plik


ÿþRachunek prawdopodobieDstwa MAP1064 WydziaB Elektroniki, rok akad. 2008/09, sem. letni WykBadowca: dr hab. A. Jurlewicz PrzykBady do listy 9: Warto[ oczekiwana, wariancja, mediana, kwartyle rozkBadu prawdopodobieDstwa. Standaryzacja rozkBadu normalnego. PrzykBady do zadania 9.1 : (a) Wyliczy - o ile to mo|liwe - warto[ oczekiwan i wariancj oraz wyznaczy median i kwartyle n 1 2 3 4 dyskretnego rozkBadu zmiennej losowej X podanego w tabeli: xn 2 3 4 5 pn 0,1 0,3 0,4 0,2 " EX = 2 · 0, 1 + 3 · 0, 3 + 4 · 0, 4 + 5 · 0, 2 = 3, 7 " D2X = 22 · 0, 1 + 32 · 0, 3 + 42 · 0, 4 + 52 · 0, 2 - (EX)2 = 0, 81 " ( D2X = 0, 9) " x0,25 = 3, x0,5 = x0,75 = 4 1.5 F(x) 1 1 0.8 0.75 0.5 0.5 0.4 0.25 0.1 x 0 2 4 5 3 x0.25 x0.5 x0.75 -0.5 0 1 2 3 4 5 1 (b) Wyliczy - o ile to mo|liwe - warto[ oczekiwan i wariancj oraz wyznaczy median i kwartyle dyskretnego rozkBadu zmiennej losowej X, zadanego cigiem {(xn, pn), n = 1, 2, . . .}, gdzie 2 xn = 2n, pn = , n = 1, 2, . . .. 3n " " 1 2 3 " EX = xnpn = 2n · = 4 · = 3. 2 1 3n n=1 n=1 1 - 3 " x (Skorzystali[my ze wzoru z Analizy Matematycznej: nxn = dla |x| < 1.) (1 - x)2 n=1 " " " 1 2 8 1 n-1 8 1 + 3 " D2X = x2pn-(EX)2 = (2n)2· -32 = n2· -9 = · 3 -9 = 3. n 1 3n 3 3 3 n=1 n=1 n=1 1 - 3 " 1 + x (Skorzystali[my ze wzoru z Analizy Matematycznej: n2xn-1 = dla |x| < 1.) (1 - x)3 n=1 " ( D2X H" 1, 7230) " x0,25 = x0,5 = 2, x0,75 = 4 1.5 F(x) 1 26/27 8/9 0.75 2/3 0.5 0.5 0.25 x 0 6 2 4 x0.25 x0.75 x0.5 -0.5 -1 0 1 2 3 4 5 6 7 2 (c) Wyliczy - o ile to mo|liwe - warto[ oczekiwan i wariancj oraz wyznaczy median i kwartyle n 1 2 3 dyskretnego rozkBadu zmiennej losowej X podanego w tabeli: -1 5 10 xn pn 1 1 1 2 3 6 1 1 1 17 " EX = -1 · + 5 · + 10 · = H" 2, 8333 2 3 6 6 1 1 1 629 " D2X = (-1)2 · + 52 · + 102 · - (EX)2 = H" 17, 4722 2 3 6 36 " ( D2X H" 4, 1780) " x0,25 = -1, x0,5 - dowolna liczba z przedziaBu [-1, 5], x0,75 = 5 1.5 F(x) 1 1 5/6 0,75 0,5 0.5 1/2 0,25 0 5 -1 10 przedzial x0,75 x0,25 median -0.5 0 2 4 6 8 10 3 PrzykBady do zadania 9.2 : (a) Wyliczy - o ile to mo|liwe - warto[ oczekiwan i wariancj oraz wyznaczy median i kwartyle " 3 0 dla x " [0, / "3], cigBego rozkBadu zmiennej losowej X o gsto[ci f(x) = 3 x2 dla x " [0, 3]. " 3 " " 3 3 " 3 x4 3 3 3 " EX = xf(x)dx = x3dx = = H" 1, 0817 4 4 -" 0 0 " 3 " " " " 3 3 