Контрольная работа : Теория вероятностей и математическая статистика (работа 5) 


Полнотекстовый поиск по базе:

Главная >> Контрольная работа >> Математика


Теория вероятностей и математическая статистика (работа 5)




Министерство высшего образования Украины

Национальный Технический Университет Украины

“Киевский политехнический институт”

Кафедра автоматизированных систем обработки информации и управления

К о н т р о л ь н а я р а б о т а

по дисциплине :

“ Теория вероятностей и математическая статистика”

Вариант № 24

Выполнил студент гр. ЗІС - 91

ІІI курса факультета ФИВТ

Луцько Виктор Степанович

2009г.

Задача 1

Бросаются две игральные кости. Определить вероятность того, что:

а) сумма числа очков не превосходит N;

б) произведение числа очков не превосходит N;

в) произведение числа очков делится на N.

Исходные данные: N=18.

Решение задачи:

Вероятностью случайного события А называется отношение числа равновозможных элементарных событий, благоприятствующих этому событию, к числу всех равновозможных элементарных событий пространства Е, определяемого данным испытанием.

Р(А) =

m

n

где: n – число всех равновозможных элементарных событий, вытекающих из условий данного испытания;

m - число равновозможных событий, которые благоприятствуют событию А.

а) при сумме числа очков (N = 18), не превосходящих N:

n = 36;m = 36

Р(А) =

36

=

1 ;

36

б) при произведении числа очков, не превосходящих N:

n = 28;m = 36

Р(А) =

28

=

7

 0,778 ;

36

9

в) при произведении числа очков, делящихся на N:

n = 3;m = 36

Р(А) =

3

=

1

 0,083 .

36

12

Ответы:

а) Р(А) = 1 ;

б) Р(А) = 7/9  0,778 ;

в) Р(А) = 1/12  0,083.

Задача 2

Имеются изделия четырех сортов, причем число изделий i-го сорта равно =1, 2, 3, 4. Для контроля наудачу берутся т изделий. Определить вероятность того, что среди них т1 первосортных, т2, т3 и т4 второго, третьего и четвертого сорта соответственно .

Исходные данные: n1 = 3; n2 = 1; n3 = 6; n4 = 2;m1 = 2; m2 = 1; m3 = 3; m4 = 1.

Решение задачи.

  1. Определяем количество способов нужной комбинации:

С = Сn1 m1 x Сn2 m2 x Сn3 m3 x Сn4 m4 = С3 2 x С1 1 x С6 3 x С2 1 ;

  1. Определяем количество всех возможных способов:

С = Сn1+n2+n3+n4 m1+m2+m3+m4 = С12 7 ;

3) Определяем вероятность Р согласно условия задачи:

Р =

С3 2 x С1 1 x С6 3 x С2 1

=

3 х 1 х

4 х 5 х 6

х 2

=

2 х 3

С12 7

8 х 9 х 10 х 11 х 12

2 х 3 х 4 х 5

=

3 х 5

=

5

 0,15

9 х 11

33

Ответ: Р = 5/33 0,15 .

Задача 3

Среди п лотерейных билетов k выигрышных. Наудачу взяли т билетов. Определить вероятность того, что среди них выигрышных.

Исходные данные: n = 8; l = 3; m = 5; k = 4.

Решение задачи.

k=4



n=8


Общее число случаев, очевидно, равно Сn m , число благоприятных случаев Сk l x Сn-k m-l , откуда:

Р(А) =

Сk l x Сn-k m-l

=

С4 3 x С8-4 5-3

=

3

 0, 4286 .

Сn m

С8 5

7

Ответ: Р(А) = 3/7 0, 4286 .

Задача 7

В круге радиуса R наудачу появляется точка. Определить вероятность того, что она попадает в одну из двух непересекающихся фигур, площади которых равны S1 и S2. Исходные данные:R =14; S1 = 2,6; S2 = 5,6.

Решение задачи


R

S1



P(A) =

S

.

S2


R2

P(A1) =

S1

=

2,6

 0,0042246 ;

R2

3,14 x 142

P(A2) =

S2

=

5,6

 0,0090991 ;

R2

3,14 x 142

P(A) =

S1+ S2

=

2,6 + 5,6

=

8,2

 0,013324 .

R2

3,14 x 142

615,44

Ответ: Р(А)  0,013324 .

Задача 8

В двух партиях k1 и k2 % доброкачественных изделий соответственно. Наудачу выбирают по одному изделию из каждой партии. Какова вероятность обнаружить среди них:

а) хотя бы одно бракованное;

б) два бракованных;

в) одно доброкачественное и одно бракованное?

Исходные данные: k1 = 81; k2 = 37.

Решение задачи

События А и В называются независимыми, если выполняется соотношение:

Р(А/В) = Р(А) / Р(В) .

Для любых событий А и В имеет место формула:

Р(А+В) = Р(А) + Р(В) – Р(АВ) .

