VAJE IZ SLUČAJNIH PROCESOV 1. Martin Raič in Aleš Toman

Transcript

1 VAJE IZ SLUČAJNIH PROCESOV 1 Martin Raič in Aleš Toman Datum zadnje spremembe: 24. junij 214

2 Kazalo 1. Ponovitev izbranih tem iz teorije verjetnosti 2 2. Procesi štetja 5 3. Homogeni Poissonov proces 7 4. Markiranje, redčenje, superpozicija Splošni Poissonov proces Prenovitveni procesi 16 REŠITVE Ponovitev izbranih tem iz teorije verjetnosti Procesi štetja Homogeni Poissonov proces Markiranje, redčenje, superpozicija Splošni Poissonov proces Prenovitveni procesi 51

3 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV Ponovitev izbranih tem iz teorije verjetnosti Pogojne porazdelitve. Časi ustavljanja. Izračun matematičnega upanja s pomočjo preživetvene funkcije. Waldova identiteta. Rangi, vrstilne statistike. 1.Najbo TslučajnaspremenljivkazvrednostmivN. a) Dokažite formulo: E(T) P(T > n). n b)izračunajte E(T)zaprimer,koje P(T > n) 2. Naj bo poljubna T nenegativna slučajna spremenljivka. a) Dokažite formulo: E(T) P(T > t). b)izračunajte E(T)zaprimer,koje P(T > t) 2 (n+2)(n+3) 1 (1+t) 3za t. za n,1,2, Andrej meče pošten kovanec, Brina pa standardno kocko. Vsakič vržeta oba hkrati inmetisomedsebojneodvisni,mečetapa,doklerandrejnevržecifrealipavržeta vsak trikrat(kar pride prej). Izračunajte verjetnost, da ne pade nobena šestica, in še pričakovano število šestic. Čas ustavljanja Najbo Z,Z 1,Z 2...zaporedjeslučajnihspremenljivk.Slučajnaspremenljivka T zvrednostmiv{,1,2,...}je čas ustavljanjagledenaprejomenjeno zaporedje,česezavsak n N dogodek,daje T n,determinističnoizraža z Z,Z 1,...Z n. Tojeekvivalentnozahtevi,dasezavsak ndogodek,daje T n,determinističnoizražazz,z 1,...Z n. 4. Andrej spet meče pošten kovanec, Brina pa standardno kocko. Vsakič vržeta oba hkratiinmetisomedsebojneodvisni. Mečetaobčasih,1,2,... Slučajnaspremenljivka Z n najpovestanjeobehmetovobčasu n(imatorej12možnihvrednosti). Določite, katere slučajne spremenljivke so časi ustavljanja: a) čas, ob katerem Brina vrže prvo šestico; b) čas, ob katerem Brina vrže drugo šestico; c)čas,obkaterembrinavržeprvošestico,čejojevrgladočasa1,sicer1; d)čas,obkaterembrinavržeprvošestico,čejojevrgladočasa1,sicer1; e)čas,obkaterembrinavržeprvošesticopočasu1;

4 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 3 f)čas,obkaterembrinavržedrugošestico,kimuprištejemo1; g)čas,obkaterembrinavržedrugošestico,kimuodštejemo1; h)čas,obkaterembrinavržeprvošesticopotistem,kojeandrejževrgeldeset grbov; i) čas, ob katerem skupno število Brininih pik prvič preseže 42; j)čas,obkaterembrinaprvičvrženajvišještevilopikmedmetiobčasihod do1. 5.Najbodo: X 1,X 2,...enakoporazdeljeneslučajnespremenljivke; Z,Z 1,Z 2,...takeslučajnespremenljivke,daje X n neodvisnaod Z,...Z n 1 zavsak n N; Tčasustavljanjagledena Z,Z 1,Z 2,... Pomembenposebenprimerje,koso T,X 1,X 2,...neodvisne:vtemprimerulahko postavimokar Z T,Z 1 X 1,Z 2 X 2,... Vsplošnempa Z,Z 1,...Z n interpretiramo kot vse, kar vemo do vključno n-tega koraka. Definirajmo: S X 1 +X 2 + +X T. (za T postavimo S ).Izračunajte: a)matematičnoupanje E(S),čeprivzamemo,daobstaja µ E(X i )intudi E(T) (rezultat se imenuje Waldova identiteta); b)varianco var(s),čeprivzamemo,daobstajata E(T)in σ 2 var(x i ),daje µ indaje X n funkcijaslučajnihspremenljivk Z,...Z n zavsak n N(od todsledi,dasoslučajnespremenljivke X 1,X 2,...neodvisne). Alirezultatzavariancoveljatudi,čeizpustimopredpostavko,daje µ? 6. Pošten kovanec spet mečemo, dokler ne pade cifra. Izračunajte pričakovano število metov in pričakovano število grbov. 7.Mečemopoštenkovanecinmetisoneodvisni.Za n NoznačimozS n številocifer vprvih nmetih.najbo Nštevilometovpreddrugocifro(le-teneštejemo).Koliko je E(S N )?AlivtemprimeruveljaWaldovaidentiteta?Komentirajte! 8. Pošten kovanec mečemo, dokler dvakrat zapored ne pade cifra. Izračunajte pričakovano število vseh metov in pričakovano število vseh cifer. 9.Najbodo X 1,X 2,...neodvisneinenakoporazdeljeneslučajnespremenljivkeinnaj boše TslučajnaspremenljivkazvrednostmivN,neodvisnaod X 1,X 2,...Definirajmo: S X 1 +X 2 + +X T. (za T postavimo S ).Izračunajte:

5 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 4 a)varianco var(s);privzamemo,daobstaja σ 2 var(x i )inše var(t)(namig:če je µ E(X i ),lahkospomočjo5.nalogeizračunatee [ (S µt) 2],t.j.varianco, nepojasnjenost); b)rodovnofunkcijo G S (z) E(z S ),kjerprivzamemo,daje z >,daje E(z S ) < indazavse w > velja G T (w) E(w T ) <. Ali dobljena rezultata veljata tudi, če predpostavko, da je T neodvisna od zaporedja X 1,X 2,...,zamenjamosšibkejšopredpostavko,daje T časustavljanjagledena,x 1,X 2,...? 1.Naj bodo X 1,X 2,X 3,... neodvisne in enako porazdeljene zvezne slučajne spremenljivke. Pravimo,dasevčasu t Nzgodirekord,kiimavrednost X t,čeje X t > max{x 1,X 2,...X t 1 }. Privzamemo,dajemaksimumpraznemnožice, torejjevčasu 1vednodoseženrekord. Takodobimoprocesštetja,prikateremse prihodi(rekordi) zgodijo le ob časih iz N. a) Izračunajte verjetnost, da se ob posameznem času t zgodi rekord. Namig: vpeljite range spremenljivk. b) Dokažite, da so dogodki, da se ob posameznem času zgodi rekord, neodvisni. c)naj N t kotponavadioznačuještevilorekordov,kisosezgodilidovključno časa t. Izračunajte E(N t )in var(n t )terdoločitešeasimptotičnoobnašanje teh dveh karakteristik. d)najbo Sprvičasod2naprej,obkateremsezgodirekord(t.j.drugiprihodni čas našega procesa štetja). Zapišite porazdelitev te slučajne spremenljivke. Posebejdokažiteše,daje P(S < ) 1,aE(S). e)naj S (y) označuječasprvegarekorda,večjegaod y,sepravi: S (y) : min{t ; X t > y}. Dokažite,dajeslučajnaspremenljivka S (y) neodvisnaod X S (y). Zdrugimi besedami, vrednost prvega rekorda, večjega od y, je neodvisna od časa, ko se to zgodi.

