ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΡΗΤΗΣ Τµήµα Επιστήµης Υπολογιστών. HY-217: Πιθανότητες - Χειµερινό Εξάµηνο 2015 ιδάσκων : Π. Τσακαλίδης

Μέγεθος: px

Εμφάνιση ξεκινά από τη σελίδα:

Download "ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΡΗΤΗΣ Τµήµα Επιστήµης Υπολογιστών. HY-217: Πιθανότητες - Χειµερινό Εξάµηνο 2015 ιδάσκων : Π. Τσακαλίδης"

Φοίβη Χριστόπουλος
5 χρόνια πριν
Προβολές:

1 ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΡΗΤΗΣ Τµήµα Επιστήµης Υπολογιστών HY-27: Πιθανότητες - Χειµερινό Εξάµηνο 205 ιδάσκων : Π. Τσακαλίδης Φροντιστήριο 8 Επιµέλεια : Κατερίνα Καραγιαννάκη Ασκηση. Η τυχαία µεταβλητή X έχει αθροιστική συνάρτηση κατανοµής (α.σ.κ.): όπου α και β είναι σταθερές. F X (x) = x x (, 3] 3 x ( 3, 2) 2 x x [ 2, ] 6 (x + )2 + 2 x (, ) α x = β 8 e (x ) x (, ) (α) Υπολογίστε τις σταθερές α και β οι οποίες καθιστούν την F X (x) µία έγκυρη α.σ.κ. (ϐ) ώστε τη γραφική παράσταση της F X (x). (γ) Τι είδους τ.µ. είναι η X (διακριτή, συνεχής, µεικτή); Γιατί ; (δ) Ποια είναι η πιθανότητα P (X < 3); (ε) Ποια είναι η πιθανότητα P (X = 2); (στ) Ποια είναι η πιθανότητα P ( X < );. (α) Από τις ιδιότητες της α.σ.κ. F X (x) έχουµε ότι : lim F X(x) = lim (β x + x + 8 e (x ) ) = β =. Επίσης, η F X (x) είναι συνεχής από δεξιά : α = F X () = F X ( + ) = 8 e ( ) α = 7 8. (ϐ) Η γραφική παράσταση της F X (x) ϕαίνεται στο επόµενο σχήµα :

2 Πιθανότητες - 205/Φροντιστήριο 8 2 (γ) Οπως ϐλέπουµε στη γραφική παράσταση της F X (x), αυτή έχει τµήµατα στα οποία είναι συνεχής αλλά έχει και δύο σηµεία ασυνέχειας, τα x = 2 και x =. Εποµένως, η τ.µ. X είναι µικτή. Παίρνει δε τις τιµές -2 και µε µη µηδενικές πιθανότητες : και P (X = 2) = F X ( 2 + ) F X ( 2 ) = = 2 = P (X = ) = F X ( + ) F X ( ) = = 8 = (δ) P (X < 3) = F X ( 3 ) = 3. (ε) P (X = 2) = F X ( 2) F X ( 2 ) = = 2. (στ) P ( X < ) = P ( < X < ) = F X ( ) F X ( ) = = 4 = 0.25.