3 3 " 3 x5 3 3 9 9 9 3 9 " D2X = x2f(x)dx-(EX)2 = x4dx-(EX)2 = = - = H" 0, 0780 5 5 16 80 -" 0 0 " ( D2X H" 0, 2793) " Dystrybuanta rozkBadu X to ñø ôø 0 dla x 0, ôø òø x " 3 x3 F (x) = f(t)dt = dla 0 < x 3, 3 ôø " -" ôø óø 3 1 dla x > 3. " 3 " F (x) = q Ô! x3 = 3q Ô! x = 3q dla 0 < q < 1 " " " 3 3 3 " Zatem x0,25 = 0, 75 H" 0, 9086, x0,5 = 1, 5 H" 1, 1447, x0,75 = 2, 25 H" 1, 3104 (b) Wyliczy - o ile to mo|liwe - warto[ oczekiwan i wariancj oraz wyznaczy median i kwartyle ñø òø 0 dla x 1, cigBego rozkBadu zmiennej losowej X o gsto[ci f(x) = 1 óø dla x > 1. 3x4/3 " " dx " xf(x)dx = - rozbie|na do " 3x4/3 -" 1 Zatem EX nie jest skoDczona, a D2X nie istnieje " Dystrybuanta rozkBadu X to x 0 dla x 1, F (x) = f(t)dt = 1 - x-1/3 dla x > 1. -" " F (x) = q Ô! 1 - x-1/3 = q Ô! x = (1 - q)-3 dla 0 < q < 1 " Zatem x0,25 = 0, 75-3 H" 2, 3704, x0,5 = 0, 5-3 = 8, x0,75 = 0, 25-3 H" 64 4 (c) Wyliczy - o ile to mo|liwe - warto[ oczekiwan i wariancj oraz wyznaczy median i kwartyle ñø ôø 0 dla x < -1, ôø ôø ôø 6 ôø ôø - (x2 - 4) dla -1 x < 1, òø 59 cigBego rozkBadu zmiennej losowej X ma rozkBad o gsto[ci f(x) = 0 dla 1 x < 2, ôø ôø 6 ôø ôø - (x - 5) dla 2 x < 3, ôø 59 ôø óø 0 dla 3 x " 1 3 6 " EX = xf(x)dx = - x(x2 - 4)dx + x(x - 5)dx = 59 -" 2 ëø ëø 3 öø-1 x3 x2 6 37 íø íø øø = - 0 + - 5 = H" 0, 6271 59 59 3 2 2 (pierwsza caBka w sumie równa jest 0 jako caBka z funkcji nieparzystej po przedziale sy- metrycznym wzgldem zera) 2 " 1 3 6 37 " D2X = x2f(x)dx - (EX)2 = - x2(x2 - 4)dx + x2(x - 5)dx - = 59 59 -" -1 2 ëø ëø 1öø ëø 3 öø 2 x5 x3 x4 x3 6 37 3748909 íø íø øø íø øø = - 2 - 4 + - 5 - = H" 1, 4050 59 59 10·592 5 3 4 3 0 2 (wykorzystali[my fakt, |e pierwsza caBka jest z funkcji parzystej po przedziale symetrycz- nym wzgldem zera) " ( D2X H" 1, 1850) 1.2 F(x) " Dystrybuanta rozkBadu X to (z przykBadu 8.2) 1 ñø ôø 0 dla x < -1, ôø 0.8 ôø ôø 0,75 ôø H" 0,7458 ôø 2(x(12-x2)+11) ôø ôø dla -1 x < 1, ôø 0.6 59 òø 0,5 44 F (x) = dla 1 x < 2, 0.4 59 ôø ôø ôø 3x(10-x)-4 ôø ôø 0,25 dla 2 x < 3, ôø 0.2 ôø 59 ôø ôø óø -1 3 1 dla 3 x 2 1 0 H" 2,014 x0,25 x0,5 x0,75 x -0.2 -1.5 -1 -0.5 0 0.5 1 1.5 2 2.5 3 3.5 2(x(12-x2)+11) " F (x) = 0, 25 Ô! = 0, 25; -1 < x < 1 Ô! 59 Ô! -x3 + 12x + 3, 625 = 0; -1 < x < 1 x0,25 jest rozwizaniem tego równania Metod przybli|on otrzymujemy