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appunti di matematica applicata, Appunti di Matematica Applicata

funzioni di densità e di ripartizione probabilità assiomi di kolmogorov (con dimostrazione) eventi

Tipologia: Appunti

2019/2020

Caricato il 12/03/2020

beatricebr
beatricebr 🇮🇹

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Distribuzione di Bernoulli
X variabile aleatoria discreta Rx = { 0 , 1 }
px(1) = p px(0) = 1 – p
# esperimento a due esiti → schema a successo – insuccesso
Proprietà:
1) La media coincide con la probabilità del successo
dimostrazione:
E[X] = Σxi xi * px(xi) = 0 * ( 1 – p ) + 1 * p = 0 + p = p
2) La varianza è il prodotto tra la probabilità di successo e di insuccesso
dimostrazione:
Var(X) = E[X2] – E[X]2
E[X2] = Σxi ( xi )2 * px(xi) = 02 * ( 1 – p ) + 12 * p = 0 + p = p
Var(X) = p – (p)2 = p – p2 = p * ( 1 – p ) dove ( 1 – p ) si trova come q
Distribuzione binomiale
X variabile aleatoria discreta ha distribuzione binomiale se
px(k) = ( ) pk * ( 1 – p )n-k con k= 0 , 1 , 2 , ... , n
X ~ B ( n , p ) ( ) = coefficiente binomiale = n! / [ k! ( n – k ) ! ]
Sviluppo potenza di un binomio
( a + b )n = Σnxi ( ) pk * ( 1 – p )n-k
proprietà del coefficiente binomiale
1) ( ) = ( ) = 1
dimostrazione:
( ) = n! / [ 0! ( n – 0 ) ! ] = n! / n! = 1 * 0! = 1 *
( ) = n! / [ n! ( n – n ) ! ] = n! / n! = 1
2) ( ) = ( ) = n
dimostrazione:
( ) = n! / [ 1! ( n – 1 ) ! ] = [ n * (n – 1)! ] / ( n – 1 )! = n
( ) = n! / [ ( n – 1 )! ( n – n – 1 ) ! ] = [ n * (n – 1)! ] / [( n – 1 )! * 1! ] = n
Distribuzione binomiale
X ~ B ( n , p )
px(x) ( ) pk * ( 1 – p )n-k con k= 0 , 1 , 2 , ... , n
0 altrove
px(x) è una funzione di probabilità
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Distribuzione di Bernoulli X variabile aleatoria discreta Rx = { 0 , 1 } px(1) = p px(0) = 1 – p

esperimento a due esiti → schema a successo – insuccesso

Proprietà:

  1. La media coincide con la probabilità del successo dimostrazione: E[X] = Σxi xi * px(xi) = 0 * ( 1 – p ) + 1 * p = 0 + p = p
  2. La varianza è il prodotto tra la probabilità di successo e di insuccesso dimostrazione: Var(X) = E[X^2 ] – E[X]^2 E[X^2 ] = Σxi ( xi )^2 * px(xi) = 0^2 * ( 1 – p ) + 1^2 * p = 0 + p = p Var(X) = p – (p)^2 = p – p^2 = p * ( 1 – p ) (^) dove ( 1 – p ) si trova come q Distribuzione binomiale X variabile aleatoria discreta ha distribuzione binomiale se

px(k) = ( ) pk^ * ( 1 – p )n-k^ con k= 0 , 1 , 2 , ... , n

X ~ B ( n , p ) ( ) = coefficiente binomiale = n! / [ k! ( n – k )! ]

Sviluppo potenza di un binomio

( a + b )n^ = Σnxi ( ) pk^ * ( 1 – p )n-k

proprietà del coefficiente binomiale

dimostrazione:

( ) = n! / [ 0! ( n – 0 )! ] = n! / n! = 1 * 0! = 1 *

( ) = n! / [ n! ( n – n )! ] = n! / n! = 1

2) ( ) = ( ) = n

dimostrazione:

( ) = n! / [ 1! ( n – 1 )! ] = [ n * (n – 1)! ] / ( n – 1 )! = n

( ) = n! / [ ( n – 1 )! ( n – n – 1 )! ] = [ n * (n – 1)! ] / [( n – 1 )! * 1! ] = n

Distribuzione binomiale X ~ B ( n , p )

px(x) ( ) pk^ * ( 1 – p )n-k^ con k= 0 , 1 , 2 , ... , n

0 altrove px(x) è una funzione di probabilità n k n k n k n 0 n n n 0 n n n 1 n n- 1 n 1 n n- 1 n k

dimostrazione: Σxi px(xi) = 1

Σnk =0 ( ) pk^ * ( 1 – p )n-k^ a = p

Σnk =0 ( ) ak^ * ( 1 – p )n-k^ b = 1 – p

Σnk =0 ( ) ak^ * bn-k^ → che per lo sviluppo di potenza di un binomio è uguale a ( a + b )n

