Теория вероятностей в примерах и задачах
.pdf7.7. Пусть u(x) – нечетная непрерывная функция на прямой, которая принимает значения, равные нулю, вне интервала [− 1,1],
причем |
u(x) |
< |
|
|
|
1 . |
||
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
2πe |
||
Доказать, что функция |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
x2 |
+ y2 |
|||
p(x, y) = |
e |
− |
|
|
|
+ u(x)u( y) |
||
|
2 |
|
||||||
|
2π |
|
|
|
|
является двумерной плотностью распределения, отличающегося от нормального, но маргинальные распределения – нормальны.
7.8.Плотность распределения случайного вектора ξ = (ξ1, ξ2) является равномерной внутри круга радиуса r с центром в начале координат. Написать ее выражение и выражения для плотностей распределения отдельных его компонент.
7.9.Студент и студентка договорились встретиться между 19
и20 ч, условившись не ждать друг друга более 10 мин. Предположим, что моменты их прихода к месту встречи равномерно распределены между 19 и 20 ч. Найти вероятность встречи.
7.10. Закон распределения системы двух случайных величин (ξ,η) определяется таблицей
yi zi |
20 |
40 |
60 |
10 |
3 λ |
2 λ |
λ |
20 |
λ |
4 λ |
2 λ |
|
|
|
|
30 |
0 |
2 λ |
5 λ |
Найти λ . Составить ряд распределения для каждой из случайных величин ξ и η .
7.11. Передаются два сообщения, каждое из которых может быть независимо от другого либо искажено, либо не искажено. Вероятность искажения для первого сообщения равна p1 , для второго – p2 . Рассматривается система двух случайных величин (ξ1,ξ2) , определяемых следующим образом
91
ξ1 =
ξ2 =
1, если первое сообщениеискажено,
0, если первое сообщение не искажено,
1, если второе сообщениеискажено,
0, если второе сообщение не искажено.
Найти совместное распределение пары случайных величин (ξ1,ξ2) . Найти совместную функцию распределения Fξ1 ξ2 (x1, x2 ) .
7.12. На вероятностном пространстве (Ω , F, P) |
где Ω = [0,1]– |
|||||||||||||||||
σ -алгебра борелевских множеств, P – мера Лебега, заданы две СВ: |
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|||
|
|
− 1, ω |
|
0, |
|
|
|
|
0, |
ω |
|
0, |
|
|
|
|||
|
|
2 |
|
|
3 |
|
||||||||||||
ξ (ω |
) = |
|
|
|
|
η (ω |
) = |
|
|
|
|
|
|
. |
||||
|
1 |
|
|
, |
|
|
|
1 |
|
|
||||||||
|
|
1, ω |
|
|
|
|
1, |
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
,1 |
|
|
|
|
ω |
|
|
,1 |
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
3 |
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Найти условную ф.р. Fξ (x / y) .
|
7.13. СВ (ξ ,η) |
имеет равномерное распределение в круге |
||||||
K = |
{(x, y) : x2 + y2 ≤ |
1}}. Найти условную плотность распределе- |
||||||
ния |
pξ (x / y) . |
|
|
|
|
|
|
|
|
7.14. Совместная плотность распределения СВ ξ |
и η |
||||||
имеет вид |
|
|
pξ η (x, y) = 1, (x, y) G, |
|
||||
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
0, (x, y) |
G, |
|
||
где |
|
G |
= (x, y) : 0 ≤ |
x ≤ 2, 0 < |
y < 1− 1 x . |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
Найти условную плотность распределения pη (x / y) . |
|
|||||||
|
7.15. Совместная плотность распределения СВ ξ и η |
опре- |
||||||
деляется соотношением |
|
|
|
|
||||
|
p |
|
|
|
− x2 − y2 |
, x ≥ |
0, y ≥ 0, |
|
|
|
(x, y) = 4xye |
|
|
||||
|
ξ η |
|
|
0, y < 0. |
|
|
||
|
|
|
|
0, x < |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
92
Найти pξ (x / y), pη( y / x) . |
y |
|
|
|||||||||||||||||||
|
||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
7.16. Случайный вектор |
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ξ = (ξ1, ξ2) распределен рав- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
номерно внутри заштрихован- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
11 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
ного квадрата, рис. 7.1. Най- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ти маргинальные и условные |
|
|
-1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
x |
||||||
плотности распределения его |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
компонент. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
-1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
7.17.* Каким условиям |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
должны удовлетворять числа |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
a, b, c для того, чтобы при под- |
|
|
|
|
|
Рис. 7.1 |
||||||||||||||||
ходящем выборе нормировоч- |
Αe− (ax2 + 2bx+ c) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
ной константы A функция |
являлась плотностью |
ракспределения вероятностей на плоскости?