Обозначения:

Событие А – выбрали бракованное изделие из 1-й партии (1 – k1) ;

Событие B – выбрали бракованное изделие из 2-й партии (1 – k2) .

События А и В – независимые.

а) Р(А+В) = Р(А) + Р(В) – Р(АВ) = (1 – k1) + (1 – k2) – (1 – k1)(1 – k2) =

= 0,19 + 0,63 – 0,19 х 0,63  0,82 – 0,12  0,70 .

б) Вероятность пересечения двух независимых событий равна произведению вероятностей этих событий:

Р(АВ) = Р(А) х Р(В) = (1 – k1)(1 – k2) = 0,19 х 0,63  0,12 .

в) Р = Р(А) х Р(В) + Р(В) х Р(А) = (1 – k1)k2 + (1 – k2)k1 =

= 0,19 х 0,37 + 0,63 x 0,81  0,07 + 0,51  0,58 .

Ответы:

а)  0,70;

б) 0,12;

в) 0,58.

Задача 9

Вероятность того, что цель поражена при одном выстреле первым стрелком р1 вторым — р2 . Первый сделал n1, второй — n2 выстрелов. Определить вероятность того, что цель не поражена.

Исходные данные: p1 = 0,33; p2 = 0,52; n1 = 3; n2 = 2.

Решение задачи.

Обозначения:

А – вероятность непоражения цели при одном выстреле первым стрелком (1 – р1) ;

В – вероятность непоражения цели при одном выстреле вторым стрелком (1 – р2) ;

Р – цель не поражена в результате общего количества испытаний.

Р = (1 – р1)n1 x (1 – р2)n2 = (1 – 0,33)3 x (1 – 0,52)2 = 0,673 x 0,482  0,30 x 0,23  0,069  0,07 .

Ответ: 0,07 .

Задача 12

Из 1000 ламп ni принадлежат i-й партии, i=1, 2, 3, . В первой партии 6%, во второй 5%, в третьей 4% бракованных ламп. Наудачу выбирается одна лампа. Определить вероятность того, что выбранная лампа — бракованная.

Исходные данные: n1 = 350; n2 = 440.

Решение задачи

Рассмотрим три гипотезы:

Н1 – выбор лампы из первой партии;

Н2 – выбор лампы из второй партии;

Н3 – выбор лампы из третьей партии;

а также событие А – выбор бракованной лампы.

Учитывая то, что Н1, Н2, Н3 – полная группа попарно несовместимых событий, причем Р(Нi)  0, i = 1,2,3, то для любого события А имеет место равенство (формула полной вероятности):

3

Р(А) =

 P(Hi) x P(A/Hi) .

i=1

Тогда:

P(H1) = 350/1000 = 7/20 ;

P(H2) = 440/1000 = 11/25 ;

P(H3) = 210/1000 = 21/100 .

Р(А) = 7/20 х 0,06 + 11/25 х 0,05 + 21/100 х 0,04 = 42/2000 + 55/2500 + 84/10000 = 514/10000 = 0,0514 .

Ответ: Р(А) = 0,0514 .

Задача 18

На каждый лотерейный билет с вероятностью p1 может выпасть крупный выигрыш, с вероятностью р2. — мелкий выигрыш и с вероятностью р3 билет может оказаться без выигрыша, . Куплено n билетов. Определить вероятность получения n1 крупных выигрышей и n2 мелких.

Исходные данные: n = 14; n1 = 5; n2 = 4;p1 = 0,25; p2 = 0,35.

Решение задачи

Для решения данной задачи используем формулу для полиномиального распределения вероятностей, т.к. события – является ли і-тый билет выигрышным (и насколько) или невыигрышным – независимы (для разных і):

Pn(m1,m2,…,mk) =

n!

p1m1 p2m2 … pkmk .

m1! m2!…mk!

В задаче: А1 – билет оказался с крупным выигрышем;

А2 – билет оказался с мелким выигрышем;

А3 – билет оказался без выигрыша.

Р14(5,4,5) =

14!

х (0,25)5 х (0,35)4 х (0,4)5 =

6х7х8х9х10х11х12х13х14

х

5! 4! 5!

2х3х4х2х3х4х5

х 0,0009765 х 0,015 х 0,01024 = 2 х 7 х 9 х 11 х 13 х 14 х 0,0009765 х 0,015 х

х 0,01024  0,0378.

Ответ: Р  0,0378 .

Задача 19

Вероятность «сбоя» в работе телефонной станции при каждом вызове равна р. Поступило п вызовов. Определить вероятность m «сбоев».

Исходные данные: m = 9; N = 500; p = 0,01.

Решение задачи

q = 1 – p = 1 – 0,01 = 0,99 .

Так как n – большое число (n = N = 500), а npq  5, т.е. npq < 9 , то применяем формулы Пуассона:

Рn(m) 

am

e-a , a = np .

m!

Подсчет вручную дает следующие результаты:

Рn(m) 

59

х

1

58

х

1

2х3х4х5х6х7х8х9

е5

2х3х4х6х7х8х9

2,75

390625

390625

 0,03751 .

