |
По формуле (4.18) находим: |
|
|||||
Р ( А ) = Р (Лх + |
Л2) = |
Р (Лх) + |
Р (Л2) - |
Р (ЛХЛ2) = 0,8 + 0,7 - |
—0,6 = 0,9.
2.Ток пойдет только через элемент ах, если он исправен, а эле мент а2 не исправен, т. е. В = ЛХЛ2. Заметим, что событие Лх можно
представить в виде суммы двух несовместных событий: ЛХЛ2 и А гА 2. Поэтому
Р (Лх) = Р (АгА 2 + А , А 2) = Р (АгА,) + Р (ЛХЛ2).
Откуда
Р ( В ) = Р ( , М 2) = Р (Лх) - Р (ЛХЛ2) = 0,8 - 0,6 = 0,2.
Иногда из соображений симметрии удается установить равен ство вероятностей некоторых событий, что позволяет сначала вы числить эти вероятности, а затем по ним вычислить вероятности всех событий поля. На этом основаны классическое' и геометриче ское определения вероятности.
Классическое определение вероятности. Предположение 1. Пред положим, что пространство элементарных событий состоит из ко
нечного числа п элементарных событий Еи Е2, |
, Еп, вероятно |
|
сти которых одинаковы: |
|
|
Р(Е1) = Р(Е2) = |
. . . = Р ( Е п) = р. |
(4.20) |
Тогда, U = U Е( и EtEj = |
Л при i ф /. |
|
87
Используя свойства вероятности и равенство (4.20), получим:
1 =Р£1Г) = р ( и |
/ |
%Р(Е;) = пр, |
\t=1 |
£=1 |
|
откуда |
|
|
P = |
i - |
(4-21) |
Всякое событие А поля F является суммой некоторого числа тА элементарных событий. Вероятность события А равна сумме тА вероятностей элементарных событий составляющих А.
Поскольку вероятности всех этих событий одинаковы и равны р, то Р (А) = тАр, или в виду (4.21):
Р(А) |
(4.22) |
|
Равенство (4.22) было исторически первым определением веро ятности. Его называют классическим определением вероятности.
Иногда в литературе по теории вероятности, если выполняется предположение 1, элементарные события называются случаями или шансами, а события, являющиеся частными случаями, события Л, называются благоприятствующими А. Поэтому классическое оп ределение вероятности, основанное на равенстве (4.22), словестно формулируется так: вероятностью события А называется отноше ние тА— числа случаев, благоприятствующих событию А , к общему числу всех случаев п.
В примере 1, если монета симметрична, Р (А) = Р (В) =
в примере 5 случаями (равновероятными элементарными собы тиями) являются события Ст, т = 1, 2, 3, 4, 5, 6. Общее число слу чаев равно 6. Случаев, благоприятствующих событию А («выпало
3 _ 1
четное число очков») — три: С 2, С4 и С6. Поэтому Р (Л)
|
6 ~ |
2 ' |
Событию В благоприятствует два случая: С3 и С6. Поэтому Р (В) |
= |
|
_ 2 |
1 |
|
~6 ~ 3
Геометрическое определение вероятностей. Если количество элементарных событий бесконечно, то классическое определение вероятности не применимо. Действительно, из предположения об одинаковой вероятности каждого элементарного события в случае бесконечного числа событий следует, что вероятности каждого эле ментарного события и каждого события Л, которому благоприятст вует конечное число элементарных событий, равны нулю, и фор мулу (4.22) нельзя использовать для определения вероятности всех событий поля. Однако в тех случаях, когда пространство элемен тарных событий изображается, как в примере 7, областью на пря мой, плоскости или в пространстве, имеющей соответственно ко нечную длину, площадь или объем, соображения симметрии поз-
88
воляют построить определение вероятности на геометрической ос нове.
Пусть, для определенности, пространство элементарных собы тий изображается на плоскости, ограниченной областью Q, имею щей площадь 5 (Q). Поле событий F состоит из всех событий, изо бражающихся теми частями области Q, которые имеют площадь. Пусть при этом выполняется следующее предположение.
Предположение 2. Вероятности событий, изображающихся об.
ластями одинаковой площади, равны. Тогда, вероятность Р (Л) каждого события можно определить как отношение площади соот ветствующей ему области й л к площади всей области Q:
Р ( /} ) = 1 |
М , |
(4.23) |
' |
S(Q) |
|
Функция Р (Л), определенная на поле событий F равенством
(4.23), обладает свойствами I— II, т. е. |
удовлетворяет |
данному |
в § 4.3 определению вероятности. Можно |
показать также, |
что эта |
функция является единственной функцией, обладающей свойствами I— III и удовлетворяющей предположению 2.
Формула (4.23) обобщается следующим образом:
Р (Л)= ~НггГ ’ |
<4'24) |
v (Й) |
|
где v (Пл) и v (П) — меры областей Пл и П, т. е. смотря по обстоя тельствам длины, площади, объема и т. п.
Таким образом, можно сформулировать следующее геометриче ское определение вероятности. Если пространство элементарных событий изображается областью, имеющей конечную меру, и собы тия, изображающиеся областями одинаковой меры, одинаково ве роятны, то вероятностью, события А £ F называется отношение меры области, изображающей событие А, к мере всего пространства элементарных событий.
Пример 10 (продолжение, примера 7). Рассматривается прием радистом
в течение промежутка времени [0, Т ] сигналов от двух корреспондентов. Обозначим, как и в примере 7, через х — момент поступления первого сигнала; у — второго сигнала. Событие А — срыв сеанса связи про исходит тогда, когда промежуток времени между моментами поступ ления сигналов меньше т, т. е. А = {|х—Л<СТ}- Считая, что появле ние точки (х , у) в областях квадрата OLMN (рис. 39), имеющих одина ковую площадь, одинаково вероятно, определить вероятность собы
тия А . |
|
|
квадрата Йл , |
Р е ш е н и е . Событие А изображается областью |
|||
расположенной между прямыми у = х — т и «/ = * + |
т. По формуле |
||
(4.23): |
|
|
|
5(Й Л) |
_ |
S (OabMcd) |
|
S(Q) |
~ |
S (OLMN) |
|
89