6 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV Procesi štetja Osnovni pojmi, osnovna ekvivalenca. Bernoullijevo zaporedje kot proces štetja. Binomski proces. Pozabljivost geometrijske porazdelitve. Proces štetja opisuje stvari, ki so slučajno razporejene v času, rekli jim bomo prihodi. Gledamo le, ob katerih trenutkih iz [, ) je prišlo do prihoda, poleg tega pa je lahko v končnem časovnem intervalu le končno mnogo prihodov. Toda navadno je na celi pozitivni polosi neskončno mnogo prihodov. Tak proces lahko opišemo na več ekvivalentnih načinov: s slučajno lokalno končno podmnožico intervala [, ); sslučajnimispremenljivkami N t, t [, ),kioznačujejošteviloprihodovdovključnočasa t; strenutkiprihodov,urejenimipovelikosti: S 1 < S 2 < S 2... Slučajni spremenljivki S n pravimo n-tiprihodničas.osnovnaekvivalenca: N t n S n t 1. Preprost primer procesa štetja je Bernoullijevo zaporedje poskusov, t. j. zaporedje neodvisnih slučajnih poskusov, pri katerih vsak uspe z enako verjetnostjo. V pripadajočem procesu štetja se lahko prihodi zgodijo le ob časih iz N, do prihoda občasu tpapride,čeje t-tiposkususpešen. a)določiteporazdelitevštevilaprihodov N t dovključnočasa t(t N)inšteviloprihodovmedčasoma sin t,t.j. N t N s (s < t). Formulirajtetokot porazdelitev vsote določenih slučajnih spremenljivk. b)najbodo t 1 t 2 t 3 N.Kakšnazvezaveljazaslučajnespremenljivke N t1,n t2 N t1,n t3 N t2,...? c)določiteporazdelitevprvegaprihodnegačasa S 1. d)določiteporazdelitevnadaljnjihprihodnihčasov S n. 2.Danjeprocesštetja,kjerje N t +1 Geom(e t ).Izračunajtepričakovaničasprvega in drugega prihoda. 3.Binomskiproces. Nazabavo,kisezačneobdoločeniuri,jepovabljenih ngostov. Vsak malo zamudi, zamuda vsakega je porazdeljena enakomerno na intervalu[, 1] in zamude so med seboj neodvisne. Prihodi gostov tvorijo proces štetja v zveznem času. Določiteporazdelitevslučajnihspremenljivk N t, t 1,in S k, k 1,2,...n. 4.DanonajboBernoullijevozaporedjeposkusovinnajbo Pmnožicačasoviz N,ob katerihsezgodiuspelposkus.nadaljeza t NoznačimozP t prihodedovključno časa t,zp t paprihodedočasa t,premaknjenetako,daseštejejoodzačetka: P t : P (,t], P t : P (t, ) t.

7 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 6 a)dokažite,daje P t neodvisenod P t inporazdeljenenakokot P.Pravimo, da ima P časovno homogeno lastnost Markova. b)najbozdaj Tčasustavljanja,kipripadazaporedju,Z 1,Z 2,...,kjerza t N definiramoz t 1,čejeposkusobčasutuspel,inZ t,čeniuspel.dokažite, dajeprocesp T neodvisenod ( T,P T) inporazdeljenenakokotp.pravimo, da ima P krepko časovno homogeno lastnost Markova. 5. Dokažite, da je geometrijska porazdelitev pozabljiva(angl. memoryless): če je T Geom(p),zavse t N invse s Nvelja: P(T t+s T > t) P(T s). ( ) Nadalje dokažite še, da je geometrijska porazdelitev edina pozabljiva porazdelitev z zalogo vrednosti na N. Privzamemo, da mora imeti pogojna verjetnost v ( ) smisel, t.j.daje P(T > t) > zavse t N. Medprihodni časi Proces štetja lahko predstavimo tudi z medprihodnimi časi, ki so časi med dvema zaporednima prihodoma: T 1 S 1, T 2 S 2 S 1, T 3 S 3 S 2, Dano je Bernoullijevo zaporedje poskusov. a)dokažite,daso S n časiustavljanja.kajsledivkombinacijiz4.nalogo? b)določiteporazdelitevvsehmedprihodnihčasov T n indokažite,dasomedseboj neodvisni. Nato zapišite ustrezno posledico, ki govori o vsoti neodvisnih slučajnih spremenljivk. c)določitešeporazdelitevrazlik S n S m,kjerje m < n.

8 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV Homogeni Poissonov proces Motivacija in definicija homogenega Poissonovega procesa. Spremljajoče porazdelitve. Homogeni Poissonov proces Homogeni Poissonov proces z intenzivnostjo λ > dobimo kot določeno limito procesov, ki izhajajo iz Bernoullijevih zaporedij poskusov. Karakteriziran je z naslednjima dvema lastnostma: Velja N inzapoljubna s tje N t N s Pois ( λ(s t) ) (torej jetudi N t Pois(λt)). Zapoljubnozaporedje t 1 t 2 t 3 soslučajnespremenljivke N t1,n t2 N t1,n t3 N t2,...neodvisne. Še nekaj drugih lastnosti: Medprihodničasi T 1,T 2,T 3,...soneodvisniinporazdeljenieksponentno Exp(λ). Zavsak n Nvelja S n Gama(n,λ). Splošneje,zapoljubna m n velja S n S m Gama(n m,λ). Zapoljubnozaporedje n 1 < n 2 < n 3 <...soslučajnespremenljivke S n1,s n2 S n1,s n3 S n2,...neodvisne. Če dobljeni proces spet predstavimo kot slučajno množico P, se ohrani krepka časovno homogena lastnost Markova: za vsak čas ustavljanja T jeproces P T neodvisenod ( T,P T) inporazdeljenenakokot P. 1. Pacienti prihajajo v ambulanto v skladu s homogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo 6 pacientov na uro. Zdravnik začne sprejemati paciente, šele ko v čakalnico vstopi tretji pacient. a) Izračunajte pričakovani čas, ki preteče od odprtja ambulante do sprejema prvega pacienta. b) Izračunajte verjetnost, da zdravnik v prvi uri po odprtju ambulante ne sprejme nobenega pacienta. 2. Dan je homogen Poissonov proces z intenzivnostjo λ. a)izračunajteavtokovariančnofunkcijodružineslučajnihspremenljivk N t,t.j. vsekovariance cov(n t,n s ). b)izračunajteavtokorelacijskofunkcijodružineslučajnihspremenljivk N t,t.j. vsekorelacije corr(n t,n s ). c)za t 1 t 2 t n zapišite kovariančno matriko slučajnega vektorja (N t1,n t2,...n tn ). 3. Casinò Poisson. V igralnici od časa do časa zazvoni zvonec. Vsakič, ko zazvoni zvonec, lahko igralec pritisne na gumb. Igralec dobi igro, če prvič pritisne na gumb

9 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 8 ob zadnjem zvonjenju pred časom 1. Privzamemo, da zvonjenja tvorijo Poissonov proces z intenzivnostjo λ. Igralecigratako,daprvičpritisnenagumbobprvemzvonjenjuodčasa snaprej (če seveda do njega pride). a) Kolikšna je verjetnost, da igralec dobi igro(v odvisnosti od s)? b)kolikšnajeoptimalnavrednostza sinkolikšnajepritejizbiriverjetnost,da igralec dobi igro? 4. Dani sta neodvisni slučajni spremenljivki X Pois(λ) in Y Pois(µ). Določite pogojnoporazdelitevslučajnespremenljivke Xgledena Z : X +Y. 5. Naj bo N število prihodov, porazdeljeno po Poissonu Pois(λ). Vsak prihod naj bo uspešen z verjetnostjo p, pri čemer naj bo uspešnost posameznih prihodov neodvisna, prav tako tudi neodvisna od samega števila prihodov. Označimo z S število uspešnih,stpašteviloneuspešnihprihodov,t.j. T N S. a) Določite porazdelitev slučajnih spremenljivk S in T. b) Dokažite, da sta slučajni spremenljivki S in T neodvisni. c) Dokažite, da, če spremenimo porazdelitev slučajne spremenljivke N, ni več nujno,dasta Sin Tneodvisni. Opomba. Transformaciji, pri katerih iz slučajne spremenljivke N nastane slučajna spremenljivka S, pravimo redčenje(angl. thinning). 6. Dokažite, da je tudi eksponentna porazdelitev pozabljiva: če je T Exp(λ), za vse t,s velja: P(T t+s T > t) P(T s). (zgornji pogoj pomeni tudi, da mora imeti pogojna verjetnost smisel, t. j. P(T > t) > zavse t > )Nadaljedokažiteše,dajeeksponentnaporazdelitevedina pozabljiva porazdelitev, ki je zvezna in katere gostota je na intervalu (, ) zvezna, drugjepajeenakanič. 7. Naj bosta X Exp(λ) in Y Exp(µ) neodvisni slučajni spremenljivki. Določite porazdelitvislučajnihspremenljivk U : min{x,y}in V : max{x,y}. 8. Gasilska postaja prejema klice v sili v skladu s homogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo pol klica na uro. Gasilci vsakič za odziv na klic, vrnitev na postajo in pripravo na naslednji klic potrebujejo slučajno mnogo časa, ki je porazdeljen enakomernonaintervaluodpoluredoeneure. Vsemutemučasuskupajbomo rekli intervencija. Med intervencijo se klici preusmerjajo na sosedne gasilske postaje. Privzamemo, da so časi intervencij neodvisni tako med seboj kot tudi od klicev, ki prihajajo. Privzemite, da so gasilci trenutno pripravljeni na sprejem klica(da torej ni intervencije). Določite porazdelitev števila klicev, na katere se odzovejo gasilci, preden je potrebno kakšen klic preusmeriti.

