Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen

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1 Institut für Volkswirtschaftslehre (ECON) Lehrstuhl für Ökonometrie und Statistik Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen Wahrscheinlichkeitstheorie Prof. Dr. W.-D. Heller Hartwig Senska Carlo Siebenschuh

2 Einführung in die Wahrscheinlichkeitstheorie Auswertung mehrerer Beobachtungen (z.b. bei einer Stichprobe mit Zurücklegen): Beobachtungen x 1,..., x n - zur Verfügung stehende Information über eine unbekannte Größe (z.b. Messwerte, Zustand gut (0)/schlecht (1) bei Stichprobeneinheit) Auswertung: Anwendung einer Rechenvorschrift (Funktion g) Auswertungsergebnis: Funktionswert g(x 1,..., x n ) z.b. arithmetisches Mittel, Spannweite, Median, Gini-Koeffizient,... x 1,..., x n zufällig g(x 1,..., x n ) zufällig. Zufälligkeit erfasst man durch Zufallsvariablen X 1,... X n und deren Verteilungen. x 1,..., x n sind Realisationen von X 1,..., X n. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 2

3 Einführung in die Wahrscheinlichkeitstheorie Frage: Wie kann die Wahrscheinlichkeitsverteilung des Auswertungsergebnisses, also von g(x 1,..., X n ) aus den Verteilungen von X 1,..., X n berechnet werden? Beispiel: Messwerte x 1,..., x n sind Realisationen von X 1,..., X n unabhängig normalverteilt mit µ und σ 2 (identisch) Wie ist die Verteilung des arithmetischen Mittels X = 1 n n i=1 X i und der Stichprobenvarianz 1 n n i=1 (X i X ) 2? Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 3

4 Einführung in die Wahrscheinlichkeitstheorie Gegeben: Zufallsvariablen X 1,..., X n und Funktion g(x 1,..., X n ) Hinweis: Auf den folgenden Seiten des Kapitels werden, sofern nicht anders angemerkt, ausnahmslos Funktionen g : R n R betrachtet. Gesucht: Verteilungsfunktion von g(x 1,..., X n ) = g(x ) F (α) = P(g(X 1,..., X n ) α) = P ((X 1,..., X n ) {(x 1,..., x n ) g(x 1,..., x n ) α}) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 4

5 Einführung in die Wahrscheinlichkeitstheorie X = (X 1,..., X n ) diskret mit Werten x (r) R n, r = 1, 2, 3,... P(g(X ) α) = F (α) = P(X = x (r) ) r:g(x (r) ) α Summation über die Wahrscheinlichkeiten der Punkte (Werte x (r) ), die im Bereich g(x) α liegen. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 5

6 Einführung in die Wahrscheinlichkeitstheorie X = (X 1,..., X n ) stetig mit Dichtefunktion f X (x 1,..., x n ) und Realisationen x := (x 1,..., x n ): = F (α) = f X (x 1,..., x n )dx 1... dx n x:g(x) α Integration über den Teilbereich g(x) α (auf x!). Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 6

7 Einführung in die Wahrscheinlichkeitstheorie Bemerkung: Falls die Berechnung der vollständigen Verteilung zu aufwendig oder zu schwierig ist, kann die Berechnung von Kennzahlen von g(x 1,..., X n ) versucht werden. z.b. gilt: E(g(X 1,..., X n )) = g(x 1,..., x n )f X (x 1,..., x n )dx 1... dx n Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 7

8 Roulette (Beispiel 1) Einsatz von 10 e fünfmal hintereinander auf das mittlere Drittel. Wie ist die Wahrscheinlichkeitsverteilung der Auszahlung insgesamt, also der Summe der Auszahlungen? Zufälliges Ergebnis bei einmaligem Durchlauf 0 Zahl Drittel X = 2 2. Drittel 3 3. Drittel Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 8

9 Roulette (Beispiel 1) Beispiel: Roulette (y 1,..., y 5 ): Ergebnisse bei den 5 Versuchen (Y 1,..., Y 5 ): zugehöriger Zufallsvektor Indikatorfunktion des zweiten Drittels: 1 zweites Drittel (z) = { 1 z = 2 0 sonst Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 9

