Wahrscheinlichkeitsfunktion < Stochastik < Hochschule < Mathe < Vorhilfe
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Hallo Zusammen!
> Auch wenn das Thema es anders vermuten läßt, handelt es
> sich hier wohl doch um Analysis.
(Die nächste Frage nimmt allerdings Bezug zu dieser Wahrscheinlichkeitsfunktion. Insofern habe ich die Diskussion jetzt hierhin verschoben. )
Aufgabe |
Für [mm]0 < r < 1[/mm] ist die Verteilung einer Zufallsgröße [mm]X[/mm] durch
[mm]P(X=n) = c_r\frac{r^n}{n}\;(n\in\mathbb{N})[/mm]
gegeben mit
[mm]c_r := \frac{-1}{\log(1-r)}[/mm]
Der Erwartungswert und die Varianz betragen dann:
[mm]E(X) = c_r\frac{r}{1-r}[/mm] und [mm]V(X) = rc_r\frac{1-rc_r}{(1-r)^2}[/mm]
Zeige, daß dann:
[mm]P\left(X > \frac{nr}{1-r}\right) \le \frac{c_r\left(1-rc_r\right)}{r\left(n-c_r\right)^2}\;(n\in\mathbb{N})[/mm]
gilt.
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Der "Ansatz", den ich bisher für diese Aufgabe habe, ist:
[mm]P\left(X > \frac{nr}{1-r}\right) = c_r\sum_{k=\left\lceil\frac{nr}{1-r}\right\rceil}^{\infty}{\frac{r^k}{k}} = c_rr^{\left\lceil\frac{nr}{1-r}\right\rceil}\sum_{k=0}^{\infty}{\frac{r^k}{k+\lceil nr/(1-r)\rceil}}[/mm]
Weiter bin ich bisher nicht gekommen, und ich denke, daß das auch der falsche Weg ist. Womit soll man bei dieser Aufgabe bloß anfangen?
Danke für die Hilfe!
Viele Grüße
Karl
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Status: |
(Antwort) fertig | Datum: | 23:07 So 07.05.2006 | Autor: | felixf |
Hallo Karl!
> [mm]P\left(X > \frac{nr}{1-r}\right) \le \frac{c_r\left(1-rc_r\right)}{r\left(n-c_r\right)^2}\;(n\in\mathbb{N})[/mm]
Das erinnert mich ein wenig an die Tschebyscheffsche Ungleichung. Vielleicht kannst du da mit der was machen?
LG Felix
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Hallo Felix!
> Also die ''uebliche'' Methode bei solchen Aufgaben *g*
Na ja, ich hab's jetzt versucht, und eigentlich funktioniert es ja auch, nur bei einer Fallunterscheidung ist noch irgendwo der Wurm drin.
Die Tschebyscheff'sche Ungleichung lautet ja:
[mm]\forall\xi > 0:P(\underbrace{\left|X-E(X)\right|}_{\text{Version 1}} > \xi) = P(\underbrace{\left|E(X)-X\right|}_{\text{Version 2}} > \xi)
\le \frac{V(X)}{\xi^2}[/mm]
Jetzt berechne ich [mm]\xi[/mm]:
[mm]\frac{V(X)}{\xi^2} = \frac{c_r\left(1-rc_r\right)}{r\left(n-c_r\right)^2}\Rightarrow \xi = \frac{r\left(n-c_r\right)}{1-r}[/mm]
Danach mache ich eine Fallunterscheidung. Für [mm]X > E(X)[/mm] nehme ich die Version 1 der Ungleichung, und berechne [mm]\xi+E(X)[/mm], und es funktioniert auch. Für den Fall [mm]E(X) > X[/mm] kann es doch aber gar nicht mehr funktionieren, oder? Dort nehme ich Version 2 der Ungleichung und berechne [mm]-(E(X)-\xi) = \xi-E(X)[/mm], aber offensichtlich ist: [mm]\xi-E(X) \ne \xi+E(X)[/mm]. Also ist meine Fallunterscheidung falsch ... nur wo steckt der Denkfehler?
Danke!
Viele Grüße
Karl
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Status: |
(Antwort) fertig | Datum: | 07:49 Di 09.05.2006 | Autor: | felixf |
Hallo Karl!
> Die Tschebyscheff'sche Ungleichung lautet ja:
>
> [mm]\forall\xi > 0:P(\underbrace{\left|X-E(X)\right|}_{\text{Version 1}} > \xi) = P(\underbrace{\left|E(X)-X\right|}_{\text{Version 2}} > \xi)
\le \frac{V(X)}{\xi^2}[/mm]
>
> Jetzt berechne ich [mm]\xi[/mm]:
>
> [mm]\frac{V(X)}{\xi^2} = \frac{c_r\left(1-rc_r\right)}{r\left(n-c_r\right)^2}\Rightarrow \xi = \frac{r\left(n-c_r\right)}{1-r}[/mm]
>
> Danach mache ich eine Fallunterscheidung. Für [mm]X > E(X)[/mm]
> nehme ich die Version 1 der Ungleichung, und berechne
> [mm]\xi+E(X)[/mm], und es funktioniert auch. Für den Fall [mm]E(X) > X[/mm]
> kann es doch aber gar nicht mehr funktionieren, oder? Dort
> nehme ich Version 2 der Ungleichung und berechne
> [mm]-(E(X)-\xi) = \xi-E(X)[/mm], aber offensichtlich ist: [mm]\xi-E(X) \ne \xi+E(X)[/mm].
> Also ist meine Fallunterscheidung falsch ... nur wo steckt
> der Denkfehler?
Du kannst hier keine Fallunterscheidung machen! Die ZV $X$ ist eine Funktion, die im Allgemeinen mal Werte $< E(X)$ und mal $> E(X)$ annimmt!
Allerdings: Es ist $P(X - EX > [mm] \varepsilon) \le [/mm] P(|X - EX| > [mm] \varepsilon)$ [/mm] (da die Menge [mm] $\{ \omega \mid X(\omega) - EX > \varepsilon \}$ [/mm] in [mm] $\{ \omega \mid |X(\omega) - EX| > \varepsilon \}$ [/mm] enthalten ist).
LG Felix
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Status: |
(Mitteilung) Reaktion unnötig | Datum: | 08:09 Di 09.05.2006 | Autor: | Karl_Pech |
Hallo Felix!
> Allerdings: Es ist [mm]P(X - EX > \varepsilon) \le P(|X - EX| > \varepsilon)[/mm]
> (da die Menge [mm]\{ \omega \mid X(\omega) - EX > \varepsilon \}[/mm]
> in [mm]\{ \omega \mid |X(\omega) - EX| > \varepsilon \}[/mm]
> enthalten ist).
Ok, klar. Also bastele ich mir folgende Ungleichungskette
[mm]P(X-E(X) > \epsilon) \le P(\left|X-E(X)\right| > \epsilon) \le \frac{V(X)}{\epsilon^2}[/mm]
Zusammen mit den vorherigen Überlegungen ist dann alles gezeigt.
Ok, jetzt habe ich's aber (hoffentlich) wirklich verstanden.
Viele Grüße
Karl
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