7.18* Состояние замкнутой компьютерной сети, состоящей из систем (такими системами могут быть сервера, компьютеры пользователей и т.д.), описывается вектором
k = (k1 , k2 , ..., kn ), ∑n |
ki = K, |
i= 1 |
|
где ki – число заданий (запросов, сообщений) в i -й системе, K – число заданий, обрабатываемых в сети. Распределение вероятностей состояний сети имеет вид:
|
|
|
|
|
k |
|
n |
e i |
|||
P(k) = G |
∏ |
|
|
i |
, |
|
|
||||
|
µ |
|
|
||
|
i= 1 |
i |
где i – интенсивность обработки заданий в i -й системе, ei удовлетворяют системе уравнений
ei = ∑n |
e j p ji , i = |
|
, |
1, n |
|||
j= 1 |
|
|
|
p ji – вероятность перехода задания после обработки из j -й системы в i -ю, G – нормировочная константа, определяемая из условия нормировки
93
|
|
|
|
|
n |
|
∑ P(k) = 1, D(K) = k / ki ≥ |
0, i = 1,n |
, ∑ |
|
ki = K . |
||
k D(k) |
|
|
|
i= 1 |
|
Найти вероятности состояний сети в случае:
а) K = n = 2, p12 = p21 = 1, µ 1 = 1, µ 2 = 2 ;
б) K = n = 3, p12 = p13 = 1, p21 = p31 = 1, 1 = 100, 2 = 3 = 1 .
8.НЕЗАВИСИМОСТЬ СЛУЧАЙНЫХ ВЕЛИЧИН. ФУНКЦИОНАЛЬНЫЕ ПРЕОБРАЗОВАНИЯ СЛУЧАЙНЫХ ВЕЛИЧИН
Пусть ξk (ω) , k = 1, n, – СВ, определенные на вероятностном
пространстве (Ω , F , P) Αk = {ω : ξk (ω) Βk} , где Bk – борелевское множество.
Определение. СВ îk (ω ), k = 1, n, называются независимыми в совокупности, если, как бы ни выбирались борелевские множе-
ства Bk , k = |
|
|
|
случайные события Ak , |
k = |
|
|
|
|
|
1, n, |
1, n, |
|
являются не- |
|||||||
зависимыми в совокупности, т.е. |
|
|
|
|
|
|||||
m |
|
|
m |
P( Aj ) m ≤ n, 1≤ j1 < |
j2 < |
... < |
|
jm ≤ n. |
||
P ! |
Aj = |
∏ |
|
|||||||
i= 1 |
|
i |
i= 1 |
i |
|
|
|
|
|
Определение. |
СВ ξk (ω) , k = |
|
|
называются независимы- |
||||||||||
1, n, |
||||||||||||||
ми парами, если |
1≤ i < |
|
|
k ≤ |
n |
и для любых борелевских мно- |
||||||||
жеств Bi и Bk события |
|
Ai |
и |
Ak являются независимыми, т.е. |
||||||||||
P(Αi ! Αk ) = P(Αi )P(Αk ). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
Ясно, что СВ, независимые в совокупности, являются и не- |
||||||||||||||