10 Roulette (Beispiel 1) Pro zweites Drittel : Auszahlung = 30e. Auszahlung bei (y 1,..., y 5 ): g(y 1,..., y 5 ) = zweites Drittel (y i ) i=1 Werte von g(y 1,..., y 5 ) : 0, 30, 60, 90, 120, 150 Wahrscheinlichkeitsverteilung von g(y 1,..., Y 5 ): P(g(Y 1,..., Y 5 ) = 150) = P ((Y 1,... Y 5 ) = (2, 2, 2, 2, 2)) ( ) 5 12 = = = Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 10

11 Roulette (Beispiel 1) P(g(Y 1,..., Y 5 ) = 120) : (Y 1,..., Y 5) = Wahrscheinlichkeit (Y 1,..., Y 5) = Wahrscheinlichkeit ( )4 (0,2,2,2,2) 12 ( 1 (2,2,3,2,2) 12 ) 5 37 ( (1,2,2,2,2) 12 ) 5 ( )4 (2,2,2,0,2) 12 ( (3,2,2,2,2) 12 ) 5 ( (2,2,2,1,2) 12 ) 5 ( ) (2,0,2,2,2) 12 ( 1 (2,2,2,3,2) 12 ) 5 37( (2,1,2,2,2) 12 ) 5 ( )4 (2,2,2,2,0) 12 ( (2,3,2,2,2) 12 ) 5 ( (2,2,2,2,1) 12 ) 5 ( ) (2,2,0,2,2) 12 ( 1 (2,2,2,2,3) 12 ) 5 37 ) (2,2,1,2,2) ( Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 11

12 Roulette (Beispiel 1) Damit ( ) 4 ( P(g(Y 1, Y 2, Y 3, Y 4, Y 5 ) = 120) = ( ) 4 ( 12 1 = ) 37 ( ) 4 ( 12 = ) ) 5 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 12

13 Roulette (Beispiel 1) Analog ergibt sich P(g(Y 1, Y 2, Y 3, Y 4, Y 5 ) = 90) = P(g(Y 1, Y 2, Y 3, Y 4, Y 5 ) = 60) = ( )( ( ) ( P(g(Y 1, Y 2, Y 3, Y 4, Y 5 ) = 30) = P(g(Y 1, Y 2, Y 3, Y 4, Y 5 ) = 0) = ( ) 3 ( ) 2 ( ( ) 5. ) 4 ) 2 ) 3 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 13

14 Einführung in die Wahrscheinlichkeitstheorie Generell: Für den Erwartungswert E(g(Y )) der Funktion g(y ) einer n-dimensionalen Zufallsvariable Y gilt: Im diskreten Fall: E(g(Y 1,..., Y n )) = r g(y (r) ) P(Y = y (r) ) Im stetigen Fall: E(g(Y 1,..., Y n )) = g(y 1,..., y n )f Y (y 1,..., y n )dy 1... dy n Anwendungen: Erwartungswert einer Summe: siehe Folie 27 Kovarianz einer Summe: siehe Folie 29 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 14

15 Spezielle Funktionen Beispiele von Funktionen X 1,..., X n : 1 Summe : n X i i=1 und arithmetisches Mittel : 1 n n X i i=1 2 Maximum : max{x 1,..., X n } 3 Minimum : min{x 1,..., X n } 4 Spannweite (Range): R(X 1,..., X n ) = max{x 1,..., X n } min{x 1,..., X n } 5 Produkt : X 1 X n = n i=1 X i Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 15

16 1. Summe und arithmetisches Mittel 1. Summe und arithmetisches Mittel : Auswertungsfunktion: n g(x 1,..., x n ) = x x n bzw. g(x 1,..., x n ) = 1 n i=1 x i Sukzessive Bestimmung der Verteilung von g(y 1,..., Y n ) = Y Y n : 1. Schritt: Y 1 + Y 2 2. Schritt: (Y 1 + Y 2 ) + Y 3. = Es genügt, den Fall n = 2 zu betrachten. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 16