rozwizanie x0,25 H" -0, 3125 2(x(12-x2)+11) " F (x) = 0, 5 Ô! = 0, 5; -1 < x < 1 Ô! 59 Ô! -x3 + 12x - 3, 75 = 0; -1 < x < 1 x0,5 jest rozwizaniem tego równania Metod przybli|on otrzymujemy rozwizanie x0,5 H" 0, 3125 3x(10-x)-4 193 " F (x) = 0, 75 Ô! = 0, 75; 2 < x < 3 Ô! x2 - 10x + = 0; 2 < x < 3 59 12 " 107 10- 107 3 " = , x0,75 = H" 2, 0139 3 2 5 (d) Wyliczy - o ile to mo|liwe - warto[ oczekiwan i wariancj oraz wyznaczy median i kwartyle ñø ôø 0, 25ex dla x 0, òø 0,25 cigBego rozkBadu zmiennej losowej X o gsto[ci f(x) = dla 0 < x ln 2, ln 2 ôø óø e-x dla x > ln 2 " 0 ln 2 " 0,25 " EX = xf(x)dx = 0, 25 xexdx + xdx + xe-xdx = ln 2 -" -" 0 ln 2 ëø ëø 0 ln " x2 2 0,25 0,25 ln 2 ln 2+1 íø íø = 0, 25 (x - 1)ex + + -(x + 1)e-x = -0, 25 + + = ln 2 2 2 2 -" 0 ln 2 = 0, 625 ln 2 + 0, 25 H" 0, 6832 Obliczenia pomocnicze: xexdx = x(ex) dx = xex - exdx = (x - 1)ex + C xe-xdx = x(-e-x) dx = -xe-x + e-xdx = -(x + 1)e-x + C H x-1 1 lim (x - 1)ex = lim = lim = 0 e-x -e-x x’!-" x’!-" x’!-" H x+1 1 lim (x + 1)e-x = lim = lim = 0 ex ex x’!" x’!" x’!" " 0 ln 2 " 0,25 " D2X = x2f(x)dx - (EX)2 = 0, 25 x2exdx + x2dx + x2e-xdx = ln 2 -" -" 0 ln ëø ëø 0 ln 2 " x3 2 0,25 0,25 ln2 2 íø íø = 0, 25 (x2 - 2x + 2)ex + + -(x2 + 2x + 2)e-x = -0, 5 + + ln 2 3 3 -" 0 ln 2 2 3.5 ln2 2 +ln 2+2 ln 2+2 - (0, 625 ln 2 + 0, 25)2 = 1, 25 + 0, 375 ln 2 + H" 1, 7902 2 6 Obliczenia pomocnicze: x2exdx = x2(ex) dx = x2ex - 2 xexdx = (x2 - 2x + 2)ex + C x2e-xdx = x2(-e-x) dx = -x2e-x + 2 xe-xdx = -(x2 + 2x + 2)e-x + C H x2-2x+2 2x-2 lim (x2 - 2x + 2)ex = lim = lim = 0 e-x -e-x x’!-" x’!-" x’!-" H x2+2x+2 2x+2 lim (x2 + 2x + 2)e-x = lim = lim = 0 ex ex x’!" x’!" x’!" " ( D2X H" 1, 3380) " Dystrybuanta rozkBadu X to (z przykBadu 8.3(c)) 1.5 F(x) ñø ôø 0, 25ex dla x 0, ôø òø 1 x F (x) = 0, 25 + 1 dla 0 < x ln 2, ln 2 ôø ôø óø 0,75 1 - e-x dla x > ln 2 0.5 0,5 0,25 x 0 " F (x) = 0, 25 Ô! x = 0 = ln4 x0,75 x0,25 = 0 = ln2 x0,5 Zatem x0,25 = 0 -0.5 -10 -8 -6 -4 -2 0 2 4 6 8 10 " F (x) = 0, 5 Ô! x = ln 2 Zatem x0,5 = ln 2 H" 0, 6931 " F (x) = 0, 75 Ô! 1 - e-x = 0, 75 Ô! x = ln 4 Zatem x0,75 = ln 4 H" 1, 3863 6 (e) Wyliczy - o ile to mo|liwe - warto[ oczekiwan i wariancj oraz wyznaczy median i kwartyle ñø ôø 0 dla z 0, òø rozkBadu zmiennej losowej Z o dystrybuancie F (z) = 1 - (1 - z)2 dla 0 < z 1, ôø óø 1 dla z > 1. 