зависимыми парами. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
Теорема. Пусть îk (ω |
|
|
|
– независимые в совокупнос- |
||||||||||
), k = 1, n, |
||||||||||||||
ти СВ, |
|
|
|
|
|
|
||||||||
а fk (x), k = 1, n, – |
борелевские функции. Тогда СВ |
|||||||||||||
ηk (ω) = |
f k (ξk( ω) ), k = |
|
|
также независимы в совокупности. |
||||||||||
1, n, |
94
Доказательство. Пусть Β j |
, B j |
2 |
,..., Β j |
m |
– борелевские множе- |
||||||||
ства m ≤ n и 1 ≤ |
j1 < j2 < ... < |
1 |
jm ≤ |
|
|
|
|
||||||
|
|
n. Тогда |
|||||||||||
P{ω:f jk (ξ jk (ω)) Βjk , k = |
|
= P{ω:ξ jk (ω) |
f j−k1(Βjk ), k = |
|
= |
||||||||
1,m} |
1, m} |
||||||||||||
= ∏m |
P{ω:ξ jk (ω) |
f j−k1(Βjk )} = ∏m |
P{ω : f jk (ξ jk (ω)) Βjk} .. |
||||||||||
k = 1 |
|
|
|
|
k = 1 |
|
|
|
|
|
|
|
Приведем два критерия независимости СВ в совокупности. Теорема. Для того, чтобы СВ îk (ω ), k = 1, n, были независимыми в совокупности, необходимо и достаточно, чтобы
xk , k = |
1, n, |
|
Fξ1...ξn (x1,..., xn) = ∏n |
|
|
|
|
Fξk( xk) . |
|
|
|
|
k = 1 |
|
Если Fξ1...ξn |
(x1, ..., xn) – абсолютно непрерывная функция, то |
|||
имеет место следующее утверждение. |
|
Теорема. Для того, чтобы СВ îk (ω ), k = 1, n, были независимыми в совокупности, необходимо и достаточно, чтобы
pξ1...ξn (x1, ..., xn) = ∏n |
pξk( xk) . |
k = |
1 |
Доказательство следует из предыдущей теоремы и определения абсолютно непрерывной ф.р. Докажем, например, необходимость
|
|
|
x |
x |
pξ1...ξn( t1, ...,tn) dtn = ∏n |
|
|||
Fξ1...ξn (x1, ..., xn ) |
= |
∫1 |
dt1...∫n |
Fξk( xk) = |
|||||
|
|
− |
∞ |
−∞ |
|
|
|
k = 1 |
|
= ∏n |
x |
|
|
|
x |
x |
|
|
|
∫k |
pξk (tk )dtk = |
∫1 dt1... ∫n ∏n |
pξk( tk) dtk . |
||||||
k = 1 − ∞ |
|
|
|
− ∞ |
− ∞ |
k = 1 |
|
|
|
Поскольку это выполняется x1, x2 , ..., xn , |
то отсюда следует, что |
||||||||
|
|
pξ1...ξn (t1, ..., tn) = |
∏n |
pξk( tk) . |
|
||||
|
|
|
|
|
|
k = 1 |
|
|
|
95
Отметим, что из приведенных выше теорем следует, что если î(ù) и η (ω ) – независимые СВ, то
Fξ (x/y) = Fξ( x) , pξ( x/y) = p(ξ )x ,
т.е. условная ф.р. и плотность распределения совпадают с безусловными.