17 1. Summe und arithmetisches Mittel Y = (Y 1, Y 2 ) diskret mit gemeinsamer Wahrscheinlichkeitsverteilung P Y P(Y 1 + Y 2 = k) = P Y (Y 1 = i, Y 2 = j) i,j:i+j=k Beispiel: Beim Würfeln mit zwei Würfeln sei Y 1 (Y 2 ) die Augenzahl beim ersten (zweiten) Würfel. Aus P(Y 1 + Y 2 = k) = folgt i,j:i+j=k i,j {1,...,6} P(Y 1 = i, Y 2 = j) = i,j:i+j=k i,j {1,...,6} 1 36 k P(Y 1 + Y 2 = k) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 17

18 1. Summe und arithmetisches Mittel Y = (Y 1, Y 2 ) stetig mit gemeinsamer Dichtefunktion f Y F Y1+Y 2 (α) = f Y (y 1, y 2 )dy 1 dy 2 = y 1+y 2 α = f (y 1, z y 1 )dy }{{} 1 dz z α y 2 + = f (y 1, z y 1 )dy 1 dz z α z α y 1+y 2=z f Y (y 1, y 2 )dy 1 dy 2 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 18

19 1. Summe und arithmetisches Mittel Dichte von Y 1 + Y 2 : Faltungsintegral + f Y1+Y 2 (z) = f Y (y 1, z y 1 )dy 1 = + Speziell: Y 1, Y 2 unabhängig mit Randdichten f 1, f 2 : f Y (y 1, y 2 ) = f 1 (y 1 )f 2 (y 2 ) + f Y1+Y 2 (z) = f 1 (y 1 )f 2 (z y 1 )dy 1 f Y (z y 2, y 2 )dy 2 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 19

20 Beispiel 2: Faltung der Normalverteilung Beispiel 2: Y 1 und Y 2 seien unabhängig und standardnormalverteilt. Dichte der Normalverteilung: f (x) = 1 e (x µ)2 2σ 2 2πσ (allg. Normalverteilung) µ = 0, σ 2 = 1 : f (x) = 1 2π e x2 2 (Standardnormalverteilung) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 20

21 Beispiel 2: Faltung der Normalverteilung f Y1 +Y 2 (z) = = = = + f Y1 (y 1)f Y2 (z y 1)dy 1 = π e 2 y π e y 1 2π 2 e z (z2 2zy 1 +y 2 1 ) dy 1 = 1 +zy 1 z2 4 e z2 4 dy1 = 1 e 1 2 y e 1 2 (z y 1) 2 dy 1 2π 2π π e y 1 +zy 1 z2 2 dy π e z π e (y 1 z 2 ) dy 1 } {{ } =1 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 21

22 Beispiel 2: Faltung der Normalverteilung Als Ergebnis erhält man damit die Dichte einer Normalverteilung mit µ = 0, σ 2 = 2, also N (0, 2). Y 1 + Y 2 ist demnach normalverteilt mit Mittelwert 0 und Varianz 2. Verallgemeinerung: Y 1 N (µ 1, σ1 2) verteilt } Y 2 N (µ 2, σ2 2) verteilt unabhängig Y 1 + Y 2 N (µ 1 + µ 2, σ σ 2 2) verteilt Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 22

23 Beispiel 2: Faltung der Normalverteilung Folgerung: Y i N (µ i, σi 2 )- verteilt für i = 1,..., n und unabhängig ( n n ) n N µ i, -verteilt Daraus folgt: 1 n i=1 n i=1 Y i Y i N ( 1 n i=1 i=1 σ 2 i n µ i, 1 n n 2 i=1 µ 1 =... = µ n = µ, σ 2 1 =... = σ 2 n = σ 2 : = 1 n n i=1 Y i N i=1 σ 2 i ) -verteilt n Y i ist N ( nµ, nσ 2) -verteilt i=1 ) (µ, σ2 -verteilt n Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 23

24 Beispiel 3: Faltung der Exponentialverteilung Beispiel 3: Y 1, Y 2 seien exponentialverteilt mit Parameter λ und unabhängig. Für z > 0 gilt: + f Y1+Y 2 (z) = f 1 (y 1 )f 2 (z y 1 )dy 1 z z = λe λy1 λe λ(z y1) dy 1 = λ 2 e λy1 e λz e λy1 dy z = λ 2 e λz dy 1 = λ 2 ze λz 0 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 24