10 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV Dan je homogen Poissonov proces z intenzivnostjo λ. a)privzemimo, dasejedotrenutka tzgodilleenprihod. Določitepogojno porazdelitev časa tega prihoda glede na ta dogodek. b) Privzemimo, da sta se zgodila dva prihoda. Izračunajte pogojna pričakovana časa obeh prihodov. Pogojevanje na število prihodov Pogojno na dogodek, da se je v homogenem Poissonovem procesu na danem časovnem intervalu zgodilo natanko n prihodov, je zožitev procesa na ta interval, gledanakotslučajnamnožica,porazdeljenaenakokotmnožica{u 1,U 2,...U n }, kjerso U 1,...U n neodvisneinporazdeljeneenakomernonatemintervalu. Čejedaničasovniinterval[,t],jepogojnonadogodek,dasejezgodilonatanko nprihodov,slučajnivektorizčasovprihodov (S 1,S 2,...S n )porazdeljenenako kotvektor (U (1),U (2),...U (n) )izustreznihvrstilnihstatistik. 1. Potniki prihajajo na železniško postajo v skladu s homogenim Poissonovim procesomzintenzivnostjo λ >. Nazačetkuopazovanja(čas)napostajininobenih potnikov,vlakpaodpeljeobčasu t.najbo Wvsotačakalnihčasovvsehpotnikov, prispelih do odhoda vlaka. Izračunajte E(W). 11. Poissonovi šoki. Vsak prihod v homogenem Poissonovem procesu z intenzivnostjo λpovzročišok,kiima sčasovnihenotkasneje,kotsezgodi,učinek e θs.označimo z X(t) skupni učinek vseh šokov z intervala [, t] ob času t. Izračunajte pričakovano vrednost E [ X(t) ]. 12. Kokoška želi prečkati enosmerno cesto, po kateri vozijo avtomobili v skladu s homogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo λ vozil na časovno enoto, vsi enako hitro. Za prečkanje ceste kokoška potrebuje c časovnih enot. Privzamemo, da kokoškazačneprečkaticesto,bržkoimamožnost,datostori,nedabibilapovožena. Izračunajte pričakovani čas, ki ga kokoška potrebuje za čakanje in prečkanje skupaj. 13. Na sejmu na določenem mestu občasno delijo nagrade. Nagrado dobijo vsi, ki so ob tem času tam. Delitve tvorijo homogen Poissonov proces z intenzivnostjo λ. Ob času nič Tonček ravno vidi, da delijo nagrade, prihiti, a je prepozen. Nato čaka, davnovičdelijonagrade,anajveččas δ: potemčasusenaveličaingredrugam. Brž ko začnejo deliti nagrade, spet prihiti, a je za tedanjo delitev prepozen in spet čaka ponovno delitev nagrad, a največ δ. Tako ponavlja, dokler ne dobi nagrade. Označimo s T čas, ob katerem Tonček končno dobi nagrado. Izračunajte E(T). Privzamemo, da je sejem odprt v nedogled. 14.Priprocesuštetjana (, ): z A t označimostarostprocesa(angl.age)občasu t,t.j.čas,kijeminilod zadnjegaprihodadočasa t,čejepred tbilkakšenprihod,sicerpajestarost občasu tenakakar t(čepredpišemo S :,torejvelja A t t S Nt );

11 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 1 z E t označimopresežekprocesa(angl.exceedance)občasu t,t.j.čas,kimine od tdonaslednjegaprihoda(torejje E t S Nt+1 t). Pri homogenem Poissonovem procesu z intenzivnostjo λ: a)določiteporazdelitevslučajnihspremenljivk A t in E t. b)dokažite,dastaslučajnispremenljivki A t in E t neodvisni. c)določiteporazdelitevvsote A t in E t (t.j.vrzelimedprihodoma,kiobdajata čas t).

12 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV Markiranje, redčenje, superpozicija Homogen Poissonov proces z diskretnimi označbami Homogen Poissonov proces z intenzivnostjo λ, pri katerem vsak prihod označimo(markiramo) z označbo, pri čemer so označbe posameznih prihodov neodvisne tako med seboj kot tudi od procesa in porazdeljene po shemi: ( ) a1 a 2 a r, p 1 p 2 p r je enako porazdeljen kot unija r neodvisnih homogenih Poissonovih procesov zintenzivnostmi p 1 λ,p 2 λ,...p r λ,kjervseprihodevi-temprocesuoznačimoz a i. 1. Privzemimo, da lahko nočni promet na Jadranski cesti v Ljubljani modeliramo s homogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo 4 vozil na uro. 1% teh vozil je tovornjakov, 9% pa osebnih avtomobilov. Privzamemo, da so tipi posameznih vozil med seboj neodvisni. a)kolikšnajeverjetnost,davprviurimimofmfpeljevsajentovornjak? b)recimo,dajevprviurimimofmfpeljalo1tovornjakov.kolikšnojepogojno pričakovanošteviloosebnihvozil,kisosevprviuripeljalimimofmf? c)recimo,dajevprviurimimofmfpeljalo5vozil. Kolikšnajepogojna verjetnost, da je bilo med temi vozili natanko 5 tovornjakov in 45 osebnih vozil? 2. Življenjska doba žarnice je porazdeljena eksponentno s pričakovano vrednostjo 2 dni. Ko žarnica pregori, jo vzdrževalec nemudoma zamenja. Poleg tega drugi vzdrževalec kar preventivno menja žarnice v skladu s homogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo. 1menjavenadan.Sevedaprivzamemo,dasožarniceoz.njihove življenjske dobe med seboj neodvisne. a) Kako pogosto je zamenjana posamezna žarnica? b) Za daljše obdobje izračunajte, kolikšen delež žarnic je zamenjan zaradi pregoretja in kolikšen delež kar preventivno. 3.Režiseriščetriigralce,enegamoškegaindveženski.Moškiseprijavljajovskladus homogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo 2 na dan, ženske pa z intenzivnostjo 1 na dan, neodvisno od moških. Izračunajte pričakovani čas, ki je potreben, da režiser dobi tako moškega kot obe ženski. Privzamemo, da so vsi kandidati ustrezni. 4. Žena in mož iščeta rabljen avtomobil. Vsak gledata oglase za svojo priljubljeno znamko avtomobilov. Primerni oglasi za ženino znamko prihajajo v skladu s homogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo λ, primerni oglasi za moževo znamko

