• Nie Znaleziono Wyników

Rachunek Prawdopodobieństwa MAP1181 Wydział Matematyki, Matematyka Stosowana Lista 1. Rozwiązanie zadania 1.1 (b) i (c) Opracowanie: Kinga Włodarczyk

N/A
N/A
Protected

Academic year: 2021

Share "Rachunek Prawdopodobieństwa MAP1181 Wydział Matematyki, Matematyka Stosowana Lista 1. Rozwiązanie zadania 1.1 (b) i (c) Opracowanie: Kinga Włodarczyk"

Copied!
3
0
0

Pełen tekst

(1)

Rachunek Prawdopodobieństwa MAP1181 Wydział Matematyki, Matematyka Stosowana Lista 1. Rozwiązanie zadania 1.1 (b) i (c)

Opracowanie: Kinga Włodarczyk

Zadanie 1.1

(b) Uzasadnij podaną na wykładzie konstrukcję przestrzeni probabilistycznej o skończonej liczbie stanów.

(c) Uzasadnij podaną na wykładzie konstrukcję przestrzeni probabilistycznej o nieskończonej prze- liczalnej liczbie stanów.

Rozwiązanie podpunktu (b):

Ω = {ω1, . . . , ωn} - zbiór skończony,

F = 2 - rodzina wszystkich podzbiorów zbioru Ω,

każde prawdopodobieństwo P można wtedy skonstruować w następujący sposób:

• wybieramy liczby p1, p2, . . . , pn spełniające warunki pi ­ 0 dla każdego i = 1, 2, . . . , n oraz Pn

i=1

pi = 1,

• definiujemy P ({ωi}) := pi dla i = 1, 2, . . . , n.

Z własności prawdopodobieństwa mamy wtedy dla dowolnego A ∈ F P (A) = X

{i : ωi∈A}

pi.

Zacznijmy od uzasadnienia powyższego wzoru:

A ⊂ Ω – zbiór skończony ⇒

⇒ A = [

{i : ωi∈A}⊂{1,...,n}

i}

oraz {ωi} ∩ {ωj} = ∅ dla i 6= j

⇒ A to suma przeliczalna zbiorów parami rozłącznych ⇒

⇒ P (A) = P

[

{i : ωi∈A}

i}

= X

{i : ωi∈A}

P ({ωi}) = X

{i : ωi∈A}

pi,

– jeśli P ma istotnie być prawdopodobieństwem.

Żeby udowodnić podaną konstrukcję, należy pokazać, że określone wyżej (Ω, F , P ) jest prze- strzenią probabilistyczną. Sprawdzamy kolejne własności, jakie musi spełnić (Ω, F , P ), zgodnie z definicją przestrzeni probabilistycznej:

1. Ω 6= ∅ – jest spełnione, ponieważ Ω zawiera przynajmniej jeden element.

1

(2)

2. ∅ ∈ F – jest spełnione, ponieważ zbiór pusty jest podzbiorem każdego zbioru.

A ∈ F ⇒ Ac = Ω \ A ∈ F – jest spełnione, ponieważ, jeśli jakiś zbiór jest podzbiorem Ω, to jego dopełnienie również.

A1, A2, . . . ∈ F ⇒ Si=1Ai ∈ F – jest spełnione, ponieważ, dowolna suma podzbiorów Ω też jest podzbiorem Ω.

3. (I) P : F → [0, 1]

Dowód:

Dla dowolnego A ∈ 2 zachodzi:

i∈{1,2,...,n} pi ­ 0

Pn

i=1pi = 1

{i : ωi ∈ A} ⊂ {1, 2, . . . , n}

⇒ 0(1)¬ X

{i : ωi∈A}

pi

(2)

¬

n

X

i=1

pi = 1,

(1) - bo sumujemy wyrazy nieujemne, (2) - bo {i : ωi ∈ A} ⊂ {1, 2, . . . , n} i zachodzi (1).

Zatem ∀A∈2 0 ¬ P (A) ¬ 1 i warunek (I) jest spełniony.  (II) P (Ω) = 1

Dowód:

Pn

i=1pi = 1

{i : ωi ∈ Ω} = {1, 2, . . . , n}

)

⇒ P (Ω) = X

{i : ωi∈Ω}

pi =

n

X

i=1

pi = 1 

(III) Dla A1, A2, . . . ∈ F , parami rozłącznych (tzn. Ai∩ Aj = ∅ dla i 6= j) P

[

k=1

Ak

!