25 Beispiel 3: Faltung der Exponentialverteilung Folgerung: Y 1 + Y 2 nicht exponentialverteilt. Übungsaufgabe: Y 1,..., Y n unabhängig, λ - exponentialverteilt Wie lautet die Dichte von Y Y n? Hinweis: Ausrechnen für n = 3, 4, 5 und mit vollständiger Induktion fortführen. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 25

26 1. Summe und arithmetisches Mittel Kenngrößen einer Summe von Zufallsvariablen Y = (Y 1,..., Y n ) E(Y Y }{{} n ) =? g(y ) Var(Y Y }{{} n ) =? g(y ) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 26

27 1. Summe und arithmetisches Mittel Folgerung 1 aus : (siehe Folie 14 ) Erwartungswert einer Summe = Summe der Erwartungswerte E(Y Y n ) = = = +... n + i=1 n + i= y i (y y n )f Y (y 1,..., y n )dy 1... dy n + + y i f Y (y 1,..., y n )dy 1... dy n... + f Y (y 1,..., y n )dy 1... dy n dy i } {{ } f Yi (y i ) Randdichte von Y i Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 27

28 1. Summe und arithmetisches Mittel Daraus folgt: E(Y Y n ) = = n + i=1 n E(Y i ) i=1 y i f Yi (y i )dy i Anwendung: Additivität der Kovarianz (siehe Folie 30 ) Für Y diskret: analog Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 28

29 1. Summe und arithmetisches Mittel Folgerung 2 aus : (siehe Folie 14 ) Berechnung der Kovarianz von (Y 1, Y 2 ) Es gilt: Cov(Y 1, Y 2 ) = E[(Y 1 E(Y 1 ))(Y 2 E(Y 2 ))] Mit spezieller Funktion g(y 1, Y 2 ) = (Y 1 E(Y 1 ))(Y 2 E(Y 2 )) ist daher Cov(Y 1, Y 2 ) = E(g(Y 1, Y 2 )) Diskret: analog + + = g(y 1, y 2 )f (y 1, y 2 )dy 1 dy = (y 1 E(Y 1 ))(y 2 E(Y 2 ))f (y 1, y 2 )dy 1 dy 2 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 29

30 1. Summe und arithmetisches Mittel Folgerung aus : (siehe Folie 27 ) Kovarianz ist additiv Betrachte dazu: Y 1 = X 1 + X 2 Cov(X 1 + X 2, Y ) =E(X 1)+E(X 2) {}}{ = E (X 1 + X 2 E(X 1 + X 2 ))(Y E(Y )) = E [(X 1 E(X 1 ) + X 2 E(X 2 ))(Y E(Y ))] = E [(X 1 E(X 1 ))(Y E(Y )) + (X 2 E(X 2 ))(Y E(Y ))] = E [(X 1 E(X 1 ))(Y E(Y ))] + E [(X 2 E(X 2 ))(Y E(Y ))] = Cov(X 1, Y ) + Cov(X 2, Y ) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 30

31 1. Summe und arithmetisches Mittel Für die Varianz einer Summe folgt daraus: Var(X + Y ) = Cov(X + Y, X + Y ) = Cov(X, X ) + Cov(X, Y ) + Cov(Y, X ) + Cov(Y, Y ) = Cov(X, X ) + 2 Cov(X, Y ) + Cov(Y, Y ) = Var(X ) + 2Cov(X, Y ) + Var(Y ) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 31

32 1. Summe und arithmetisches Mittel Allgemein: Y 1 = X X n 1.) Kovarianz: Cov(X X n, Y 2 ) = E [(X X n E(X X n ))(Y 2 E(Y 2 ))] = E [(X 1 E(X 1 ))(Y 2 E(Y 2 )) + (X 2 E(X 2 ))(Y 2 E(Y 2 )) (X n E(X n ))(Y 2 E(Y 2 )] = E [(X 1 E(X 1 ))(Y 2 E(Y 2 )] E [(X n E(X n ))(Y 2 E(Y 2 )] = Cov(X 1, Y 2 ) Cov(X n, Y 2 ) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 32

