Stochastik 1 - Mitschriften von Klaas Ole Kürtz

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28.03.2014 Aufrufe

n-dimensionale Glockenkurve: ( ) n 1 2 f(x 1 , . . . , x n ) = e − 1 ∑ n 2 i=1 x2 i 2π Es ist ∫ R n f(x)λ n (dx) = = ∫ n ∏ R n i=1 n∏ ∫ i=1 R ∀ (x1 , . . . , x n ) ∈ R n 1 √ 2π e − x2 i 2 dx1 . . . dx n 1 √ 2π e − x2 i 2 dxi = 1 Das zugehörige Wahrscheinlichkeitsmaß heißt n-dimensionale Standard-Normalverteilung. 8.3.3 Lebesgue-Integral Sei g : R → R stetig. Dann existieren das Riemann-Integral ∫ b g(x) dx und a das Integral von g · 1 [a,b] bezüglich des Lebesgue-Maßes λ: ∫ g dλ. Beide [a,b] sind „natürlich“ gleich: Sei a = x 0 < x 1 < . . . < x n−1 < x n = b eine Zerlegung Z des Intervalls [a, b] mit w(Z) = max {|x i − x i−1 | | i = 1, . . . , n}. Dann gilt: ∫ b n∑ g(x) dx = g(x i−1 ) |x i − x i−1 | Betrachte Dann gilt: a lim w(Z)→0 i=1 ∑n−1 g Z = g(a)1 [a,x1 ) + g(x i−1 )1 [xi−1 ,x i ) + g(x n−1 )1 [xn−1 ,b] ∫ i=2 g Z dλ = n∑ g(x i−1 ) |x i − x i−1 | i=1 Für eine Folge von Zerlegungen (Z n ) n∈N mit w(Z n ) −→ 0 gilt: g Zn −→ g·1 [a,b] . Mit dem Satz von der dominanten Konvergenz gilt: ∫ g Zn dλ −→ ∫ g · 1 [a,b] dλ, andererseits gilt ∫ g Zn dλ −→ ∫ b g(x) dx, also ∫ b g(x) dx = ∫ g dλ. a a [a,b] Deshalb schreiben wir statt ∫ g dλ zumeist ∫ g(x) dx. B B 59

8.3.4 Integration bzgl. durch Dichten definierte Wahrscheinlichkeitsmaße Schon kennengelernt: die Angabe von Wahrscheinlichkeitsmaßen durch Dichten: Seien (Ω, A) und µ gegeben, sei f : Ω → R meßbar, f ≥ 0 mit ∫ f dµ = 1. Dann definiert P (A) = ∫ f dµ ein Wahrscheinlichkeitsmaß. f heißt auch A µ-Dichte von P (f = dP ). Dabei gilt für eine Zufallsgröße X (regulär bezüglich dµ P ): ∫ ∫ X dP = X · f dµ Beweis: (a) Für X = 1 A steht auf der linken Seite ∫ 1 A dP = P (A), auf der rechten Seite ∫ 1 A f dµ = ∫ f dµ = P (A). A (b) Für X = ∑ n i=1 α i1 Ai ist die linke Seite ∫ ∫ X dP = n∑ α i 1 Ai dP = i=1 n∑ α i P (A i ) i=1 Die rechte Seite ergibt: ∫ ∫ ( ) n∑ Xf dP = α i 1 Ai f dµ = i=1 n∑ ∫ α i i=1 1 Ai f dµ = n∑ α i P (A i ) i=1 (c) Für X ≥ 0: Es existiert eine Folge (X n ) n∈N gemäß (c) mit 0 ≤ X n ↑ X. Es gilt: ∫ ∫ ∫ ∫ ∫ = X dP = lim X n dP = lim X n f dµ = lim (X n→∞ n→∞ nf) dµ = Xf dµ n→∞ 8.3.5 Integration bzgl. der Verteilung von Zufallsvariablen Sei Ω mit Wahrscheinlichkeitsmaß P gegeben, X : Ω → X und g : X → R. Dann ist ∫ ∫ Eg(X) = g(X) dP = g dP X Beachte: Beweis: Erwartungswertbildung ist Integration bezüglich des zugrundeliegenden Wahrscheinlichkeitsmaßes! 60

n-dimensionale Glockenkurve:<br />

( ) n<br />

1<br />

2<br />

f(x 1 , . . . , x n ) = e<br />

− 1 ∑ n<br />

2 i=1 x2 i<br />

2π<br />

Es ist<br />

∫<br />

R n f(x)λ n (dx) =<br />

=<br />

∫<br />

n<br />

∏<br />

R n i=1<br />

n∏<br />

∫<br />

i=1<br />

R<br />

∀ (x1 , . . . , x n ) ∈ R n<br />

1<br />

√<br />

2π<br />

e − x2 i<br />

2 dx1 . . . dx n<br />

1<br />

√<br />

2π<br />

e − x2 i<br />

2 dxi = 1<br />

Das zugehörige Wahrscheinlichkeitsmaß heißt n-dimensionale Standard-Normalverteilung.<br />

8.3.3 Lebesgue-Integral<br />

Sei g : R → R stetig. Dann existieren das Riemann-Integral ∫ b<br />

g(x) dx und<br />

a<br />

das Integral <strong>von</strong> g · 1 [a,b] bezüglich des Lebesgue-Maßes λ: ∫ g dλ. Beide<br />

[a,b]<br />

sind „natürlich“ gleich: Sei a = x 0 < x 1 < . . . < x n−1 < x n = b eine Zerlegung<br />

Z des Intervalls [a, b] mit w(Z) = max {|x i − x i−1 | | i = 1, . . . , n}. Dann gilt:<br />

∫ b<br />

n∑<br />

g(x) dx = g(x i−1 ) |x i − x i−1 |<br />

Betrachte<br />

Dann gilt:<br />

a<br />

lim<br />

w(Z)→0<br />

i=1<br />

∑n−1<br />

g Z = g(a)1 [a,x1 ) + g(x i−1 )1 [xi−1 ,x i ) + g(x n−1 )1 [xn−1 ,b]<br />

∫<br />

i=2<br />

g Z dλ =<br />

n∑<br />

g(x i−1 ) |x i − x i−1 |<br />

i=1<br />

Für eine Folge <strong>von</strong> Zerlegungen (Z n ) n∈N<br />

mit w(Z n ) −→ 0 gilt: g Zn −→ g·1 [a,b] .<br />

Mit dem Satz <strong>von</strong> der dominanten Konvergenz gilt: ∫ g Zn dλ −→ ∫ g · 1 [a,b] dλ,<br />

andererseits gilt ∫ g Zn dλ −→ ∫ b<br />

g(x) dx, also ∫ b<br />

g(x) dx = ∫ g dλ.<br />

a a [a,b]<br />

Deshalb schreiben wir statt ∫ g dλ zumeist ∫ g(x) dx.<br />

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