13 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 12 pa v skladu s homogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo µ. Žena je pripravljenaitivnakup,konaletinatretjiprimerenoglaszasvojoznamko,možpa,ko naletinadrugiprimerenoglaszasvojoznamko.zakoncakupitaavto,bržkojeeden od njiju pripravljen iti v nakup. Privzamemo, da sta procesa prihajanja primernih oglasov za obe znamki neodvisna. a) Kolikšna je verjetnost, da zakonca kupita avto, ki ga najde žena? b) Določite pričakovani čas, ob katerem zakonca kupita avto. 5. Vzporedno potekata dva neodvisna Poissonova procesa z intenzivnostma λ in µ. Izračunajte verjetnost, da se je pred prvim prihodom v prvem procesu zgodil natanko en prihod v drugem procesu, in še pričakovano število prihodov v drugem procesu pred prvim prihodom v prvem procesu. 6. Na ogled kolokvijev, ki se začne ob določeni uri, prihajajo tako študenti finančne kot študenti splošne matematike. Študenti finančne matematike prihajajo v skladu s homogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo 4 študenti na uro, študenti splošne matematike pa v skladu z homogenim Poissonovi procesom z intenzivnostjo 2 študenta na uro. Privzamemo, da so študenti finančne matematike neodvisni od študentov splošne matematike. Recimo, da je bil v prve pol ure natanko en ogled. Izračunajte pogojni pričakovani čas ogleda prvega študenta finančne matematike, ki pride. Gledamo vse od začetka ogledov in privzamemo, da študenti od začetka hodijo na ogled v nedogled. 7. Dana sta neodvisna homogena Poissonova procesa z intenzivnostma λ in µ. OznačimozN (1) t številoprihodovdočasatvprvem,zn (2) t pa v drugem procesu. Kolikšna jeverjetnost,dadvorazsežnisprehod ( N (1) t,n (2) ) t kdajobiščetočko (i,j)? Homogen Poissonov proces s splošnimi označbami Če vsak prihod v homogenem Poissonovem procesu z intenzivnostjo λ označimo zoznačboizmnožice M,kiimadanoporazdelitev µ,pričemersooznačbe posameznih prihodov neodvisne tako med seboj kot tudi od procesa, je število označenihprihodov,kipripadajomnožici A [, ) M,porazdeljenopo Poissonusparametrom ( θ (λm µ)(a),kjerje ) mlebesgueovamera. a1 a Čejetorej µ 2,je: p 1 p 2 θ λ i p i m({t ; (t,a i ) A}). Čepaje µzveznaporazdelitevzgostoto f,je: θ λ f(s)dtds. A

14 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV Kapitalbankesepovečujepremosorazmernosčasom: občasu timabanka at kapitala. Stresni testi prihajajo v skladu s homogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo λ. Banka prestane posamezen test, če ima takrat vsaj določen znesek kapitala, ki je slučajen in porazdeljen zvezno z gostoto: f(s) 4 π(1+s 2 ) 2. Privzamemo, da so zahtevane količine kapitala v posameznih testih neodvisne. Kolikšna je verjetnost, da bo banka uspešno prestala vse stresne teste?

15 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV Splošni Poissonov proces Funkcija intenzivnosti. Pogojevanje na število prihodov. Dogajanje glede na čas ustavljanja. Najbo ρfunkcijaiz (, )v[, ). Poissonovprocessfunkcijointenzivnosti ρ je proces štetja, karakteriziran ( z naslednjima lastnostma: b ) Za a bje N b N a Pois ρ(t) dt.posledičnoje N t Pois ( R(t) ), kjerje R(t) t ρ(s) ds. Dogajanji v disjunktnih časovnih intervalih sta neodvisni. a 1.Trgovinajeodprtavsakdanod1.do18.ure. Privzemite,dastrankeprihajajo v skladu s Poissonovim procesom s funkcijo intenzivosti, ki od odprtja do 12. ure narasteznaurona 4nauroindo14.urenarastešena 6nauro.Natodo16.ure padena 2nauroinnadaljedozaprtjana nauro. Naraščanjeinpadanjevvseh omenjenih časovnih intervalih je linearno. a) Določite porazdelitev števila strank v posameznem dnevu. b)kolikšnajeverjetnost,danaizbranidando12.urevtrgovinonevstopinobena stranka? c)privzemite,dastavprvihdvehurahpoodprtjuprišlinatankodvestranki. Izračunajte pričakovana časa njunih prihodov. Pogojevanje na število prihodov Pogojno na dogodek, da se je v Poissonovem procesu s funkcijo intenzivnosti načasovnemintervaluod ado bzgodilonatanko nprihodov,jezožitevprocesa na ta interval, gledana kot slučajna množica, porazdeljena enako kot množica {U 1,U 2,...U n },kjerso U 1,...U n neodvisneinporazdeljenezveznozgostoto: f(t) b a ρ(t) ρ(s) ds. Čejedaničasovniinterval[,t],jepogojnonadogodek,dasejezgodilonatanko nprihodov,slučajnivektorizčasovprihodov (S 1,S 2,...S n )porazdeljenenako kotvektor (U (1),U (2),...U (n) )izustreznihvrstilnihstatistik. 2. Dan je Poissonov proces s funkcijo intenzivnosti ρ(t) a/(1 + t). Določite porazdelitev prvega prihodnega časa skupaj s pričakovano vrednostjo, kjer le-ta obstaja. 3. Zamudniki prihajajo v skladu s Poissonovim procesom s funkcijo intenzivnosti ρ(t) e t,kjerje tzamudavmesecih.

16 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 15 a)kolikšnajeverjetnost,dajeprišelnatankoenzamudnikindajele-tazamudil več kot dva meseca? b)recimo,dajeresprišelnatankoenzamudnikinzamudilvečkotdvameseca. Izračunajte pogojni pričakovani čas njegove zamude. 4. Naj bo a, λ, δ >. Izračunajte pričakovano število prihodov v Poissonovem procesu sfunkcijointenzivnosti t ae λt,kijimvčasovnemintervaludolžine δnesledi noben drug prihod. Splošni Poissonov proces in čas ustavljanja Čeje Tčasustavljanja,jeproces P T pogojnona ( T,P T) Poissonovproces sfunkcijointenzivnosti s ρ(s+t). Ekvivalentno,proces P (T, )jepogojnona ( T,P T) Poissonovprocess funkcijointenzivnosti t ρ(t) 1(t > T). 5. Dan je Poissonov proces s funkcijo intenzivnosti: ρ(t) 1 1+t. Določiteporazdelitevčasaprvegaprihoda T 1 inmedprihodnegačasa T 2.

17 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV Prenovitveni procesi Osnovni pojmi, asimptotično obnašanje. Prenovitveni procesi z nagradami. Prenovitvena enačba. Prenovitveni procesi z zaostankom. Prenovitveni proces je posplošen proces štetja, pri katerem so medprihodničasi T 1,T 2,T 3,...neodvisniinenakoporazdeljeni.Njihoviporazdelitvi pravimo medprihodna porazdelitev. Dopuščamo tudi možnost T i :vtemprimerujeobustreznemčasuvečkotenprihod. Prenovitveni procesi, katerih medprihodni časi imajo končno matematično upanje, zadoščajo krepkemu zakonu velikih števil: N t t s.g. t 1 E(T 1 ). 1. Od Deviške plaže do hotela vozi avtobus. Zaradi nepredvidljivih prometnih razmer so časi povratka avtobusa porazdeljeni enakomerno na intervalu od 2 minut do 1 ure, so pa med seboj neodvisni. Čas postanka avtobusa na Deviški plaži(vključno s časom vkrcavanja in izkrcavanja potnikov) zanemarimo. a) Izračunajte asimptotično dolgoročno število prihodov avtobusa na uro. b) Peteršiljčkovim je avtobus ravno ušel, zato se gredo še malo kopat in pridejo čez4minutspetnapostajo.kolikšnajeverjetnost,dabodočakalimanjkot 2 minut? 2. Spet gledamo gasilsko postajo tako kot v 8. nalogi iz 3. razdelka: postaja prejema klice v sili v skladu s homogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo pol klica nauro.gasilcivsakičzaodzivnaklic,vrnitevnapostajoinpripravonanaslednji klic potrebujejo slučajno mnogo časa, ki je porazdeljen enakomerno na intervalu odpoluredoeneure. Medtemčasomseklicipreusmerjajonasosednegasilske postaje. Privzamemo, da so časi intervencij neodvisni tako med seboj kot tudi od klicev, ki prihajajo. Za daljše časovno obdobje izračunajte, kolikšen delež klicev se mora preusmeriti.