33 1. Summe und arithmetisches Mittel 2.) Varianz: Daraus folgt mit Var(X ) = Cov(X, X ) Var(X X n ) = Cov(X X n, X X n ) n n = Cov(X i, X j ) i=1 j=1 = Cov(X 1, X 1 ) Cov(X n, X n ) + n Cov(X i, X j ) i=1 j i = Var(X 1 ) Var(X n ) + 2 Cov(X i, X j ) j>i Im allgemeinen gilt nicht: Varianz einer Summe gleich Summe der Varianzen Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 33

34 1. Summe und arithmetisches Mittel Aber: Wenn gilt Cov(X i, X j ) = 0, für alle i j, also X 1,..., X n sind paarweise unkorreliert Var(X X n ) = Var(X 1 ) Var(X n ) + 2 j>i = Var(X 1 ) Var(X n ) Cov(X i, X j ) }{{} =0 Wichtiger Spezialfall: X 1,..., X n unabhängig ( unkorreliert) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 34

35 1. Summe und arithmetisches Mittel Wichtig für schließende Statistik: Folgerung für eine Stichprobe vom Umfang n mit Zurücklegen zu einer Zufallsvariablen X : Y 1,..., Y n unabhängig und identisch verteilt wie X Dann gilt für das arithmetische Mittel: ( ) 1 n E Y i = 1 n E(Y i ) = E(X ) n n i=1 i=1 ( ) 1 n Var Y i = 1 n n n 2 Var(Y i ) = n Var(X ) n 2 = 1 n Var(X ) i=1 i=1 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 35

36 1. Summe und arithmetisches Mittel Anwendung: Erwartungswert einer Summe X, Y Zufallsvariable mit P(X Y ) = 1 ( X Y fast sicher ) E(X ) E(Y ) Beweis: (unter Verwendung der Additivität des Erwartungswertes) Z = Y X P(Z < 0) = 0 = E(Z) 0 E(Z) = E(Y ) E(X ) 0 = E(Y ) E(X ) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 36

37 2. Maximum von Y 1,..., Y n 2. Maximum von Y 1,..., Y n : g(y 1,..., Y n ) = max i=1,...,n Y i y i realisierte Werte der Y i Konstruktion der Verteilungsfunktion: ( ) F max Yi (α) = P max Y i α i=1,...,n = P(Y i α für i = 1,..., n) = F Y1,...,Y n (α,..., α) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 37

38 2. Maximum von Y 1,..., Y n Spezialfälle für Maximum: 1.) Y 1,..., Y n unabhängig: F max Yi (α) = F Y1 (α)... F Yn (α) 2.) Y 1,..., Y n unabhängig und identisch verteilt wie X : F max Yi (α) = F X (α)... F X (α) = (F X (α)) n (X stetig: f max Yi (α) = nf X (α) n 1 f X (α)) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 38

39 2. Maximum von Y 1,..., Y n Beispiel: Parallelschaltung : Ein Flugzeug ist mit zwei Triebwerken ausgestattet. T 1, T 2 Zeitdauer vom Anlassen des Motors bis zum ersten Störfall ( Lebensdauer ) Ein Triebwerk genügt für Flug und Landung. Die Triebwerke arbeiten unabhängig. Ein Störfall ist nicht im Flug behebbar. Überlebenswahrscheinlichkeit bei t Stunden Flugdauer: P(T 1 > t oder T 2 > t) = 1 P(T 1 t, T 2 t) = 1 P(max{T 1, T 2 } t) = 1 F T1 (t)f T2 (t) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 39

40 2. Maximum von Y 1,..., Y n T 1, T 2 λ-exponentialverteilt P(T 1 > t oder T 2 > t) = 1 (1 e λt )(1 e λt ) = e λt (2 e λt ) Sei λ = 1 24 (E(T 1 ) = E(T 2 ) = 24), t = 12 : ( ) P(T 1 > t oder T 2 > t) = e e = Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 40

41 3. Minimum von Y 1,..., Y n 3. Minimum von Y 1,..., Y n : g(y 1,..., Y n ) = min i=1,...,n Y i y i realisierte Werte der Y i Konstruktion der Verteilungsfunktion: ( ) F min Yi (α) = P min Y i α i=1,...,n ( ) = 1 P min Y i > α i=1,...,n = 1 P(Y i > α für i = 1,..., n) = 1 P(Y 1 > α, Y 2 > α,..., Y n > α) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 41