→ ( p + 1 – p )n^ = 1n^ = 1 Successi in prove indipendenti X ~ B ( n , p ) X = numero di successi in n prove indipendenti di tipo Bernoulli B = campo di esistenza della variabile aleatoria n = numero di prove indipendenti p = probabilità di successo nella singola prova Osservazione Se p = ½ X ~ B ( n , p ) 1 – p = ½

px(x) = ( ) (½)k^ * (½)n-k^ = ( ) (½)n

Media per la distribuzione E[X] = n * p dimostrazione:

E[X] = Σxi xi * px(xi) = Σnk =1 k * px(xi) = Σnk =1 k * ( ) pk^ * ( 1 – p )n-k^ =

= Σnk =1 k * n! / [ k * (k - 1)! * ( n – k )! ] * pk^ * ( 1 – p )n-k^ = con h = k – 1 = Σnh= 0 n * ( n – 1 )! / [ h! * ( n – h + 1 )! ] * ph^ * p * ( 1 – p )n-h-1^ =

= n * p * Σn-1h= 0 ( ) * ph^ * ( 1 – p )n-h-1^ = n * p * ( p + 1 – p )n-1^ = n * p * ( 1 )n-1^ = n * p

Varianza per la distribuzione Var(X) = n * p * ( 1 – p ) dimostrazione: NON LA CHIEDE Formula di ricorrenza binomiale

px(k) / px( k – 1 ) = { ( ) pk^ * ( 1 – p )n-k^ / ( ) pk -1^ * ( 1 – p )n-k+1^ } =

= { n! / [ k! * ( n – k )! ] } / { n! / [ ( k – 1 )! * ( n – k + 1 )! ] } * { p / ( 1 – p ) } = = { [ ( k – 1 )! * ( n – k + 1 ) * ( n – k )! ] } / { [ k * ( k – 1 )! * ( n – k )! ] } * { p / ( 1 – p ) } = = { ( n – k + 1 ) / k } * { p / ( 1 – p ) } px(k) ≥ px( k – 1 ) → { px(k) / px( k – 1 ) } ≥ 1 { ( n – k + 1 ) / k } * { p / ( 1 – p ) } ≥ 1 → { ( n – k + 1 ) * p } ≥ 1 * { k * ( 1 – p ) } { ( n + 1 ) * p } ≥ 1 * k k ≤ (n * p + p ) n k n k n k n k n k n k n - 1 h n k n k – 1

fx(x) = { 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] } * ∫+∞-∞ e – ( x – μ )^2 / (2 σ^2 )^ dx = con y = ( x – μ ) / (√2 * σ ) e dx = ( √2 * σ ) dy e ∫+∞-∞ e – x^2^ dx = √π)* σ ] } * e = { 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] } * ∫+∞-∞ e – y^2^ ( √2 * σ ) dy = √π)* σ ] } * e / √π)* σ ] } * e = 1