3 Πιθανότητες - 205/Φροντιστήριο 8 3 Ασκηση 2. Ο Χρήστος και ο Ανδρέας µοιράζονται τον ίδιο υπολογιστή. Ο Χρήστος χρησιµοποιεί τον υπολογιστή για να ελέγξει το του κάθε 30 λέπτα, στις xx:5 και xx:45 κάθε ώρας. Στις 6:00 το απόγευµα ο Ανδρέας αποφασίζει να χρησιµοποιήσει τον υπολογιστή για µία εργασία του. Η εργασία ϑα πάρει ένα χρονικό διάστηµα που µοντελοποείται από µία εκθετική τ.µ. T µε παράµετρο λ = /60, δηλαδή T Exp(/60) (σε λεπτά της ώρας). Ο Χρήστος δεν µπορεί να ελέγξει το του όσο ο Ανδρέας εργάζεται στον υπολογιστή. (α) Υπολογίστε την πιθανότητα ότι ο Χρήστος ϑα χάσει έναν ή περισσότερους προγραµµατισµένους ελέγχους του του. (ϐ) Υπολογίστε την πιθανότητα ότι ο Χρήστος ϑα χάσει ακριβώς τρεις προγραµµατισµένους ελέγχους του του. (α) Η Ϲητούµενη πιθανότητα είναι να χρησιµοποιήσει ο Ανδρέας τον υπολογιστη πάνω από 5 λεπτά. Εφόσον T Exp(/60) λεπτά είναι ο χρόνος που περνάει ο Ανδρέας στον υπολογιστή, η Ϲητούµενη πιθανότητα είναι : P (T > 5) = 60 e t/60 dt = e /4 5 (ϐ) Αν ο Χρήστος χάσει ακριβώς µια ϕορά να ελέγξει τα s του, τότε 5 T < 45. Αν χάσει ακριβώς 2 ϕορές να ελέγξει τα s του, τότε 45 T < 75. Γενικά, αν δεν ελέγξει τα s του n ϕορές τότε : (n ) T < 30n + 5. Α τρόπος Για n = 3 Ϲητείται η πιθανότητα : P (75 T < 05}) = P (T < 05) P (T 75) = P (T > 05) ( P (T 75)) = P (T 75) P (T > 05) Γνωρίζουµε ότι για την Εκθετική τ.µ. ισχύει P (X a) = e λa, εποµένως η Ϲητούµενη πιθανότητα είναι : Β τρόπος Η Ϲητούµενη πιθανότητα είναι : e e = e 5 4 e 7 4 P ({5 + 30(n ) T < 30n + 5}) = Οπότε η πιθανότητα να χάσει n = 3 s είναι 30n+5 30n 5 e 3 2 (e 4 e 4 ) = e 5 4 e e t 60 dt = e n 2 (e 4 e 4 )

4 Πιθανότητες - 205/Φροντιστήριο 8 4 Ασκηση 3 (α) Εστω η τ.µ. Z = (X + Y ) 2, όπου X και Y είναι ανεξάρτητες µεταξύ τους Γκαουσιανές τ.µ. µε µ X = 0, µ Y =, var(x) =, και var(y ) = 3. Υπολογίστε την πιθανότητα P (Z 9) εκφράζοντας την απάντησή σας µε ϐάση τιµές της αθροιστικής συνάρτησης κατανοµής της τυπικής Γκαουσιανής, Φ. (ϐ) Η αθροιστική συνάρτηση κατανοµής, F X (u) της τ.µ. X ϕαίνεται στο Σχήµα. " #$%! #$! F (u) X #$&!!"!!"#!! #! "# Σχήµα : Αθροιστική συνάρτηση κατανοµής, F X (u) της τ.µ. X. Υπολογίστε τις ακόλουθες πιθανότητες : (ϐ-i) P (X 0). (ϐ-ii) P (X 7). (ϐ-iii) P ( X < 0). (ϐ-iv) P (X 2 6). (α) P (Z 9) = P ((X + Y ) 2 9) = P ( 3 X + Y 3). Αλλά X N(0, ), Y N(, 3) και συνεπώς X + Y N(0 +, + 3) N(, 4). Εποµένως,. P (Z 9) = P ((X + Y ) 2 9) = P ( 3 X + Y 3) = P ( 3 X + Y ) = Φ() Φ( 2) = Φ() + Φ(2)