42 3. Minimum von Y 1,..., Y n Spezialfälle für Minimum: 1.) Y 1,..., Y n unabhängig: n n F min Yi (α) = 1 P(Y i > α) = 1 (1 F Yi (α)) i=1 i=1 2.) Y 1,..., Y n unabhängig und identisch verteilt wie X : F min Yi (α) = 1 (1 F X (α)) n (X stetig: f min Yi (α) = n(1 F X (α)) n 1 f X (α) ) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 42

43 Beispiel 4: Lebensdauer einer Anlage Anwendungsbeispiel: Anlage mit n Komponenten. Anlage fällt aus, wenn eine der Komponenten ausfällt. T i : Lebensdauer von Komponente i, exponentialverteilt mit Parameter λ i = min T i : Lebensdauer der Anlage F min Ti (t) = 1 P(T 1 > t, T 2 > t,..., T n > t) Überlebenswahrscheinlichkeit für einen Zeitpunkt t: ( ) P(T 1 > t, T 2 > t,..., T n > t) = P min T i > t i=1,...,n ( ) = 1 P min T i t = 1 F min Ti (t) i=1,...,n Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 43

44 Beispiel 4: Lebensdauer einer Anlage Wenn Ausfallverhalten der Komponenten unabhängig ( T 1,..., T n unabhängig): F min Ti (α) = 1 = 1 n (1 F Ti (α)) = 1 i=1 n e λ i α = 1 e i=1 Also: min T i exponentialverteilt mit identisch) i=1 n λ i α i=1 n (1 (1 e λ i α )) n λ i. (nicht notwendig i=1 Überlebenswahrscheinlichkeit für einen Zeitpunkt t: P(T 1 > t, T 2 > t,..., T n > t) = e n λ i t i=1 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 44

45 Beispiel 4: Lebensdauer einer Anlage Spezielle Aspekte im Beispiel: (P(min T i > t) = 1 F min Ti (t)) 1.) Unabhängigkeit: ( ) P min T i > t = i=1,...,n n P(T i > t) = i=1 n (1 F Ti (t)) i=1 2.) unabhängig und identisch verteilt: ( ) P min T i > t = (1 F (t)) n i=1,...,n 3.) unabhängig, identisch und λ exponentialverteilt ( ) P min T i > t = e nλt i=1,...,n = Lebensdauer exponentialverteilt mit Parameter nλ. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 45

46 Beispiel 4: Lebensdauer einer Anlage z.b.: n = 5 λ = 0.1 (E(T i ) = 10), t = 8 : P(min T i > 8) = e = e λ = 0.05 (E(T i ) = 20), t = 8 : P(min T i > 8) = e = e Übungsaufgabe: Wie groß muss die mittlere Lebensdauer der Komponenten sein, damit in 8 Stunden mit Wahrscheinlichkeit 0.99 kein Störfall eintritt? Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 46

47 4. Spannweite 4. Spannweite: R(x 1,..., x n ) = max{x 1,..., x n } min{x 1,..., x n }. Berechnung der Verteilung in zwei Schritten: a) gemeinsame Verteilung von max Y i und min Y i b) Verteilung von X Y = X + ( Y ) Dann hat R(Y 1,..., Y n ) zu einer n-dimensionalen Zufallsvariablen Y = (Y 1,..., Y n ) die Verteilungsfunktion der Zufallsvariablen Z 1 Z 2 mit Z 1 = max Y i und Z 2 = min Y i i=1,...,n i=1,...,n Es ist also die Verteilungsfunktion der Differenz zweier Zufallsvariablen zu bestimmen. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 47

48 4. Spannweite Dafür gilt im diskreten Fall P(Z 1 Z 2 = z) = x i,y j x i y j =z P(Z 1 = x i, Z 2 = y j ) = x i P(Z 1 = x i, Z 2 = x i z) und im stetigen Fall f Z1 Z 2 (α) = + f Z1,Z 2 (z 1, z 1 α)dz 1. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 48