  1. E[X] = μ dimostrazione: E[X] = ∫+∞-∞ x * fx(x) = { 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] } * ∫+∞-∞ x * e – ( x – μ )^2 / (2 σ^2 )^ dx = con y = ( x – μ ) / (√2 * σ ) , dx = ( √2 * σ ) dy , x = √2 * σ y + μ = { 1/[√(2π) σ ] } * e )* σ ] } * ∫+∞-∞ ( √2 * σ *y + μ ) e – y^2^ ( √2 * σ ) dy = = { 1/[ √(π) σ ] } * e ) ] } * { ∫+∞-∞ ( √2 * σ *y ) *e – y^2^ dy + μ *∫+∞-∞ e – y^2^ dy } =
  • ∫+∞-∞ ( √2 * σ *y ) *e – y^2^ dy → 0
  • ∫+∞-∞ e – y^2^ dy = √π)* σ ] } * e = { 1/[√(π)* σ ] } * e )} * { 0 + μ * √π)* σ ] } * e } = μ
  1. Var(X) = σ^2 √[ Var(X) ]= σ dimostrazione: Var(X) = ∫+∞-∞ ( X - E[X] )^2 * fx(x) = { 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] } * ∫+∞-∞ ( x – μ )^2 * e – ( x – μ )^2 / (2 σ^2 )^ dx = con y = ( x – μ ) / (√2 * σ ) , dx = ( √2 * σ ) dy , x - μ = √2 * σ y = { 1/[√(2π) σ ] } * e )* σ ] } * ∫+∞-∞ ( √2 * σ *y)^2 e – y^2^ ( √2 * σ ) dy = = { (2 * σ^2 )/√(π) σ ] } * e ) } * { ∫+∞-∞ y^2 e – y^2^ dy } = { (2 * σ^2 )/√(π) σ ] } * e ) } * { 2 *∫+∞ 0 y^2 e – y^2^ dy } = = { (2 * σ^2 )/√(π) σ ] } * e ) } * { ∫+∞ 0 2 * y^2 e – y^2^ dy } = = { (2 * σ^2 )/√(π) σ ] } * e ) } * [ - y e – y^2^ ]+∞ 0 + { (2 * σ^2 )/√(π) σ ] } * e ) } * { ∫+∞ 0 e – y^2^ dy } =
  • [ - y e – y^2^ ]+∞ 0 → 0 = { ( σ^2 )/√(π) σ ] } * e ) } * { 2 * ∫+∞ 0 e – y^2^ dy } = { ( σ^2 )/√(π)* σ ] } * e ) } * { ∫+∞-∞ e – y^2^ dy } =
  • ∫+∞-∞ e – y^2^ dy = √π)* σ ] } * e = { ( σ^2 )/√(π)* σ ] } * e ) } * √π)* σ ] } * e = σ^2 Considerazioni sulla funzione fx(x) = { 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] } * e – ( x – μ ) ^2/ (2 σ^2 ) fx’(x) = { 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] } * e – ( x – μ ) ^2/ (2 σ^2 )^ * { – 2 * ( x – μ ) / (2 σ^2 ) = = { 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ^3 ] } * ( - x + μ ) * e – ( x – μ ) ^2/ (2 σ^2 )
  • x + μ < 0 → x > μ fx(μ) = 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] fx(μ - x) = fx(μ + x) dimostrazione: fx(μ - x) = 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] e – ( μ - x – μ ) ^2/ (2 σ^2 )^ = 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] e – ( -x ) ^2/ (2 σ^2 ) fx(μ + x) = 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] e – ( μ + x – μ ) ^2/ (2 σ^2 )^ = 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] e – ( x ) ^2/ (2 σ^2 ) → 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] e – ( x ) ^2/ (2 σ^2 )^ = 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] e – ( x ) ^2/ (2 σ^2 )

Funzione di distribuzione Fx(x) = ∫x-∞ { 1/[√(2π)* σ ] } * e )* σ ] }* e – ( y – μ )^2 / (2 σ^2 )^ dy → irrisolvibile analiticamente Si può procedere così: Variabile aleatoria normalmente standardizzata Y ~ N ( 0 , 1 ) E[X] = 0 Var(X) = 1 fY(y) = 1/[√(2π)* σ ] } * e )]* e – ( y )^2 /2^ dy φ(x) = valore trovabile solo con una tabella P( Y > x ) = 1 – P ( Y ≤ x ) = 1 - φ(-x) → φ(x) = = 1 - φ(-x) φ(x) ≈ 1 per x > 3 φ( 2,99 ) = 0,99861 P ( X ≤ 3 ) Se X ~ N ( μ , σ^2 ) allora Fx(x) = φ( (x – μ ) /σ ) dimostrazione: P( { a < X < b} ) = φ( (b – μ ) /σ ) - φ( (a – μ ) /σ ) Fx(x) = { 1/[√(2π) σ ] } * e )* σ ] } * ∫+∞-∞ e – ( y – μ )^2 / (2 σ^2 )^ dy = con t = (x – μ ) /σ , dy = σdt e φ(x) = ∫x-∞ { 1/[√(2π) σ ] } * e ) ] }* e – ( y )^2 / 2^ dy = { 1/[√(2π)* σ ] } * e ) * σ] } * ∫( x – μ ) /σ-∞ e – ( t )^2 / 2^ σdt = { 1/[√(2π)* σ ] } * e ) ] } * ∫z-∞ e – ( t )^2 / 2^ dt = φ(z) = φ((x – μ ) /σ) Teorema di Moivre – Laplace Se X ~ B ( n , p) allora per n →+ ∞ X ≈ N ( np , np(1 – p) ) cioè P( { X ≤ x } ) ≈ φ*( ( x- np) / √[np(1 – p)] ) Regola pratica: np ≥ 5 n( 1 – p ) ≥ 5 Problemi con questo teorema P( { X = k } ) ≠ 0 X ~ B ( n , p) Y ~ N P( { Y = k } ) = 0