18 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 17 Prenovitveni proces z nagradami je prenovitveni proces, pri katerem vsakemu prihodu pripada nagrada. Nagrado, ki pripada i-temu prihodu po vrsti, navadnooznačimozr i injelahkotudinegativna.nagrada,kipripada i-temu prihodu,prideenkratvi-temmedprihodnemintervalu,t.j.medčasoma S i 1 in S i. Vtemintervalulahkoprihajatudipostopomainnenujnomonotono. Boljformalno,čezW t označimoskupnizneseknagraddočasa t,velja: W Si W Si 1 R t. Privzamemo,dasodinamikeprihajanjnagradskupajsT i neodvisneinenako porazdeljene.označimozr + i maksimalnoabsolutnovrednostdelomaprispele nagrade,kipripada i-temuprihodu,torej R i sup Si 1 t S i W t W Si 1 ;velja torej R i R + i. Čeje E(T 1) < in E(R 1) + <,veljakrepkizakonvelikih števil: W t t s.g. t E(R 1 ) E(T 1 ). 3. Bine ima plinsko peč, ki jo hodijo pregledovat dimnikarji v skladu s prenovitvenim procesom, katerega medprihodni čas je porazdeljen enakomerno na intervalu od enegadodvehletinpol. Čepečvečkotletodninibilaservisirana,Bineplača globovvišini15evrov. Bineseodloči,dapečservisiravsakičnatankoenoleto po zadnjem prihodu dimnikarjev. Izračunajte dolgoročni letni znesek globe, ki jo mora Bine plačati dimnikarjem. 4. Alternirajoči prenovitveni proces skače iz stanja 1 v stanje 2 in nazaj. Dolžine posameznih bivanj v posameznem stanju so med seboj neodvisne. Dolžine bivanj vstanju1soenakoporazdeljeneinimajomatematičnoupanje µ 1,dolžinebivanj vstanju2pasopravtakoenakoporazdeljeneinimajomatematičnoupanje µ 2. Izračunajte dolgoročni delež časa, ki ga proces prebije v stanju Manja po telefonu prodaja določen izdelek. Verjetnost, da bo stranko uspela prepričatidočasa t,jeenaka 3(t t 2 ),čeje t 1/2,in 3/4,čeje t 1/2(vsakršno prepričevanje, ki gre čez 1/2 časovne enote, je torej zaman). Če stranko prepriča, pogovor takoj konča in pokliče naslednjo stranko. To pa naredi tudi, če ji stranke počasu τšeniuspeloprepričati. Kako naj izbere čas τ, da bo dolgoročno gledano prodala čimveč izdelkov? 6.Nasejmunadoločenemmestuobčasnodelijonagrade.Nagradodobijovsi,kisoob tem času tam. Delitve tvorijo prenovitveni proces, čigar medprihodna porazdelitev jeenakomernanaintervaluod2do4minut.občasuničtončekravnovidi,da delijo nagrade, prihiti, a je prepozen. Nato čaka, da vnovič delijo nagrade, a največ 3minut: potemčasusenaveličaingredrugam. Bržkozačnejodelitinagrade, spet prihiti, a je za tedanjo delitev prepozen in spet čaka ponovno delitev nagrad, anajveč3minut. Takoponavlja,doklernedobinagrade. OznačimosTčas,ob katerem Tonček končno dobi nagrado. Izračunajte E(T). Privzamemo, da je sejem odprt v nedogled.

19 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 18 Lebesgue Stieltjesov integral merljive funkcije h: R R po funkciji F: R R,kinajbobodisi(nenujnostrogo)naraščajočabodisinajima omejeno totalno variacijo, je integral funkcije h po Lebesgue Stieltjesovi meri, ki pripada funkciji h: hdf : h(x)df(x) : hdµ, (a,b) kjer je(pozitivna ali predznačena) mera µ definirana po predpisu: iz katerega sledi tudi: µ ( (a,b) ) lim x b F(x) lim x a F(x), µ({a}) lim x a F(x) lim x a F(x) : δf(a) in µ ( [a,b] ) lim x b F(x) lim x a F(x). Čeje hzvezna, F pazveznoodvedljivanaintervalu (a,b)(kijelahkotudi neskončen), se Lebesgue Stieltjesov integral prevede na posplošenega Riemannovega: b hdf h(x)df(x) h(x)f (x)dx. Velja tudi: (a,b) (a,b) {a} hdf h(a)δf(a). Poleg tega za vsako slučajno spremenljivko s kumulativno porazdelitveno funkcijo F velja: E [ h(x) ] hdf. R a Prenovitvenamera M(t) : E(N t )prenovitvenegaprocesaustrezaprenovitveni enačbi: M(t) F(t)+ M(t s)df(s), [,t] kjer je F kumulativna porazdelitvena funkcija medprihodne porazdelitve. Če imale-tagostoto f,lahkopišemo: M(t) F(t)+ t M(t s)f(s)ds.

20 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 19 Laplace Stieltjesova transformiranka funkcije F: [, ) R je funkcija, podana s predpisom: ˆF(z) e zt df(t), [, ) kjer za t < predpišemo F(t). Osnovne Laplace Stieltjesove transformiranke: t [,t] F(t) ˆF(z) 1 1 t r r! t r e αt s r e αs ds z r r!z (z α) r+1 r! (z α) r+1 e αs dg(s) Ĝ(z α) F(t) ˆF(z) F(t) 1 e az a t F(t) 1 e az e bz a b t (b a)z G(t a) 1(t a); a e az Ĝ(z) Laplaceova transformiranka (porazdelitve) slučajne spremenljivke X z vrednostmi v [, ) je Laplace Stieltjesova transformiranka njene kumulativne porazdelitvenefunkcije.tojetudifunkcija,ki zpreslikave [ e zx].

21 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 2 Stieltjesovakonvolucijafunkcij Fin G: [, ) Rjedefiniranakot: (F G)(t) : F(t u)dg(u) G(t u)df(u) (G F)(t), [,t] kjerza t < spetpredpišemo F(t) G(t). Takolahkoprenovitveno enačbo za prenovitveno mero zapišemo tudi takole:,t] M F +M F, Stieltjesova konvolucija je komutativna, asociativna in bilinearna. Če sta F in G kumulativni porazdelitveni funkciji neodvisnih slučajnih spremenljivk z vrednostmi v [, ), je F G kumulativna porazdelitvena funkcija njune vsote. Laplace Stieltjesova transformiranka Stieltjesove konvolucije je produkt Laplace Stieltjesovih transformirank posameznih funkcij: F G ˆF Ĝ. Posledično je Laplaceova transformiranka vsote neodvisnih slučajnih spremenljivk produkt transformirank. Laplace Stieltjesovatransformiranka ˆM prenovitvenemere M torejzadošča enačbi ˆM ˆF + ˆM ˆFinjezatoenaka: ˆM(z) ˆF(z) 1 ˆF(z). 7. Določite prenovitveno mero prenovitvenega procesa, ki ga dobimo tako, da pri homogenem Poissonovem procesu z intenzivnostjo λ vzamemo vse sode prihode. 8. Določite prenovitveno mero prenovitvenega procesa, pri katerem je medprihodni čas z verjetnostjo p enak nič, z verjetnostjo 1 p pa je(pogojno) porazdeljen eksponentno Exp(λ). Prenovitveni procesi z zaostankom Teprocesedobimo,čepriprvem(med)prihodnemčasu T 1 prenovitvenegaprocesa opustimo predpostavko, da je porazdeljen enako kot ostali. Brž ko je prvi prihodni čas skoraj gotovo končen, ostali pa imajo končno matematično upanje, tudi tak proces zadošča krepkemu zakonu velikih števil: N t t s.g. t 1 E(T 2 ).

22 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV Dokažite, da prenovitvena mera prenovitvenega procesa z zaostankom zadošča prenovitveni enačbi: M(t) G(t)+ M(t s)df(s), [,t] kjer je G kumulativna porazdelitvena funkcija prvega, F pa kumulativna porazdelitvena funkcija ostalih medprihodnih časov. Laplace Stieltjesova transformiranka prenovitvene mere je torej enaka: ˆM(z) Ĝ(z) 1 ˆF(z). 1. V manjšem kraju stoji banka z le enim bančnim okencem. Stranke prihajajo do banke v skladu s homogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo µ. Potencialna stranka,kipridedobanke,pavstopivanjo,lečepredbančnimokencemninobene stranke; sicer se ne vrne več. Privzamemo, da je čas strežbe posamezne stranke porazdeljen eksponentno s parametrom λ ter da so časi strežbe neodvisni in neodvisni od procesa prihajanja strank. a)kobankoodprejo,tam(še)ninobenestranke. Tedajprihodistrankvbanko tvorijo prenovitveni proces z zaostankom. Določite njegovo prenovitveno mero. b) Določite dolgoročno intenzivnost vstopanja strank v banko. c) Določite dolgoročni delež strank, ki vstopijo v banko, med vsemi strankami, ki pridejo do banke. 11. Novopečeni policist lovi prekrškarje, ki prihajajo v skladu s homogenim Poissonovim procesomzintenzivnostjo λ.prvegaspregleda,nadaljnjepaujame.označimozn t številoprekrškarjev,kijihjepolicistujeldočasa t.izračunajte E(N t ). Namig:proces N t lahkoobravnavatekotprenovitveniproceszzaostankom določiteporazdelitve T 1 in T n, n > PolicistRudizačneslužbovativkraju A. Tjaprihajanadzornikvskladushomogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo 1 prihod na mesec. Vsakič, ko pride, zverjetnostjo 1/2premestiRudijavkraj B.Tampaprihajanadzornikvskladus homogenim Poissonovim procesom z intenzivnostjo 1 prihod na 2 meseca in vsakič, kopride,gaspetzverjetnostjo 1/2premestivkraj A.Privzamemo,dasodoločitve o premestitvah neodvisne tako med seboj kot tudi od časov obiskov. Dokažite, da obiski nadzornikov, ki doletijo Rudija, tvorijo prenovitveni proces z zaostankom, in izračunajte njegovo prenovitveno mero. 13. Določite prenovitveno mero procesa, kjer je čas prvega prihoda porazdeljen enakomerno na intervalu od do a, preostali medprihodni časi pa eksponentno s parametrom λ. 14. Proces štetja, ki ga ponazorimo z množico prihodov P, je stacionaren, če je proces P t zavse t porazdeljenenakokot P. Denimo,dajeprenovitveniprocesz zaostankom stacionaren in da poznamo porazdelitev njegovih medprihodnih časov T 2,T 3,...Določiteporazdelitevčasa T 1.