5 Πιθανότητες - 205/Φροντιστήριο 8 5 (ϐ) ιαβάζουµε απ ευθείας από το Σχήµα : (ϐ-i) P (X 0) = F X (0) = (ϐ-ii) P (X 7) = P (X < 7) = F X ( 7) = 0.25 = 0.75 (ϐ-iii) P ( X < 0) = P ( 0 < X < 0) = F X (0 ) F X ( 0 ) = = 0.5 (ϐ-iv) P (X 2 6) = P (X 4 X 4) = P (X 4) + P (X 4) = P (X < 4) + P (X 4) = F X (4) + F X ( 4) = = 0.6 Ασκηση 4 (α) Η τ.µ. X ακολουθεί την κανονική κατανοµή µε µέση τιµή µ = 2 και διασπορά σ 2 = 25: X N(2, 25). Υπολογίστε τις ακόλουθες πιθανότητες εκφράζοντας την απάντησή σας ϐάσει τιµών της αθροιστικής συνάρτησης κατανοµής της τυπικής Γκαουσιανής, Φ(x): (α) P ( X 4 > 3). (α2) P (X < 3 / X > 2). (ϐ) Ενα στατιστικό µοντέλο που έχει προταθεί για το επαγγελµατικό πρωτάθληµα µπάσκετ των ΗΠΑ προβλέπει ότι όταν συναντώνται δύο σχετικά ισοδύναµες οµάδες, ο αριθµός των πόντων που σκορά- ϱει σε µία περίοδο η εντός έδρας οµάδα µείον τον αριθµό των πόντων που σκοράρει η ϕιλοξενούµενη οµάδα είναι µία κανονική τ.µ. µε µέση τιµή.5 και διασπορά 6. Επίσης, το µοντέλο υποθέτει ότι οι διαφορές σκοραρίσµατος κατά τις 4 περιόδους είναι ανεξάρτητες τ.µ. Στη συνέχεια, εκφράστε την απάντησή σας ϐάσει τιµών της αθροιστικής συνάρτησης κατανοµής της τυπικής Γκαουσιανής, Φ(x). (ϐ) Ποια η πιθανότητα να κερδίσει η εντός έδρας οµάδα ; (ϐ2) Ποια η δεσµευµένη πιθανότητα να κερδίσει η εντός έδρας οµάδα δεδοµένου ότι στο ηµίχρονο είναι πίσω στο σκορ κατά 5 πόντους ; (ϐ3) Ποια η δεσµευµένη πιθανότητα να κερδίσει η εντός έδρας οµάδα δεδοµένου ότι στο τέλος της πρώτης περιόδου προηγείται µε 5 πόντους ; (α) P ( X 4 > 3) = P (X 4 > 3 ή X 4 < 3) = P (X > 7 ή X < ) = P (X > 7) + P (X < ) = = P ( X 2 5 (α2) < )+P (X 5 5 < 2 ) = Φ()+Φ( 0.2) = 2 Φ() Φ(0.2) = P (X < 3/X > 2) = P (X < 3 X > 2) P (X > 2) = P (2 < X < 3) P (X > 2) = P ( < X 2 5 < ) P ( X 2 5 < ) Φ(0.2) Φ(0) Φ(0) = Φ(0.2) 2 2 = 2(Φ(0.2) 0.5) =

6 Πιθανότητες - 205/Φροντιστήριο 8 6 (ϐ) Εστω X i η διαφορά των πόντων κάθε περιόδου, i =, 2, 3, 4. Τότε X i N(.5, 6) και οι X i είναι ανεξάρτητες Γκαουσιανές τ.µ. (ϐ) Αλλά Συνεπώς, 4 P (ϐ) = P ( X i > 0) i= 4 X i N(4.5, 4 6) N(6, 24) i= 4 i= P (ϐ) = P ( X i 6 > i= ) = P ( X i 6 < 0 6 ) = Φ( 6 ) = Φ( 6 ) = (ϐ2) P (ϐ2) = P ( 4 X i > 0/X + X 2 = 5) = P ( 5 + X 3 + X 4 > 0) = P (X 3 + X 4 > 5) i= Αλλά X 3 + X 4 N(3, 2), συνεπώς : P (ϐ2) = P ( X 3 + X > ) = P ( X 3 + X < ) = Φ( 2 2 ) = (ϐ3) P (ϐ3) = P ( 4 X i > 0/X = 5) = P (5 + X 2 + X 3 + X 4 > 0) = P (X 2 + X 3 + X 4 > 5) i= Αλλά X 2 + X 3 + X 4 N(4.5, 8), οπότε : P (ϐ3) = P ( X 2 + X 3 + X > ) 8 8 = P ( X 2 + X 3 + X < ) 8 8 = Φ( ) = Φ( ) =

7 Πιθανότητες - 205/Φροντιστήριο 8 7 Ασκηση 5 Η τ.µ. X ακολουθεί την κανονική κατανοµή µε µέση τιµή µ = 0 και διασπορά σ 2 = 6: X N(0, 6). Υπολογίστε τις ακόλουθες πιθανότητες εκφράζοντας την απάντησή σας ϐάσει τιµών της αθροιστικής συνάρτησης κατανοµής της τυπικής Γκαουσιανής, Φ(x): (α) P (X 5). (ϐ) P (X 5). (γ) P (X 2 400). (δ) P (X = 2). (α) ( X 0 P (X 5) = P (X 5) = P 4 ) 5 0 = Φ(5/4) = (ϐ) P (X 5) = P ( X ) = Φ( 5/4) = Φ(5/4) = (γ) P (X 2 400) ( = P (X 20 ) X 20) ( = P (X 20) + P (X ) 20) = X X = P + P = Φ(0/4) + Φ( 30/4) = = 2 Φ(0/4) Φ(30/4) = (δ) P (X = 2) = 0 καθώς η τ.µ. X είναι συνεχής.

