Дискретные случайные величины

Дискретные случайные величины.

Часто результатом случайного эксперимента является число. Например, можно подбросить игральную кость и получить одно из чисел: 1,2,3,4,5,6. Можно подъехать  к бензоколонке и обнаружить определённое число автомашин в очереди. Можно выстрелить из пушки и измерить расстояние от места выстрела до места падения снаряда. В таких случаях будем говорить, что имеем дело со случайной величиной.

Каждому исходу случайного эксперимента поставим в соответствие единственное число x_k — значение случайной величины. Тогда естественно рассматривать случайную величину как функцию, заданную на множестве исходов случайного эксперимента.

Случайная величина, которая может принимать  лишь конечное или счётное число  значений, называется дискретной.

Случайные величины будем обозначать буквами греческого алфавита: x (кси), h (эта), ¼ Значения случайной величины будем записывать в виде конечной или бесконечной последовательности x₁, x₂,¼, x_n,¼

Если  говорится, что задана случайная  величина x, это значит, что каждому исходу w_k случайного эксперимента поставлено в соответствие единственное число x_k, что записывается в виде равенства x_k = x(w_k).

Некоторые из значений x_k могут совпадать, то есть различным исходам w может соответствовать одно и то же число x. Если все значения случайной величины совпадают, то будем говорить, что случайная величина постоянна.

Пусть А_k — множество всех элементарных исходов, каждому из которых соответствует значение x_k (k = 1,2,¼,n) случайной величины x. Этот факт можно записать в виде формулы

Таким образом, А_k – это событие (строго говоря, это верно лишь в случае конечного или счётного числа исходов). Для каждого события А_k определим число р_k ³ 0, равное вероятности этого события: р_k = P(A_k). Очевидно, что

, A_i∩A_j = Æ  (i,j = 1,2,¼,n, i¹j),  .

Теперь каждому значению x_k случайной величины x можно поставить в соответствие вероятность р_k = P(A_k) события А_k. Если такое соответствие определено то будем говорить, что задан закон распределения дискретной случайной величины x. Обычно закон распределения дискретной случайной величины представляется в виде таблицы

x	х1	х2	х3	¼	хn	(1)
P	p1	p2	p3	¼	pn

В дальнейшем для краткости будем  называть величину p_i вероятностью значения х_i случайной величины. Отметим, что закон распределения содержит всю информацию о случайной величине, и задать случайную величину можно, просто представив её закон распределения.

Пусть две случайные величины

x = {x₁,x₂,¼,x_n};  h = {у₁, у₂,¼,у_m} (2)

определены на одном и том же пространстве элементарных исходов. Если А_i (i = 1,2,¼,n) – событие, объединяющее все исходы, приводящие к значению х_i случайной величины x, а В_j (j = 1,2,¼,m) – событие, объединяющее все исходы, приводящие к значению у_i случайной величины h, то можно определить случайную величину z = x + h, которая принимает все возможные значения  = x_i + y_j. Каждому такому значению случайной величины z ставится в соответствие вероятность , равная вероятности пересечения событий А_i и В_j:

 = P(A_i∩B_j).

Таким образом определяется закон  распределения суммы двух случайных  величин. Также можно определить законы распределения разности x – h, произведения xh и частного случайных величин (последний лишь в случае, если h не принимает нулевого значения).

Две случайные величины

x = {x₁,x₂,¼,x_n};  h = {у₁, у₂,¼,у_m},

определённые на одном и том  же пространстве элементарных исходов, имеющие законы распределения

x	х1	¼	xi	¼		h	y1	¼	yj	¼
Р		¼		¼		Р		¼		¼

 

называются независимыми, если при любых i и j выполняется равенство

Р((x = х_i) ∩ (h = y_j)) = 

Пример1. Брошены две игральных  кости. Число очков, выпавшее на первой кости, – случайная величина x. Число очков, выпавшее на второй кости – случайная величина h. Считаем, что все исходы ((x = i)∩(h = j)) (i = 1,2,¼,6; j = 1,2, ¼,6) равновероятны, всего их 36, поэтому

P((x = i)∩(h = j)) = 

Так как P(x = i) =  и P(h = j)) =  , очевидно, что по определению x и h – независимые случайные величины.