49 4. Spannweite Gemeinsame Wahrscheinlichkeitsverteilung bzw. Dichte von max Y i und min Y i : Diskreter Fall: P(max Y i x, min Y i y) = P(max Y i x) P(max Y i x, min Y i > y) = P(Y i x für i = 1,..., n) P(y < Y i x für i = 1,..., n) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 49

50 4. Spannweite Fall 1: y < x Bei Unabhängigkeit gilt: (y < Y i x für i = 1,..., n) = = n P(y Y i x) i=1 n (F Yi (x) F Yi (y)) i=1 Fall 2: x y P(y < Y i x für i = 1,..., n) = 0 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 50

51 4. Spannweite Damit = P(max Y i x, min Y i y) { P(Yi x für i = 1,..., n) x y P(Y i x für i = 1,..., n) P(y Y i x für i = 1,..., n) x > y bei Unabhängigkeit n F Yi (x) für x y i=1 = n F Yi (x) n (F Yi (x) F Yi (y)) für x > y i=1 i=1 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 51

52 Beispiel 5 (2 Würfel) Beim Werfen mit zwei Würfeln erhält man für das Maximum (Minimum) der Augenzahlen die Verteilung : z P(max{Y 1, Y 2 } = z) 1 36 P(max{Y 1, Y 2 } z) 1 36 P(min{Y 1, Y 2 } = z) P(min{Y 1, Y 2 } z) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 52

53 Beispiel 5 (2 Würfel) max{y 1, Y 2 } = min{y 1, Y 2 } = Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 53

54 Beispiel 5 (2 Würfel) Die gemeinsame Verteilung ist: P(max Y i x, min Y i y) max{y 1, Y 2 } min{y 1, Y 2 } Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 54

55 Beispiel 5 (2 Würfel) Damit erhält man als Verteilung der Spannweite R P(R = k) = 6 i=k+1 P(max{Y 1, Y 2 } = i, min{y 1, Y 2 } = i k) k P(R = k) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 55

56 Beispiel 6 (Gleichverteilung auf [0, 1]) Dichte von X f (x) = { 0 für x / [0, 1] 1 für x [0, 1] Verteilungsfunktion von X 0 für x 0 F (x) = x für 0 x 1 1 für 1 x Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 56

57 Beispiel 6 (Gleichverteilung auf [0, 1]) Y = (Y 1,..., Y n ) Stichprobe mit Zurücklegen zu X. Gemeinsame Dichte von max Y i (x) und min Y i (y): 0 für x y f (x, y) = n(n 1)(x y) n 2 für 0 y < x 1 0 sonst (Ansatz: Über Verteilungsfunktion von max Y i und min Y i ) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 57

58 Beispiel 6 (Gleichverteilung auf [0, 1]) Dichte der Spannweite: f R (z) = + f (x, x z)dx = = 0 für z 0 1 n(n 1)(x (x z)) n 2 dx für 0 < z < 1 z 0 für 1 z 0 für z 0 n(n 1)z n 2 (1 z) für 0 < z < 1 0 für 1 z Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 58

59 Beispiel 6 (Gleichverteilung auf [0, 1]) Erwartungswert von R: E(R) = 1 0 = n(n 1) zn(n 1)z n 2 (1 z)dz 1 0 (z n 1 z n )dz = n(n 1) [( zn n zn+1 n + 1 ) = n 1 n(n 1) n + 1 ] 1 0 = n2 1 n 2 + n n + 1 = n 1 n + 1 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 59

60 5. Produkt von Y 1,..., Y n 5. Produkt von Y 1,..., Y n : Auswertungsfunktion: g(y 1,..., y n ) = y 1 y 2... y n = zufälliges Ergebnis: n i=1 Yi = g(y 1,..., Y n ) = Y 1 Y 2... Y n = Verteilungsfunktion von Y i : y i n i=1 n F Y i (α) = P((Y 1,..., Y n ) {(x 1,..., x n ) x i α}) i=1 Y i Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 60