8 Πιθανότητες - 205/Φροντιστήριο 8 8 Ασκηση 6 Η τ.µ. X ακολουθεί την κανονική κατανοµή µε µέση τιµή µ = 2 και διασπορά σ 2 = 00: X N(2, 00). (α) P ( X < 8) =; (Εκφράστε την απάντησή σας ϐάσει τιµών της αθροιστικής συνάρτησης κατανοµής της τυπικής Γκαουσιανής, Φ(u).) (ϐ) E[(X 4) 2 ] = (γ) Εστω η τ.µ. Y = (X 2) 2. Βρείτε τη συνάρτηση πυκνότητας πιθανότητας, f Y (y), της Y. (α) P ( X < 8) = P ( 8 < X < 8) = P (X < 8) P (X < 8) ( ) ( ) = Φ Φ 0 0 = Φ(0.6) Φ( ) = Φ(0.6) ( Φ()) = Φ(0.6) + Φ() (ϐ) E [ (X 4) 2] = E[X 2 8X + 6] = E[X 2 ] 8E[X] + 6 = var(x) + E 2 [X] 8E[X] + 6 = = 04 (γ) Εφόσον Y = (X 2) 2, η Y παίρνει µη αρνητικές τιµές, οπότε f Y (y) = 0 για y < 0. Για y 0 έχουµε : F Y (y) = P (Y y) = P ((X 2) 2 y) = P ( y X 2 y) = P (2 y X 2 + y) = P (X 2 + y) P (X 2 y) ( ) ( ) 2 + y 2 2 y 2 = Φ Φ 0 0 ( ) ( ) y y = Φ Φ 0 0 ( ) y = 2Φ 0 οπότε : f Y (y) = d dy F Y (y) = 2 d ( ) y dy Φ 0

9 Πιθανότητες - 205/Φροντιστήριο 8 9 Αλλά η Φ(u) είναι η αθροιστική συνάρτηση κατανοµής της τυπικής γκαουσιάνης και συνεπώς dφ(u) du = 2π e u2 /2. Ετσι : d dy = 2 e y/200 2π 2 y0 = 0 2πy e y/200, y 0 f Y (y) = 2 2π e 2 ( y/0) 2 ( ) y 0 Ασκηση 7 Η τ.µ. X είναι εκθετικά κατανεµηµένη µε παράµετρο λ > 0. Υπολογίστε τα ακόλουθα συναρτήσει του λ. (α) E[X 2 ]. (ϐ) P ( X 2 = 3), όπου u είναι το ακέραιο µέρος του u. (γ) Ορίζουµε την τ.µ. Y = e X. Υπολογίστε την αθροιστική συνάρτηση κατανοµής, F Y (y), της Y. (δ) Υπολογίστε και δώστε τη γραφική παράσταση της συνάρτησης πυκνότητας πιθανότητας, f Y (y), της Y. (α) X exp(λ), E[X] = /λ, var(x) = /λ 2, F X (x) = e λx. Συνεπώς E[X 2 ] = E 2 [X] + var(x) = λ 2 + λ 2 = 2 λ 2. (ϐ) P ( X 2 = 3) = P (3 X 2 < 4) = P ( 3 X < 2) = 2 (γ) Η τ.µ. Y παίρνει τιµές στο διάστηµα (0, ]. Για 0 < y : 3 f X (x)dx = F X (2) F X ( 3) = e 3λ e 2λ. F Y (y) = P (Y y) = P (e X y) = P ( X ln y) = P (X ln y) = F X ( ln y) = e λ ln y = y λ. Για y 0, F Y (y) = 0. Για y, F Y (y) =. Συνεπώς, 0, y 0 F Y (y) = y λ, 0 < y, y.

10 Πιθανότητες - 205/Φροντιστήριο 8 0 (δ) f Y (y) = df Y (y) dy = λy λ, 0 < y.

Σχετικά έγγραφα

, x > a F X (x) = x 3 0, αλλιώς.

, x > a F X (x) = x 3 0, αλλιώς. ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΚΡΗΤΗΣ Τµήµα Επιστήµης Υπολογιστών HY-17: Πιθανότητες - Χειµερινό Εξάµηνο 015 ιδάσκων : Π. Τσακαλίδης 11ο Φροντιστήριο - Θέµατα Εξετάσεων από προηγούµενα έτη Επιµέλεια : Κωνσταντίνα Φωτιάδου