Пример 2. Даны две независимые случайные величины x и h с заданными законами распределения

x	0	1		h	1	2
Р				Р

Определим случайные  величины a и b следующим образом: a = x + h, b = xh. Выясним, являются ли независимыми случайные величины a и b.

Составим закон распределения a. Наименьшее значение a равняется 1. Вероятность события a = 1 равна вероятности события (x = 0)∩(h = 1), которая в силу независимости x и h равна . Событие a = 2 совпадает с событием ((x = 0)∩(h = 2)) ((x = 1)∩(h = 1)). Его вероятность равна

.

Максимальное значение a, равное 3, имеет вероятность . Таким образом, закон распределения случайной величины a можно представить таблицей

a	1	2	3
Р

Закон распределения b представляется таблицей

b	0	1	2
Р

Рассмотрим события a = 3 и b = 0. Очевидно, что

Р(a = 3) Р(b = 0) = 

С другой стороны, событие (a = 3)∩(b = 0) – невозможное, так как a = 3 только при x = 1, а b = 0 лишь при x = 0. Отсюда следует, что

Р((a = 3)∩(b = 0)) = 0,

и теперь ясно, что, по крайней мере, в одном случае условие определения  независимости для случайных  величин a и b не выполняется. Отсюда следует, что эти случайные величины зависимы.

Математическое  ожидание случайной величины.

Пусть задан закон распределения случайной величины x.

x	х1	х2	х3	¼	хn
P	p1	p2	p3	¼	pn

Математическое ожидание Мx (или М(x)) случайной величины x определяется формулой

Рассмотрим пример. Пусть в некотором  магазине, торгующем электробытовой техникой, получены статистические данные о числе проданных холодильников в каждый день месяца (условно считаем, что месяц состоит из 30 рабочих дней). Эти данные собраны в таблицу

Количество  проданных холодильников	0	1	2	3	4	5
Число дней, в которые было продано столько холодильников	3	7	8	9	2	1

По этой таблице легко подсчитать число холодильников, проданных  в магазине за месяц: 0*1+1*7+2*8+3*9+4*2+5*1 = 63. Чтобы подсчитать среднее число холодильников, продававшихся в один день месяца, нужно эту сумму разделить на 30, в результате получим 2,1. Если в приведенной таблице каждое число второй строки поделить на 30, то получится последовательность дробей

,

каждая из которых представляет собой так называемую относительную частоту, с которой в данный месяц появлялся приведенный в верхней строке объём продаж. Очевидно, что если просуммировать все произведения чисел, стоящих в первой строке таблицы, на их относительные частоты, то получится то же среднее число продававшихся в один день холодильников:

Если бы в последней формуле  относительные частоты рассчитывались не для одного месяца, а для существенно  большего срока, то при некоторых  условиях (например, при отсутствии кризисных явлений, существенно  влияющих на спрос населения на дорогостоящие товары) эти относительные частоты можно было бы считать довольно близкими к вероятностям соответствующих значений объёма продаж. Таким образом, приходим к выводу, что математическое ожидание случайной величины – это в некотором смысле её среднее значение. Следует отметить, что случайная величина может вообще не принимать значения, равного её математическому ожиданию. Так, например, случайная величина, принимающая только значения 1 и –1, каждое – с вероятностью 0,5, имеет математическое ожидание, равное нулю.

Пример. Найти математическое ожидание случайной величины, заданной законом  распределения

x	1	0
Р	p	q

Здесь p + q = 1.

Mx = 1×р + 0×q = р

Свойства математического ожидания.

1. Если случайная величина x принимает одно и то же значение при всех исходах случайного эксперимента, то есть x º С, то её математическое ожидание равно С.
2. Если Мx = а, и k – константа, то М(kx) = kMx (математическое ожидание случайной величины, умноженной на число, равно математическому ожиданию случайной величины, умноженному на это число).
3. Если Мx = а, и k – константа, то М(k + x) = k + Mx (математическое ожидание суммы случайной величины и числа равно сумме этого числа и математического ожидания случайной величины).