2(1 - z) dla 0 < z < 1, " Jest to rozkBad cigBy o gsto[ci f(z) = F (z) = 0 poza tym. ëø 1öø " 1 1 íøz2 z3 øø " EZ = zf(z)dz = 2 z(1 - z)dz = 2 - = H" 0, 3333 2 3 3 -" 0 0 ëø 1öø 2 2 " 1 1 z3 z4 1 1 íø øø " D2Z = z2f(z)dz-(EZ)2 = 2 z2(1-z)dz- = 2 - - = H" 0, 0556 3 3 4 3 18 -" 0 0 " ( D2Z H" 0, 2357) " " F (z) = q Ô! (1 - z)2 = 1 - q Ô! z = 1 - 1 - q dla 0 < q < 1 " " " " Zatem z0,25 = 1 - 0, 75 H" 0, 1340, z0,5 = 1 - 0, 5 H" 0, 2929, z0,75 = 1 - 0, 25 H" 0, 5 PrzykBady do zadania 9.3 : (a) PromieD kuli R ma rozkBad jednostajny U(4, 9; 5, 1) cm. Kul wykonano z |elaza o gsto[ci 7,88 g/cm3. Wyliczy - o ile to mo|liwe - warto[ oczekiwan i wariancj losowej masy M tej kuli wykorzystujc rozkBad promienia losowego R (patrz tak|e przykBad 8.5 (c)). " Masa kuli równa jest M = a-3R3, gdzie a = (4 · 7, 88À/3)-1/3 H" 0, 3117. 0, gdy r " [4, 9; 5, 1], / " Gsto[ R ma posta: fR(r) = 1 = 5, gdy r " [4, 9; 5, 1]. 5,1-4,9 5,1 " " EM = a-3ER3 = a-3 r3fR(r)dr = 5a-3 r3dr = 5a-3 5,14-4,94 H" 4127, 6 g. 4 -" 4,9 " " D2M = EM2 - (EM)2 = a-6ER6 - (EM)2 = a-6 r6fR(r)dr - (EM)2 = -" 5,1 2 = 5a-3 r6dr - (EM)2 = 5a-3 5,16-4,96 - 5a-3 5,14-4,94 H" 20433, 686 g2. 6 4 4,9 (b) Zmienna losowa X ma rozkBad Cauchy ego C(0, 1). Wyliczy - o ile to mo|liwe - warto[ ocze- kiwan i wariancj zmiennej losowej Y = arctgX wykorzystujc rozkBad zmiennej losowej X, (patrz te| przykBad 8.5 (d)). 1 " X ma gsto[ postaci fX(x) = . À(1+x2) " " 1 1 " EY = EarctgX = arctgxfX(x)dx = arctgx · dx = À x2 + 1 -" -" ëø 0 "öø 1 íø = arctg2x + arctg2x øø = 0. 2À -" 0 " 2 " D2Y = EY - (EY )2 = Earctg2X = arctg2xfX(x)dx = -" ëø öø 0 " 3 1 1 1 2 À À2 íø = arctg2x dx = arctg3x + arctg3x "øø = · = H" 0, 8225. À x2 + 1 3À 3À 2 12 -" 0 -" 7 PrzykBady do zadania 9.4 : (a) BBd pomiaru dBugo[ci [ruby ma standardowy rozkBad normalny. Znalez prawdopodobieDstwo, |e bBd zawarty bdzie w przedziale [0; 0,5], [-1; 1], [-2,3; 2]. " Oznaczmy bBd pomiaru dBugo[ci [ruby przez B. Wiemy, |e B to zmienna losowa o standardowym rozkBadzie normalnym. P (B < x) = P (B x) = ¦(x). Warto[ci funkcji ¦ odczytujemy z tablic. " P (B " [0; 0, 5]) = P (0 B 0, 5) = ¦(0, 5) - ¦(0) = 0, 6915 - 0, 5 = 0, 1915 " P (B " [-1; 1]) = P (-1 B 1) = ¦(1) - ¦(-1) = ¦(1) - (1 - ¦(1)) = 2¦(1) - 1 = = 2 · 0, 8413 - 1 = 