23 REŠITVE

24 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV Ponovitev izbranih tem iz teorije verjetnosti 1.a)Čeima TvrednostivN,velja: od koder sledi želeni rezultat. b) Po prejšnji točki dobimo: E(T) n T 1(T > n), n 2 (n+2)(n+3) 2 [ 1 n+2 1 ] 1. n+3 Opomba. Izračun s pomočjo točkastih verjetnosti je precej bolj zapleten za 4 n Nvelja P(T n) P(T > n 1) P(T > n),torejbimorali (n+1)(n+2)(n+3) izračunati 4 n1 2.a)Velja: n. (n+1)(n+2)(n+3) T T dt n 1(t < T)dt Želeni rezultat tako sledi iz Fubinijevega izreka. b) Po prejšnji točki dobimo: E(T) dt (1+t) 1 3 2(1+t) 2 1(T > t) Opomba. Seveda gre tudi brez uporabe prejšnje točke slučajna spremenljivka T je porazdeljena zvezno z gostoto: f T (t) 3 (1+t) 4 in matematično upanje je tako enako: t ( 1 E(T) 3 (1+t) dt 3 4 (1+t) 1 ( ) 3 3 2(1+t) (1+t) 3 2. Izračun je spet bolj zapleten. (1+t) 4 ) dt 3.OznačimozSštevilošestic,sT paštevilometov. Pogojnona T jetedaj S Bin(T, 1/6), torej je: P(S T) ( ) T 5 in E(S T) T 6 6.

25 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 24 Ker je: končno velja: T ( ) 1 2 3, 1/2 1/4 1/4 P(S ) ( ) E(S) ( ) Vsičasirazentistihvtočkahd),g)inj)sočasiustavljanja. 5. a) Pišimo: S X n 1(T n). n , Kerjedogodek {T n} {T > n 1}nasprotendogodku {T n 1},se determinističnoizražazz,...z n 1,torejjeneodvisenod X n.sledi: (glej 1. nalogo). E(S) E(X n )P(T n) µ P(T n) µe(t). n1 b)kerje µ,jepoprejšnjitočkitudi E(S),torejje var(s) E(S 2 ).Pišimo: S 2 (Sn 2 Sn 1) 2 1(T n) n1 n1 (2X n S n 1 +Xn) 2 1(T n), kjerje S n X 1 +X 2 + +X n.torejzaradineodvisnostivelja: var(s) n1 ( 2E(X n )E [ S n 1 1(T n) ] ) +E(Xn)P(T 2 n) n1 σ 2 P(T n) n1 σ 2 E(T). Čeizpustimopredpostavko,daje µ,rezultatneveljavečnujno:recimo,dapošten kovanec mečemo, dokler ne pade cifra, pri čemer so meti neodvisni. Označimo s Tštevilopotrebnihmetov.Najbo X n 1,čevn-temmetupadecifra,sicerpa najbo X n. Tedajje S 1tervelja var(s), E(T) 2in σ 2 1/4,torej enakost ne velja. 6. Pričakovano število metov: 2 Pričakovano število grbov: 1(lahko rešimo z Waldovo identiteto ali pa s pomočjo (pričakovanega) števila cifer).

26 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV Velja S N 1(deterministično),zatojetudi E(S N ) 1. Todakerje N + 1 Geom ( ) 1 2 2,je E(N) Nadaljeje S n X 1 + X X n,kjerje 2 X i indikatordogodka,dajevi-temmetupadlacifra. Kerje E(X i ) 1,Waldova 2 identiteta ne velja. Slučajna spremenljivka N namreč ni čas ustavljanja. 8. Prvi način. Označimo z N število vseh metov in definirajmo naslednje tri hipoteze: H 1 {vprvemmetupadegrb}. H 2 {vprvemmetupadecifra,vdrugempagrb}. H 3 {vprvihdvehmetihpadecifra}. Česezgodi H 3,jeočitno N 2intorejtudi E(N H 3 ) 2. Čepasezgodita H 1 ali H 2,jenadaljnjedogajanjespetzaporedjeneodvisnihmetovkovanca,zatoje E(N H 1 ) 1+E(N)in E(N H 2 ) 2+E(N).Sledi: E(N) 1 2 odkodersledi E(N) 6. ( ) 1( ) 1 1+E(N) + 2+E(N) , Pričakovano število cifer podobno kot v 6. nalogi dobimo iz Waldove identitete, saj je Nčasustavljanja.Enakoje Druginačin. 1 Reklibomo,dapadeosnovnacifra,čepadecifra,kibodisiizviraiz prvega meta bodisi sledi grbu. Tedaj je število cifer, ki padejo, dokler ne padeta dve zaporedni cifri, enako številu osnovnih cifer, ki padejo, dokler osnovni cifri ne sledi cifra, plus ena. Iz krepke časovno homogene lastnosti Markova za osnovno Bernoullijevo zaporedje metov kovanca(glej 4. nalogo) sledi, da za vsak n N velja, da n-ti osnovni cifri z verjetnostjo 1/2 sledi grb, z verjetnostjo 1/2 pa cifra(število metov do vključno n-te osnovne cifre je čas ustavljanja). To velja tudi pogojno glede na dogajanje pred n-to osnovno cifro. Če so osnovne cifre poskusi, osnovne cifre, ki jim sledijo cifre, pa uspešni poskusi, dobimo Bernoullijevo zaporedje poskusov, v katerem vsak uspe z verjetnostjo 1/2. Zato je število osnovnih cifer do vključno tiste, ki ji sledi cifra, porazdeljeno geometrijsko Geom(1/2), torej je matematično upanje tega števila enako 2. Matematično upanje števila cifer, ki padejo, dokler ne padetadvezaporednicifri,pajeenako Za izračun matematičnega upanja vseh metov, dokler ne padeta dve zaporedni cifri, pa lahko uporabimo Waldovo identiteto v nasprotno smer kot pri prvem načinu. Takodobimo E(N) 3/(1/2) 6. 9.a)Čeuporabimo5.nalogozaslučajnespremenljivke Y i : X i µinoznačimo U : Y 1 + +Y T S µt,dobimo var(u) E(U 2 ) σ 2 E(T).Torejje: E(S 2 ) E(U 2 )+2µE(UT)+µ 2 E(T 2 ). Nadaljevelja E(UT) E [ E(UT T) ] E [ E(U T)T ]. Kersoslučajnespremenljivke Y 1,Y 2,...neodvisneod T,je E(Y n T) E(Y n ) zavse ninposledično 1 IdejodalTimotejAkrapovič.