72576 х 143,5

10 413 862

Но, при известных а = 5 и m = 9 результат формулы Пуассона следует брать из таблицы III, где

Рn(m)  0,03627 .

Ответ: Рn(m)  0,03627 .

Задача 20

Вероятность наступления некоторого события в каждом из n независимых испытаний равна р. Определить вероятность того, что число т наступлений события удовлетворяет следующему неравенству.

Варианты 22—31:

Исходные данные: n = 100; P = 0,3; k1 = - ; k2 = 40.

Решение задачи

Вероятность Рn(m) того, что в результате этих n опытов событие А произойдет m раз (наступит m успехов), определяется по формуле Бернулли:

Pn(m) = Cnmpmqn-m, m = 0,1,2,…,n (1)

где q = 1 – p – вероятность наступления противоположного события А при единичном испытании.

Совокупность чисел, определяемых формулой (1), называется биномиальным распределением вероятностей.

При больших значениях п (порядка десятков, сотен) для биномиального распределения применяют следующие приближенные формулы:

(2)

где:

(3)

где:

(4)

(5)

(6)

Формула (2) основана на локальной теореме Муавра—Лапласа, (3) — на интегральной теореме Муавра—Лапласа, (5) и (6) — на формуле Пуассона. Асимптотику Муавра—Лапласа [формулы (2) и (3)] рекомендуется применять в случае, когда npq>9. В противном случае более точные результаты дает асимптотика Пуассона [формулы (5) и (6)].

З а м е ч а н и е 1. Приближенная формула (3) остается в силе и в том случае, когда входящие в нее неравенства являются строгими.

З а м е ч а н и е 2. Вычисления по формулам (2), (3), (5), (6) выполняются с использованием таблиц I—IV соответственно (см. приложение).

В данной задаче n = 100, т.е. n – число большое.

npq = 21, следовательно npq > 9.

При этом q = 1 – p = 0,7 ;np = 30 .

Наши рассуждения приводят к тому, что данную задачу следует решать с помощью формул Муавра-Лапласа, а именно с помощью формулы (3).

Тогда:

k2 – np

40 – 30

10

2,18 .

npq

4,58

4,58

k1 – np

0 – 30

-30

- 6,55 .

npq

4,58

4,58

Pn(m k2)  Ф(х2) – Ф(х1)  Ф(2,18) – Ф(- 6,55)  Ф(2,18) + Ф(6,55) 

 0,48537 + 0,5  0,98537 .

Ответ: Pn(m 40)  0,98537 .

Задача 21

Дана плотность распределения р (х) случайной величины . Найти параметр , математическое ожидание М дисперсию D, функцию распределения случайной величины  вероятность выполнения неравенства х1 <  < х2

Варианты 17-24:

Исходные данные: a = -1,5; b = 1; x1 = -1; x2 = 1.

Решение.

Р(х) =

, х [-1,5, 1],

0, x [-1,5, 1].

Найдем . Должно выполняться соотношение:F(+) = 1;

p(x)dx = 1;

 dx = 1;

x

1

= 1;

*(1+1,5) = 1;

=

1

=2/5 .

-1,5

2,5

-

-1,5

1

Найдем: М =

х 2/5 dx =

2 х2

1

=

1/5 (1-2,25) =

-1,25

= -0,25 .

5 2

-1,5

5

-1,5

1

Найдем: D = М2 – (М)2 =

 2/5 x2 dx – 0,0625 = 2/5

x3

1

- 0,0625 =

3

-1,5

-1,5

= 2/5 (1/3 + 3,375/3) – 0,0625 = 0,4 * 1,4583 – 0,0625 = 0,5833 – 0,0625 = 0,5208 .

0 ,

x < -1,5;

x

x

Найдем: F (x)=

p(х) dx =

  dt ,

-1,5 x < 1;

-

-1,5

1 ,

x 1 .

x

x

  dt =

t

=

x + 1,5 =

2/5x + 0,6 .

-1,5

-1,5

Найдем: P{-1<<1} = F (1) - F (-1) = 1 – (-2/5 + 0,6) = 7/5 – 3/5 = 4/5 .

Ответы: 1)  = 2/5; 2) М = - 0,25; 3) D = 0,5208; 4) F (x) = 0,4x + 0,6; 5) P{-1<<1} = 4/5.






Список использованной литературы

  1. Феллер В. Введение в теорию вероятностей и ее приложения. В 2-х томах. Т.1: Пер.с англ. - М.: Мир, 1994. – 528 с.

  2. Вентцель Е.С. Теория вероятностей: Учеб.для вузов. – 6-е изд.стер. – М.: Высш.шк., 1999. – 576 с.

  3. Сборник задач по теории вероятностей, математической статистике и теории случайных функций. Под редакцией А.А. Свешникова. – М.: Наука, 1998. – 656 с.

  4. Лютикас В.С. Факультативный курс по математике: Теория вероятностей. – М.: Просвещение, 1998. – 160 с.

Похожие работы: