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法政大学 理工学研究科 システム理工学専攻 経営システム系 2023年8月実施 概率统计

Author

思齐塾, 祭音Myyura

Description

平均1の指数分布に従う確率変数 SS を用いて表される確率変数 X=λ1S+γX = \lambda^{-1}S + \gamma , 及びこの確率変数 XX と独立で同一の分布に従う確率変数 WW を用いて表される確率変数 Y=WcY = W-c を考える。 λ(>0),γ,c\lambda (>0), \gamma, c を定数として、以下の問いに答えよ。

(1) XX の確率密度関数を示せ。

(2) X+YX+Y の確率密度関数を示せ。

(3) E[X+Y]E[X+Y]γ,λ,c\gamma, \lambda, c を用いて表せ。

题目描述

设随机变量 SS 服从均值为 11 的指数分布,并定义

X=λ1S+γ.X=\lambda^{-1}S+\gamma.

另取与 XX 相互独立且同分布的随机变量 WW,定义

Y=Wc.Y=W-c.

其中 λ>0\lambda>0γ,c\gamma,c 为常数。回答下列问题。

(1)给出 XX 的概率密度函数。

(2)给出 X+YX+Y 的概率密度函数。

(3)用 γ,λ,c\gamma,\lambda,c 表示 E[X+Y]E[X+Y]

Kai

(1) XX の確率密度関数を示せ.

SS は平均 11 の指数分布なので

fS(s)={es,s>0,0,otherwisef_S(s)= \begin{cases} e^{-s}, & s>0,\\[2pt] 0, & \text{otherwise} \end{cases}

である. X=λ1S+γX=\lambda^{-1}S+\gamma から S=λ(Xγ)S=\lambda(X-\gamma) ,よって

fX(x)=fS(λ(xγ))λ={λeλ(xγ),x>γ,0,otherwise.f_X(x) =f_S\bigl(\lambda(x-\gamma)\bigr)\,\lambda = \begin{cases} \lambda e^{-\lambda(x-\gamma)}, & x>\gamma,\\[2pt] 0, & \text{otherwise}. \end{cases}

(2) X+YX+Y の確率密度関数を示せ.

WWXX と同じ分布なので

fW(w)={λeλ(wγ),w>γ,0,otherwise.f_W(w)= \begin{cases} \lambda e^{-\lambda(w-\gamma)}, & w>\gamma,\\[2pt] 0, & \text{otherwise}. \end{cases}

まず XXWW の和

U=X+WU=X+W

の分布を求める. X=Xγ, W=WγX' = X-\gamma,\ W'=W-\gamma とおくと, X,WX',W' はともに Exp(λ)\operatorname{Exp}(\lambda) に従い独立である. したがって

V=X+WV=X'+W'

は形状母数 22 ,率 λ\lambda のガンマ分布に従い,

fV(v)={λ2veλv,v>0,0,otherwise.f_V(v)= \begin{cases} \lambda^{2}v e^{-\lambda v}, & v>0,\\[2pt] 0, & \text{otherwise}. \end{cases}

U=V+2γU=V+2\gamma なので

fU(u)={λ2(u2γ)eλ(u2γ),u>2γ,0,otherwise.f_U(u)= \begin{cases} \lambda^{2}(u-2\gamma)e^{-\lambda(u-2\gamma)}, & u>2\gamma,\\[2pt] 0, & \text{otherwise}. \end{cases}

次に

Z=X+Y=X+Wc=UcZ=X+Y=X+W-c=U-c

とおくと,平行移動により

fX+Y(z)=fZ(z)=fU(z+c)={λ2(z+c2γ)eλ(z+c2γ),z>2γc,0,otherwise.f_{X+Y}(z)=f_Z(z)=f_U(z+c) = \begin{cases} \lambda^{2}(z+c-2\gamma)e^{-\lambda(z+c-2\gamma)}, & z>2\gamma-c,\\[2pt] 0, & \text{otherwise}. \end{cases}

(3) E[X+Y]E[X+Y]γ,λ,c\gamma,\lambda,c を用いて表せ.

E[X]=E[λ1S+γ]=λ1E[S]+γ=1λ+γ.E[X]=E[\lambda^{-1}S+\gamma] =\lambda^{-1}E[S]+\gamma =\frac1\lambda+\gamma.

WWXX と同分布なので E[W]=1λ+γE[W]=\frac1\lambda+\gamma であり,

E[Y]=E[Wc]=1λ+γc.E[Y]=E[W-c]=\frac1\lambda+\gamma-c.

したがって

E[X+Y]=E[X]+E[Y]=(1λ+γ)+(1λ+γc)=2λ+2γc.E[X+Y]=E[X]+E[Y] =\left(\frac1\lambda+\gamma\right) +\left(\frac1\lambda+\gamma-c\right) =\boxed{\frac{2}{\lambda}+2\gamma-c}.