Выведем формулу для математического ожидания суммы двух случайных величин x и h, определённых на одном и том же пространстве элементарных исходов и заданных законами распределения

x	х1	¼	xn		h	y1	¼	yk
Р		¼			Р		¼

М(x + h) = (х₁ + у₁)Р((x = х₁) ∩ (h = у₁))+ (х₂ + у₁)Р((x = х₂) ∩ (h = у₁)) +¼ 
+(х_i + у_j)Р((x = х_i) ∩ (h = у_j)) + ¼ + (х_n + у_k)Р((x = х_n) ∩ (h = у_k))

Очевидно, что сумма в правой части последней формулы содержит nk слагаемых. Преобразуем эту сумму следующим образом:

М(x + h) = х₁ Р((x=х₁)∩(h=у₁)) + х₁ Р((x=х₁)∩(h=у₂)) +¼+х₁ Р((x=х₁)∩(h=у_k)) + + х₂Р((x=х₂)∩(h=у₁)) + х₂Р((x=х₂)∩(h=у₂)) +¼ + х₂Р((x=х₂)∩(h=у_k)) + ¼

+ х_nР((x=х_n)∩(h=у₁)) + х_nР((x=х_n)∩(h=у₂)) +¼ + х_nР((x=х_n)∩(h=у_k)) + 

+ у₁Р((x=х₁)∩(h=у₁)) + у₁Р((x=х₂)∩(h=у₁)) +¼ + у₁Р((x=х_n)∩(h=у₁)) +

+ у₂Р((x=х₁)∩(h=у₂)) + у₂Р((x=х₂)∩(h=у₂)) +¼ + у₂Р((x=х_n)∩(h=у₂)) + ¼

+ у_kР((x=х₁)∩(h=у_k)) + у_kР((x=х₂)∩(h=у_k)) +¼ + у_kР((x=х_n)∩(h=у_k)) =

= х₁(Р((x=х₁)∩(h=у₁)) + Р((x=х₁)∩(h=у₂)) +¼ + Р((x=х₁)∩(h=у_k))) +

+ х₂(Р((x=х₂)∩(h=у₁)) + Р((x=х₂)∩(h=у₂)) +¼ + Р((x=х₂)∩(h=у_k))) +¼ +

+ х_n(Р((x=х_n)∩(h=у₁)) + Р((x=х_n)∩(h=у₂)) +¼ + Р((x=х_n)∩(h=у_k))) +

+ у₁(Р((x=х₁)∩(h=у₁)) + Р((x=х₂)∩(h=у₁)) +¼ + Р((x=х_n)∩(h=у₁))) +

+ у₂(Р((x=х₁)∩(h=у₂)) + Р((x=х₂)∩(h=у₂)) +¼ + Р((x=х_n)∩(h=у₂))) + ¼

+ у_k(Р((x=х₁)∩(h=у_k)) + Р((x=х₂)∩(h=у_k)) +¼ + Р((x=х_n)∩(h=у_k))) =

= х₁Р(x=х₁) + х₂Р(x=х₂) +¼+ х_n Р(x=х_n) +

+ у₁Р(h=у₁) + у₂Р(h=у₂) +¼+ у₁Р(h=у₁) = Mx + Mh

При выводе этой формулы использован  очевидный факт, что, например, событие x=х₁ можно представить в виде объединения несовместных событий (x=х₁)∩(h=у₁), (x=х₁)∩(h=у₂), ¼, (x=х₁)∩(h=у_n).

Пример.

Заданы n одинаково распределённых случайных величин x₁, x₂, ¼, x_n с законом распределения

xi	1	0
P	p	q

Найти математическое ожидание суммы  этих случайных величин.

Решение.

M( ) =  = np

Теорема.

Если случайные величины x и h независимы, то

М(xh) = Мx×Мh