Пример 8.1. Из примеров 7.3 и 7.4 следует, что для того, чтобы нормально распределенные СВ î(ù) и η (ω ) были независимыми, необходимо и достаточно, чтобы диагональные элементы
матрицы G были равны нулю, т.е. q12 = q21 |
= |
0. Приведем анало- |
гичное утверждение для дискретных СВ. |
|
|
Теорема. Пусть ξ1(ω), ξ2( ω) , ..., ξn( ω) |
− |
СВ, каждая из кото- |
рых может принимать не более, чем счетное число значений. Они
являются независимыми тогда и только тогда, когда x1 , x2 , ..., xn
P{ω:ξ1(ω) = x1, ξ2( ω) = x2, ..., ξn( ω) = xn} = ∏n |
P{ω:ξ(k ω) = xk} . |
k = |
1 |
Доказательство основано на следующих соотношениях. Пусть
B1, ..., Bn – произвольные борелевские множества на прямой, тогда |
||||||||
|
|
P{ù:î(ω |
) Â , ..., î ( ù) |
 } |
= |
|||
|
|
|
1 |
1 |
n |
|
n |
|
= P |
|
ù: "{î |
(ù) = x} , ..., |
"{î( |
ù) |
= x } , |
||
|
|
1 |
|
1 |
n |
|
n |
|
|
|
|
j1 |
|
|
jn |
|
|
объединение здесь берется по всем элементам множеств B1, ..., Bn |
||||||||||||||
положительной вероятности. Значит, |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
P{ù :1(îù) |
Â1, ..., în( ù) |
Ân} |
= |
|
|
|
||||||
= |
∑∑ ∑... |
P{ù :1 |
(îù) = |
x j |
, ..., în( ù) |
= x j } |
= |
|
||||||
|
j1 |
j2 |
jn |
|
|
|
1 |
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
... P{ù : n |
|
x j } |
|
|||||||
= ∑∑ |
∑ |
... |
P{ù :1(îù) = x j} |
î(ù) = |
= |
|||||||||
j1 |
j2 |
|
jn |
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
P{ù : |
|
|
|
} |
|
|
||||
= |
∑ |
P{ù:î(ù) = x } |
... |
∑ |
n |
î(ù) = x |
= |
|
||||||
|
|
1 |
j1 |
|
|
|
|
jn |
|
|
||||
|
j1 |
|
|
|
|
jn |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
= |
P{ù :1(îù) Â1, ..., |
în( ù) |
Ân} . |
|
|
|
96
Пример 8.2. Пусть (Ω , F , P) – вероятностное пространство, причем Ω состоит ровно из n точек, каждая из которых имеет положительную вероятность. Покажем, что на этом вероятностном пространстве не существует двух независимых СВ, каждая из которых принимает n различных значений.
Возьмем произвольное из n элементарных событий ω 1. Пусть ξ и η – произвольные СВ, определенные на этом вероятностном
пространстве и принимающие n различных значений каждая. Положим ξ(ω 1) = a, η( ω 1) = b. Тогда P(ξ = a) = P({ ω}1 ) = P( η = b) ,
поскольку не существует других элементарных событий, на которых СВ ξ принимала бы значение a или СВ η принимала бы значение b . Следовательно
P(ξ = a,η = b) = P({ ω}1 ), P( ξ = a) P( η = b) = P 2{( ω}1 ),
и т.к. P({ω} ) ≠ P2 ({ ω} ) , то СВ ξ и η – зависимы.
Определение. Пусть Bn – система борелевских множеств в |
|||
R n , B – система борелевских множеств на прямой R . Функция n |
|||
аргументов f (x) R, x = ( x , ..., x ) |
R n , называется борелевской |
||
|
1 |
n |
(Β) = {x:f( x) Β} Bn B B, |
(измеримой по Борелю), если |
f − 1 |
||
т.е. прообраз борелевского множества из R является борелевским |
|||
множеством в Rn . |
|
|
|
Теорема (о суперпозиции измеримых функций). Пусть |
|||
ξ(ω) − n -мерная СВ, |
определенная на вероятностном про- |
||
странстве (Ω , F , P) , |
f (x) – борелевская функция на Rn . Тог- |
да η (ω) = f (ξ( ω) ) = f (ξ1( ω) , ..., ξn( ω) ) также является СВ на
(Ω , F , P) .
Доказательство. Пусть Β B. Т.к.
{ù:f(î(ù)) Â} ={ |
ù:î( )ù f(− 1)B} и f − 1(Β) – |
борелевское множество из Rn , то |
|
{ω : ξ(ω) |
f − 1( B)} = ξ − 1(f − 1(B)) F, |
т.е. {ω : η(ω) Β} F, что и нужно было доказать.