0, 6828 " P (B " [-2, 3; 2]) = P (-2, 3 B 2) = ¦(2) - ¦(-2, 3) = ¦(2) - (1 - ¦(2, 3)) = = 0, 9772 - (1 - 0, 9893) = 0, 9665 (b) DBugo[ produkowanych detali ma rozkBad N(0, 9; 0, 003). Norma przewiduje wyroby o wymia- rach 0, 9 ± 0, 005. Jaki procent produkowanych detali nie speBnia wymogów normy? " Oznaczmy dBugo[ produkowanych detali przez L. Jest to zmienna losowa o rozkBadzie N (m = 0, 9; à = 0, 003). L-m Wiemy, |e ma rozkBad N (0, 1). à " Detal speBnia wymogi normy, gdy 0, 9 - 0, 005 L 0, 9 + 0, 005. " P (detal nie speBnia wymogów normy)= 1 - P (0, 9 - 0, 005 L 0, 9 + 0, 005) = 0,9-0,005-0,9 L-m 0,9+0,005-0,9 5 = 1 - P = 1 - ¦ - ¦ -5 = 0,003 à 0,003 3 3 5 = 2 1 - ¦ H" 2(1 - ¦(1, 67)) = 2(1 - 0, 9525) = 0, 095. 3 " Odp. 9,5% produkowanych detali nie speBnia wymogów normy. (c) Asystent prowadzcy zajcia ze statystyki przychodzi do sali na ogóB 2 minuty przed wyzna- czon godzin rozpoczcia zaj. ZakBadajc, |e czas przyj[cia jest zmienn losow o rozkBadzie normalnym z à = 2 minuty, okre[li, jakie jest prawdopodobieDstwo spóznienia si tego asy- stenta na zajcia. (Czy asystent powinien zmieni zwyczaje?) " Przyjmiemy, |e moment rozpoczcia zaj t0 = 0. Oznaczmy przez T moment przyj[cia asystenta. Jest to zmienna losowa o rozkBadzie normalnym N (m = -2, à = 2) (m = -2, bo asystent przychodzi na ogóB 2 minuty przed chwil t0 = 0). 0-(-2) T -m " P (asystent si spózni)= P (T > 0) = P > = 1 - ¦(1) = à 2 = 1 - 0, 8413 = 0, 1587. 8

Wyszukiwarka

Podobne podstrony:
R Pr MAEW104 przyklady CTG lista12
R Pr MAEW104 przyklady przestrzen prob lista4
R Pr MAEW104 przyklady dyskretne lista7
R Pr MAP1151 przyklady srednia lista4(1)
R Pr MAEW104 przyklady transformata Fouriera lista2
R Pr MAEW104 przyklady ciagle lista8
R Pr MAEW104 przyklady prawd warunkowe lista5
R Pr MAP1151 przyklady srednia lista4
R Pr MAEW104 przyklady wektory losowe lista10
R Pr MAEW104 przyklady PWL lista11
R Pr MAEW104 przyklady dystrybuanta lista6
R Pr MAEW104 przyklady transformata Laplace a lista3
Podaj przykłady średniowiecznej literatury hagiograficzn~3C1
R Pr MAP1151 przyklady wektory losowe PWL lista5(1)
R Pr MAP1151 przyklady dyskretne ciagle lista3
Wstep do R Pr MAP2037 przyklady do listy 3
R Pr MAEW104 wyklad12 PWL
R Pr MAEW104 wyklad11 wektory losowe

więcej podobnych podstron