27 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 26 tudi E(U T),zatojetudi E(UT). Kovstavimošerezultatza E(U 2 ), dobimo: E(S 2 ) σ 2 E(T)+µ 2 E(T 2 ) in končno: var(s) E(S 2 ) µ 2( E(T) ) 2 σ 2 E(T)+µ 2 var(t). Opomba:prvičlenpredstavljavarianco,nepojasnjenosT,t.j. E [ var(s T) ],drugi členpajevarianca,pojasnjenast,t.j. var [ E(S T) ]. b) Velja: E [ z S T n ] E(z Sn ) [ G X (z) ] n, torej E(z S T) [ G X (z) ] T,odkoderdobimo: E(z S ) G T (G X (z)). Čepredpostavko,daje T neodvisnaod X 1,X 2,...,zamenjamosšibkejšopredpostavko,daje Tčasustavljanjagledena,X 1,X 2,...,nobenaodenakostinevelja več nujno. Kot protiprimer lahko tako kot v 5. nalogi vzamemo pošten kovanec, ki gamečemo,doklernepadecifra,pričemersometineodvisni.spetnajbo Tštevilo potrebnihmetovter X n 1,čevn-temmetupadecifra,sicerpanajbo X n (torejje S 1).Nisetežkoprepričati,danobenaodprejdokazanihzveznevelja. 1.a)OznačimozR t dogodek,daseobčasu tzgodirekord.opazimo,dajetadogodek odvisenleodvrstnegaredaslučajnihspremenljivk X 1,X 2,...X t.kersoteslučajne spremenljivke izmenljive, je vseh t! vrstnih redov enako verjetnih; ker je porazdelitev slučajnih spremenljivk zvezna, so z verjetnostjo 1 vse vrednosti različne. Ker se dogodek R t zgodipri (t 1)!vrstnihredih,morabiti P(R t ) 1/t. Boljformalno,slučajnespremenljivkeX 1,...X t uredimopovelikosti: X (t) (1) < X(t) (2) <... < X (t) (n). Slučajnispremenljivki X(t) (i) pravimo i-tavrstilnastatistika(tojetudi i-tiprihodničasvprocesuštetjazmnožicoprihodov M {X 1,...X t }). Nadalje z ρ (t) j označimo rang j-te slučajne spremenljivke med prvimi t, to je njen položaj v lestvici.natančneje, ρ (t) j i,čeje X j X (t) (i). Zaradiizmenljivostislučajnihspremenljivk X 1,X 2,...jeporazdelitevvektorjarangov ρ (t) 1,ρ (t) 2,...ρ (t) t enakomerna na množici vseh permutacij t elementov. Torej jetudirang ρ (t) t porazdeljenenakomernonamnožici {1,2,...t}. Sledi P(R t ) P ( ρ (t) t t ) 1/t. b)ugotovilismože,dajedogodek R t natančnodoločenzvrstnimredomslučajnih spremenljivk X 1,...X t.čepredpišemovrstniredslučajnihspremenljivk X 1,......X n,lahkoletegarazširimovtmožnihredovslučajnihspremenljivk X 1,...X t, odkaterihseprinatankoenemzgodidogodek R t. Torejjepogojna verjetnost dogodka R t gledenavrstniredslučajnihspremenljivk X 1,...X t 1 enaka 1/t,neodvisnooddejanskegavrstnegareda. Topapomeni,dajedogodek R t neodvisenod tegavrstnegaredainzatotudiod R 1,...R t 1.

28 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 27 Boljformalno,kerjeporazdelitevvektorjarangov ρ (t) 1,ρ (t) 2,...ρ (t) t enakomerna na množicivsehpermutacijtelementov,jetudipogojnaporazdelitevrangaρ (t) t glede na ρ (t 1) 1,ρ (t 1) 2,...ρ (t 1) t 1 enakomernanamnožici {1,2,...t},zatojepogojnaverjetnost dogodka R t gledena ρ (t 1) 1,...ρ (t 1) t 1 (inzatogledena R 1,...R t 1 )enaka 1/t. Opomba.Dogodek R t jeresdaneodvisenod ρ (t 1) 1,ρ (t 1) 2,...ρ (t 1) t 1,nipaneodvisen tudiod X 1,X 2,...X t 1. c)čezi t označimoindikatordogodka R t,t.j.: { 1 ;občasu tsezgodirekord I t 1(R t ) ;občasu tsenezgodirekord, velja N t I 1 +I 2 + +I t ternadalje E(I t ) 1/tin var(i t ) (t 1)/t 2.Torejje: E(N t ) E(I 1 )+E(I 2 )+ +E(I t ) t lnt in zaradi neodvisnosti še: var(n t ) var(i 1 )+var(i 2 )+ +var(i t ) t lnt t 2 d)dogodek {S > t}jeekvivalentendogodku,daje X 1 najvišjaizmedvrednosti X 1,X 2,...X t,torejdogodku,daje ρ (t) 1 t. Verjetnost tega dogodka je 1/t. Torej je P(S ) lim t P(S > t).za t 2,3,4,...pavelja: P(S t) P(S > t 1) P(S > t) 1 t(t 1). Torejje E(S) 1 t2. t 1 Opomba. Čeprav je matematično upanje neskončno, pa so je pogojno matematično upanjegledenavrednostprvemeritve X 1 končno velja: 1 E(S X 1 ) 1+ 1 F(X 1 ), kjerje F kumulativnaporazdelitvenafunkcijaslučajnihspremenljivk X 1,X 2,... (pogojnogledena X 1 jenamrečštevilonadaljnjihposkusov,kisopotrebni,dapresežemovrednostx 1,porazdeljenogeometrijskoGeom(1 F(X 1 ))).Todaintegracija vbrezpogojnomatematičnoupanjedaneskončenrezultat: čezf F označimo gostoto, dobimo: E(S) E [ E(S X 1 ) ] insubstitucija t F(x)namda: E(S) F(x) f(x)dx. 1 dt. 1 t e)pogojnaporazdelitevslučajnespremenljivke X S (y)gledenadogodek {S (y) t} jeenakapogojniporazdelitvislučajnespremenljivke X t gledenadogodek {X 1 y,x 2 y,...x t 1 y,x t > y},tapazaradineodvisnostisovpadaspogojno porazdelitvijogledenadogodek {X t > y}.slednjapajeneodvisnaod t.

29 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV Procesi štetja 1.a)Čespoznačimoverjetnost,daobdanemčasupridedoprihoda,velja N t Bin(n,p)in N t N s Bin(t s,p).sledi: Česo I 1,I 2,...I t neodvisnebernoullijeveslučajnespremenljivkes P(Y k 1) p,je I 1 +I 2 + +I t Bin(t,p). Česta X Bin(k,p)in Y Bin(l,p)neodvisni,je X +Y Bin(k +l,p). b) Te slučajne spremenljivke so neodvisne. c) Iz osnovne ekvivalence dobimo: P(S 1 t) P(N t 1) 1 P(N t ) 1 (1 p) t. Formulajepravilnaza t,1,2,...,torejza t Nvelja: torejje S 1 Geom(p). d) Splošneje velja: P(S 1 t) P(S 1 t) P(S 1 t 1) p(1 p) t 1, P(S n t) P(S n t,s n > t 1) P(N t n,n t 1 < n) torejje S n NegBin(n,p). 2. Za n-ti prihod po osnovni ekvivalenci velja: Sledi: P(N t 1 n 1,občasu tsezgodiprihod) P(N t 1 n 1)P(občasu tsezgodiprihod) ( ) t 1 p n (1 p) t n, n 1 F Sn (t) P(S n t) P(N t n) P(N t +1 > n) ( 1 e t) n. E(S 1 ) E(S 2 ) e t dt 1, [ 1 ( 1 e t) 2 ] dt ( 2e t e 2t) dt Prvinačin. Velja N t Bin(n,t). Izosnovneekvivalence {S k t} {N t k} dobimokumulativnoporazdelitvenofunkcijoslučajnespremenljivke S k : F Sk (t) n lk ( ) n t l (1 t) n l ; t 1. l

