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funzioni di densità e di ripartizione probabilità assiomi di kolmogorov (con dimostrazione) eventi
Tipologia: Appunti
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Distribuzione di Bernoulli X variabile aleatoria discreta Rx = { 0 , 1 } px(1) = p px(0) = 1 – p
Proprietà:
Sviluppo potenza di un binomio
proprietà del coefficiente binomiale
dimostrazione:
dimostrazione:
Distribuzione binomiale X ~ B ( n , p )
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
→ ( 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
Media per la distribuzione E[X] = n * p dimostrazione:
= 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^ =
Varianza per la distribuzione Var(X) = n * p * ( 1 – p ) dimostrazione: NON LA CHIEDE Formula di ricorrenza binomiale
= { 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
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