97
Рассмотримследующуюзадачу.Пусть |
fk (x1, x2, ..., xn), k = |
|
|
– |
||||||||||||||||||||||||||||
1, m |
||||||||||||||||||||||||||||||||
борелевские функции на Rn . Определим СВ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||
çk (ù) = fk (î( ù) ) = |
fk (î1( ù) , î2( ù) , ..., î(n |
ù) ), k = |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||||
1, m. |
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||
где |
|
|
ξ (ω |
) = (ξ1(ω ) , ξ2( |
ω) , ..., ξ(n ω) |
) − |
n -мерная СВ. |
|
|
|||||||||||||||||||||||
СВ η(ω) |
= (η ( ω) , η ( ω) , ..., η( |
ω) |
) является |
m -мерной. Пусть |
||||||||||||||||||||||||||||
|
|
1 |
|
2 |
|
m |
|
|
|
|
|
|
|
|
) |
и η (ω ) . Нужно вы- |
||||||||||||||||
Fξ (x) и Fη (y) − |
ф.р. соответственно СВ ξ(ω |
|||||||||||||||||||||||||||||||
разить Fη (y) через Fξ (x) |
и систему функций |
|
f k (x), k = 1, m. |
|
|
|
||||||||||||||||||||||||||
Допустим, что ф.р. F (x) |
– абсолютно непрерывная. Рассмот- |
|||||||||||||||||||||||||||||||
рим следующие случаи. |
ξ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
1) Пусть m = n и все функции f k (x), |
|
k = |
|
|
являются диф- |
|||||||||||||||||||||||||||
1,n, |
||||||||||||||||||||||||||||||||
ференцируемыми и функционально независимыми, для последне- |
||||||||||||||||||||||||||||||||
го достаточно, чтобы |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
det Α = det||aik|| = |
det |
|
∂fi (x) |
|
≠ |
0 x. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
∂xk |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
В данном случае будем иметь: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
Fη (y) = |
P{ η1 ≤ |
y1 , ..., ηn ≤ |
yn} |
= |
P{f(k ξ1 , ..., |
ξ)n |
≤ |
|
|
|
|
|
|
|
= |
|
||||||||||||||||
yk , k = 1, n} |
|
|||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
= ∫ dx1 . |
. |
. ∫ pξ (x1 , ..., |
xn )dxn . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
{ fk (x1, ..., xn )≤ yk ,k = |
1, n} |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
Cделаем замену переменных |
f k (x1,..., xn ) |
= |
zk , |
k = |
|
|
|
тогда |
|
|
||||||||||||||||||||||
1, n, |
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||
xk |
= |
qk (z1, ..., zn ), |
f k [q1( z1, ..., zn) , ..., qn( |
z1, ..., zn) ]= |
|
|
||||||||||||||||||||||||||
= |
zk , |
|
q( f1 (x1, ..., xn ), ..., f k( x1, ..., xn) ) = |
|
xk , |
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||
|
k = 1, n, |
|
|
|||||||||||||||||||||||||||||
и поэтому |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Fç(y) = |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
= ∫ dq1(z1, ..., zn )...∫ pî(q1(z1, ..., zn ), ..., qn( z1, ..., zn) )dqn( z1, ..., zn) |
= |
|||||||||||||||||||||||||||||||
{zk ≤ yk ,k = |
1,n} |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
98
|
|
y1 |
yn |
pî(q1(z1, ...,zn), ..., qn( z1, ...,zn) ) |
|
∂(q1, ..., qn) |
|
|||||||||||
|
|
= ∫ dz1... ∫ |
|
|
dzn , |
|||||||||||||
|
|
|
|
∂(z , ..., z |
n |
) |
|
|||||||||||
|
|
− ∞ |
− ∞ |
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
||
где |
|
∂(q1,...,qn) |
|
– якобиан невырожденного преобразования |
||||||||||||||
|
|
|||||||||||||||||
|
∂(z ,..., z |
) |
|
|||||||||||||||
|
|
1 |
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
xk = |
|
qk (z1 , ..., zn ), |
k = |
|
т.е. определитель ( n × n ) – матрицы G |
|||||||||||||
|
1, n, |
|||||||||||||||||
с элементами q |
ik |
= |