=

X

k=1

P (Ak) Dowód:

Ak∩ Aj = ∅ k6=j ⇒ {i : ωi ∈ Ak} ∩ {i : ωi ∈ Aj} 6= ∅ k6=j oraz

{i : ωi

[

k=1

Ak} =

[

k=1

{i : ωi ∈ Ak},

przy czym sumujemy tu zbiory indeksów parami rozłączne. Ponadto, ∀k {i : ∈ Ak} ⊂ {1, ..., n}. Zatem {i : ωi ∈ Ak} 6= ∅ jedynie dla k z pewnego skończonego zbioru. Stąd:

P (

[

n=1

An) = X

{i : ωiS n=1An}

pi = X

i ∈S

n=1{i : ωi∈An}

pi (3)=

X

n=1

X

{i : ωi∈An}

pi

=

X

n=1

P (An) .

Krok (3) jest uzasadniony, bo po lewej stronie mamy sumę skończoną, a po prawej for- malnie nieskończoną, ale w której tylko skończona ilość składników jest różna od 0 (czyli w istocie mamy tu też sumę skończoną), możemy więc permutować i grupować wyrazy tej sumy. 

2

(3)

Rozwiązanie podpunktu (c):

Ω = {ω1, ω2, . . .} - zbiór nieskończony, przeliczalny, F = 2 - rodzina wszystkich podzbiorów zbioru Ω,

każde prawdopodobieństwo P można wtedy skonstruować w następujący sposób:

• wybieramy ciąg liczbowy p1, p2, . . . spełniający warunki pi ­ 0 dla każdego i = 1, 2, . . . oraz

P

i=1

pi = 1,

• definiujemy P ({ωi}) := pi dla i = 1, 2, . . ..

Z własności prawdopodobieństwa mamy wtedy dla dowolnego A ∈ F P (A) = X

{i : ωi∈A}

pi.

Powyższy wzór możemy uzasadnić tym samym sposobem, który był używany w podpunkcie (b).

Dowód przeprowadzamy również analogicznie jak w podpunkcie (b). Własności 1., 2. są spełnione (uzasadnienie identyczne jak w (b)).

Podobnie jak w (b) pokazujemy własność 3.

(I) P : F → [0, 1]

Dowód:

Dla dowolnego A ∈ 2 zachodzi:

i∈N pi ­ 0

P

i=1pi = 1 {i : ωi ∈ A} ⊂ N

⇒ 0(1)¬ X

{i : ωi∈A}

pi

(4)

¬

X

i=1

pi = 1,

(1) - bo sumujemy wyrazy nieujemne, (4) - bo {i : ωi ∈ A} ⊂ N i zachodzi (1). Zatem

A∈2 0 ¬ P (A) ¬ 1 i warunek (I) jest spełniony.  (II) P (Ω) = 1

Dowód:

P

i=1pi = 1 {i : ωi ∈ Ω} = N

)

⇒ P (Ω) = X

{i : ωi∈Ω}

pi =

X

i=1

pi = 1 

(III) Własność (III) również udowadniamy tak samo jak w podpunkcie (b), jedynie musimy inaczej uzasadnić krok (3). Tutaj po lewej stronie mamy sumę, która może być nieskończona, przeli- czalna. Ale wyrazy tego szeregu są nieujemne i jest on zbieżny bezwzględnie. Więc permutacja i grupowanie wyrazów nie zmienia sumy tego szeregu. Zatem krok (3) jest uzasadniony.

3

Cytaty

Powiązane dokumenty

Wynika to z tego, że obroty i translacje są izometriami, więc możemy dowolnie prze- suwać i obracać obszar nie zmieniając

W którym z dwu rozważanych sposobów losowania zdarzenia polegające na wylosowaniu kartki nr k przez różne osoby zdające są

Rachunek Prawdopodobieństwa MAP1181 Wydział Matematyki, Matematyka Stosowana.

F 0 istnieje poza (co najwyżej) skończoną liczbą

Wydział Matematyki, Matematyka Stosowana Lista 7.. jest gęstością

(I) Oszacuj prawdopodobieństwo, że wśród 60 kupionych jaj będzie mniej niż 45 nada- jących się na pisankę.. (II) Ile trzeba kupić jaj, aby z prawdopodobieństwem co najmniej

Oblicz prawdopodobieństwo, że zanim sprzedawca sprzeda 50 hot dogów, minie go nie więcej niż 1100 osób. Porównaj wyniki otrzymane na podstawie rozkładów dokładnego

Niech A, B oraz C będą zdarzeniami, polegającymi na tym, że odpowiadnio więzień A, B, C zosta- nie ułaskawiony, i niech S B będzie zdarzeniem, w którym naczelnik mówi, że