30 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 29 Z odvajanjem dobimo še porazdelitveno gostoto(pazimo na zadnji člen): f Sk (t) n ( ) n [ ] lt l 1 (1 t) n l (n l)t l (1 t) n l 1 l n ( ) n n 1 ( ) n lt l 1 (1 t) n l (n l)t l (1 t) n l 1 l l lk lk n lk n lk lk n! n 1 (l 1)!(n l)! tl 1 (1 t) n l n! l!(n l 1)! tl (1 t) n l 1 n! (l 1)!(n l)! tl 1 (1 t) n l n! (k 1)!(n k)! tk 1 (1 t) n k. lk n jk+1 Dobilismoporazdelitevbeta: S k Beta(k,n k +1). n! (j 1)!(n j)! tj 1 (1 t) n j Drugi način. Gostoto zlahka dobimo z naslednjim fizikalnim, a matematično ne ravnokorektnimpremislekom: dogodek {S k [t,t + dt]}pomeni,dajedočasa t prišlo k 1gostov,engostjeprišelvinfinitezimalnemčasovnemintervaluod tdo t+dt,preostalih n kgostovpajeprišloodčasa t+dtnaprej.torejje: od koder sledi: P(S k [t,t+dt]) f Sk (t) n! (k 1)!1!(n k)! tk 1 dt(1 t) n k, n! (k 1)!(n k)! tk 1 (1 t) n k, karjeistokotprej. Korektnaizpeljavapajenaslednja: za t < t + h 1iz osnovne ekvivalence sledi: F Sk (t+h) F Sk (t) P(N t+h k) P(N t k). Kerje {N t k} {N t+h k},jetudi: F Sk (t+h) F Sk (t) P(N t < k,n t+h k) P(N t < k,n 1 N t+h n k) k 1 n k P(N t i,n t+h N t n i j,n 1 N t+h j) i i j k 1 n k n! i!(n i j)!j! ti h n i j (1 t h) j. j Opazimo,dajeeksponentpri hvselejnajmanj 1.Čedelimoshinnaredimolimito, kogre hprotinič,nalevistranidobimonatankodesniodvodfunkcije F Sk vtočki

31 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 3 t.nadesnistranipaostanejolečlenish 1,topajelečlenzi k 1in j n k. Torej je prej omenjeni desni odvod enak: n! (k 1)!(n k)! tk 1 (1 t) n k, karjespetistokotprej.dokazatimoramoleše,daenakoveljatudizaleviodvod. Za t h < t 1podobnokotprejizračunamo: k 1 n k n! F Sk (t) F Sk (t h) i!(n i j)!j! (t h)i h n i j (1 t) j. i j inlimita,kogre hprotinič,jeistakotprej. Topomeni,daje F Sk nacelotnem intervalu (, 1) odvedljiva, in ni se težko prepričati, da je odvod zvezen. Poleg tega je F Sk povsodzvezna.sledi: f Sk (t) n! (k 1)!(n k)! tk 1 (1 t) n k. 4.a)Daje P t neodvisenod P t,slediizneodvisnostidogodkov,daseobdoločenem času zgodi prihod(in izreka o neodvisnosti izpeljanih dogodkov). Da pa je porazdeljenenakokot P,slediiztega,daimalastnosti,kidoločajo P,indatelastnosti natančno določajo porazdelitev. b)proces P T zavzamevrednostivmnožici (N),potenčnimnožicimnožicenaravnihštevil. Proces P T pazavzamevrednostivmnožici fin (N),množicivseh končnih podmnožic množice naravnih števil. Vzemimo poljubni merljivi množici A fin (N)in B (N)terpoljuben t N. Oglejmosinaslednjopogojnoverjetnost: P ( P T B T t,p T A ) P ( P t B T t,p t A ) (kiimasmisel,čeje P ( T t,p t A ) > ). Todadogodek {T t}jedeterminističnodoločenzp t.topapomeni,daobstajatakamnožica C t ({1,...t}), daje {T t} {P t C t }.IzobičajnečasovnohomogenelastnostiMarkovazdaj sledi: P ( P T B T t,p T A ) P ( P t B P t A C t ) od koder sledi želeno. P ( P t B ) P ( P B ), 5. Prvi del(pozabljivost) lahko preverimo na vsaj dva načina. Prvi način. Z neposrednim izračunom preverimo: P(T t+s T > t) P(T t+s) P(T > t) p(1 p)t+s 1 (1 p) t p(1 p) s 1 P(T s).

32 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV1 31 Drugi način. Oglejmo si Bernoullijevo zaporedje poskusov, kjer vsak poskus uspe zverjetnostjo p,ingaobravnavajmokotprocesštetja. Čeje T S 1 časprvega prihoda, iz točke b) 1. naloge vemo, da je le-ta porazdeljen geometrijsko Geom(p). Dogodek{T > t}seujemazdogodkom,dadovključnočasatšeniprišlodoprihoda. ČespetzPoznačimomnožicoprihodnihčasovinsT prvi(med)prihodničasv procesup t,nadogodku{t > t}veljat T t,torejsenatemdogodkudogodka {T t+s}in {T s}ujemata. Kerjedogodek {T > t}možnodeterministično opisatizmnožico P t,je T neodvisenod {T > t}inporazdeljentakokot T,se pravi,dajepogojnogledena {T > t}porazdeljentakokot T. Odtodpažesledi zahtevana enakost. Naj bo zdaj T pozabljiva slučajna spremenljivka. Iz pozabljivosti sledi tudi: P(T > t+s T > t) P(T > s) zavse s N intudizavse t N.Zdrugimibesedami: P(T > t+s) P(T > t)p(t > s). Torej velja tudi: P(T > t+1) P(T > t)p(t > 1) inčeoznačimo q : P(T > 1),sledi: P(T > t) q t. Tumorabiti < q < 1:možnost q odpade,kermoraimetipogojnaverjetnost v ( )smisel,možnost q 1pa,kerbivtemprimeruizverjetnostištevnegapreseka naraščajočega zaporedja dogodkov dobili, da je P(T N). Končno dobimo: P(T t) P(T > t 1) P(T > t) (1 q)q t 1, kar pomeni, da je T res porazdeljena geometrijsko. 6.a)Slediizosnovneekvivalence {S n t} {N t n}. Takodobimo,dajeproces P Sn neodvisenod ( S n,p Sn ) inporazdeljenenakokot P. b) n-ti medprihodni čas procesa P ustreza prvemu medprihodnemu času procesa P S n 1.Izprejšnjetočkesledi,dajepotemT n porazdeljenenakokott 1 inneodvisen od (S n 1,P S n 1 ),torejtudiod (T 1,...T n 1 ). Torejsovsimedprihodničasi T n neodvisni in porazdeljeni geometrijsko Geom(p). Sledi: Česo T 1,T 2,...T n neodvisneinporazdeljenegeometrijsko Geom(p),je T 1 +T 2 + +T n NegBin(n,p). Česta X NegBin(k,p)in Y NegBin(l,p)neodvisni,je X +Y NegBin(k +l,p). c)razlika S n S m ustreza (n m)-temumedprihodnemučasuprocesa P Sm,torej jeporazdeljenaenakokot S n m,sepravinegativnobinomsko NegBin(n m,p).

33 M.RAIČ&A.TOMAN:VAJEIZSLUČAJNIHPROCESOV Homogeni Poissonov proces 1.a)Časododprtjaambulantedosprejemaprvegapacientajetretjiprihodničas S 3, kiimaporazdelitev Gama(3,6),njegovapričakovanavrednostpaje 3 1/6 1/2, torej pol ure. 2 6 k e 6 b) P(N 1 < 3) Pois(6){,1,2} 25e k! 2.a)Najbonajprej s > t.tedajje N s N t neodvisnaod N t,zatovelja: k cov(n t,n s ) cov(n t,n t )+cov(n t,n s N t ) var(n t ) λt. Vsplošnemtorejvelja cov(n t,n s ) λmin{t,s}. b) corr(n t,n s ) min{t,s}. ts t 1 t 1 t 1 t 1 t 1 t 2 t 2 t 2 c) λ t 1 t 2 t 3 t t 1 t 2 t 3 t n 3.a)Igralecdobiigro,čepridemedčasoma sin 1donatankoenegazvonjenja.Kerje številozvonjenjvtemčasovnemintervaluporazdeljenopopoissonu Pois ( λ(1 s) ), je verjetnost dogodka, da igralec dobi igro, enaka: λ(1 s)e λ(1 s). b)funkcija t te t naintervalu [,1]narašča,pri t 1dosežemaksimum e 1,na intervalu [1, )papada.namesto tzdajvstavimoizraz λ(1 s),kilahkopreteče intervalod do λ. Čeje λ < 1,torejtaizraznemoredoseči 1inmaksimalna verjetnost,daigralecdobiigro,jedoseženapri s,enakapaje λe λ.pri λ 1 paizraz λ(1 s)doseževrednost 1pri s (λ 1)/λinmaksimalnaverjetnost,da igralecdobiigro,je e Računamo: P(X k,z n) P(X k Z n) P(Z n) P(X k,y n k) P(Z n) P(X k)p(y n k) P(Z n) n! λ k µ n k k!(n k)! (λ+µ) n ( )( ) k ( ) n k n λ µ, k λ+µ λ+µ