∂qi (z1 , ..., zn ) |
. Таким образом, |
F |
(y) также |
||||||||||||
|
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
∂zk |
|
η |
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
абсолютно непрерывная ф.р., и плотность распределения СВ η(ω)
равна
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
∂(q1 , ..., qn ) |
|
|
|
p |
|
(y |
|
, ..., y |
|
) = |
p |
|
(q ( y |
|
, ..., |
y ) , ..., q ( |
y |
|
, ..., |
y ) ) |
|
. |
||
|
|
|
|
|
|
∂(y1 , ..., yn ) |
||||||||||||||
|
η |
|
1 |
|
n |
|
|
ξ |
1 |
1 |
|
n |
n |
|
1 |
|
n |
|
Данное выражение можно записать в более краткой форме:
p (y) = p (f − 1( y) ) |
|
|
∂f − 1(y) |
|
|
|||||||
|
|
. |
|
|||||||||
∂(y) |
|
|||||||||||
η |
|
ξ |
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
где f (y) = ( f1( y) , ..., f n( y) |
) = |
( f1( y1 , ..., |
yn) , ..., |
f n( y1 , ..., yn) ). |
||||||||
2) Пусть теперь m < |
n |
и rang |
|
∂fi (x) |
|
= m |
x . |
|||||
|
|
|||||||||||
|
∂x |
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
k |
|
|
|
|
|
В этом случае систему функций fk (x),k = 1,m, можно дополнить (n − m) функциями fm+ j (x),1 ≤ j ≤ n − m, так, чтобы они были непрерывно дифференцируемы и все вместе функционально независимыми. Новая система функций определит n -мерную СВ η(ω) . Тогдаизусловиясогласованностиипредыдущегослучаябудемиметь:
99
|
|
|
pç(y1, ..., ym) = ∞∫ dym+ 1... ∞∫ p |
|
(y1, ..., yn)dyn = |
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
ç |
|
|
|
|
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
− ∞ |
− ∞ |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
∞ |
∞ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
∂(q1, ..., qn) |
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
= |
∫ dym+ 1... ∫ pî(q1(y1, ..., yn),...,qn( y1, ..., yn) ) |
|
dyn . |
||||||||||||||||||||
|
∂(y |
, ..., y |
n |
) |
|
||||||||||||||||||
|
− ∞ |
− ∞ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|||
|
Пример 8.3. Пусть у нас есть двумерная СВ |
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ξ(ω) = (ξ1( ω) ,ξ2( ω) ). |
|
|
|
|
|
||||||||
Образуем СВ η(ω) = ξ1(ω) + |
ξ2( ω) и найдем ее плотность распре- |
||||||||||||||||||||||
деления. В данном случае n = 2 , m = 1, |
f1(x1, x2) = x1 + x2 = y1 . Т.к. |
||||||||||||||||||||||
m < |
n , n − |
m = 1, то нужно ввести еще одну функцию, |
выберем |
||||||||||||||||||||
f2 (x1, x2) = |
x2 = |
y2 . Тогда обратное преобразование определяется |
|||||||||||||||||||||
функциями x1 = |
|
|
|
|
q1(y1, y2) = |
y1 − y2, x2 = |
q2( y1, y2) = |
y2. Поэтому |
|||||||||||||||
|
|
∂(q1, q2) |
|
|
|
|
= |
|
1 − 1 |
|
= |
1 и pη (y) = |
∞∫ pξ( y − y2, y2) dy2. |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||
|
|
∂(y1, y2) |
|||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
0 1 |
|
|
|
|
|
− ∞ |
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Если ξ1(ω) и ξ2 (ω) – независимые СВ, то
pη (y) = |
∞∫ pξ1( y − y2) pξ2( y2) dy2. |
|
− ∞ |
Эта формула известна в литературе как свертка для плотностей
распределения вероятностей и обозначается |
pη = pξ pξ . |
|||
|
|
|
1 |
2 |
Пример 8.4. Пусть СВ ξ1(ω) , ξ2 (ω) независимы и имеют |
||||
стандартные гамма–распределения с параметрами |
p1 и p2 |
|||
соответственно: pξi (x) = |
Γ − 1( pi) x pi − 1e− x, x ≥ |
0,i = 1,2, |
|
|
где Г(p) = |
+∞∫x p− 1e− xdx – |
гамма-функция. |
Покажем, |
что СВ |
0
η(ω) = ξ1( ω) + ξ2( ω) имеет гамма–распределение с параметром p1 + p2 .
100