61 5. Produkt von Y 1,..., Y n Y = (Y 1,..., Y n ) diskret: Wertekombinationen y (j) R n, y (j) = y (j) 1,..., y n (j), F Y i (α) = P(Y = y (j) ) y (j) mit n i=1 y (j) i α Y = (Y 1,..., Y n ) stetig mit Dichte f Y : F Y i (α) = f (y 1,..., y n )dy 1... dy n y 1,...,y n: y 1... y n α Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 61

62 5. Produkt von Y 1,..., Y n X, Y diskrete Zufallsvariablen: z 0: P(X Y = z) = x i 0 P(X = x i, Y = z x i ) z = 0: P(X Y = 0) = 1 P(X Y 0) = 1 P(X 0, Y 0) (allgemein) = 1 P(X 0)P(Y 0) (X, Y unabhängig) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 62

63 5. Produkt von Y 1,..., Y n X, Y stetige Zufallsvariablen: F X Y (α) = f (x, y)dxdy = x y α f (x, y)dx dy x y α x y α f (x, y)dx dy Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 63

64 5. Produkt von Y 1,..., Y n y > 0 : xy α x α y (y = 0 : xy α α 0 ohne Bedeutung, da P(Y = 0) = 0) y < 0 : xy α x α y F X Y (α) = 0 α y f (x, y)dxdy + 0 α y f (x, y)dxdy Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 64

65 5. Produkt von Y 1,..., Y n Substitution: z = x y, x = z y, dx = 1 y dz Integrationsgrenzen: y > 0 : x α y z y α y z α α y f (x, y)dx = α y < 0 : x α y z y α y z α α y f (x, y)dx = α f ( z y, y) 1 y dz f ( z y, y) 1 y dz Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 65

66 5. Produkt von Y 1,..., Y n F XY (α) = = α f 0 α f ( z ) 1 0 y, y y dzdy + ( z ) 1 y, y y dydz α f ( z ) 1 y, y y dzdy Dichtefunktion: f XY (α) = f ( α ) 1 y, y y dy Wenn X, Y unabhängig: f XY (α) = f X ( α y ) f Y (y) 1 y dy Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 66

67 5. Produkt von Y 1,..., Y n Bei Unabhängigkeit: E(X Y ) = = E(X ) yx f (X,Y ) (x,y) {}}{ f X (x)f Y (y) dxdy = yf Y (y)dy } {{ } E(Y ) = E(X ) E(Y ) yf Y (y) xf X (x)dx dy } {{ } E(X ) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 67

68 5. Produkt von Y 1,..., Y n Generell: Es gilt für die Kovarianz Cov(X, Y ) = E((X E(X ))(Y E(Y ))) = E(XY E(X ) Y X E(Y ) + E(X ) E(Y )) = E(XY ) E(E(X )Y ) E(X E(Y )) + E(E(X ) E(Y )) = E(XY ) E(X ) E(Y ) E(X )E(Y ) + E(X ) E(Y ) = E(XY ) E(X )E(Y ) Also: Cov(X, Y ) = E(XY ) E(X ) E(Y ) bzw. E(X Y ) = E(X ) E(Y ) + Cov(X, Y ) Damit: Cov(X, Y ) = 0 E(XY ) = E(X ) E(Y ) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 68

69 Beispiel 7 (Materialdisposition) Aufgabe: Beschaffung des notwendigen Produktionsmaterials (Rohstoffe, Bauteile, Betriebstoffe) Ziel: Hohe Versorgungssicherheit bei niedrigen Kosten. Bestellpunktverfahren: Bei Unterschreiten des Lagerbestands s wird eine Bestellung ausgelöst, die nach Ablauf der Lieferfrist verfügbar ist. Problem: Lieferzeit und Bedarf während der Lieferzeit nicht determiniert. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 69

70 Beispiel 7 (Materialdisposition) Vorgabe: 95% Versorgungssicherheit Aufgabe: Festlegung von s Y : täglicher Bedarf Z: Dauer der Lieferzeit Gesamtbedarf während der Lieferzeit: X = Y Z Gesucht: s mit P(Y Z s) = 0.95 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 70

71 Beispiel 7 (Materialdisposition) Y, Z stetig und unabhängig = Dichtefunktion von X = YZ f X (x) = = f ( y, x ) 1 y y dy f Y (y)f Z ( x y ) 1 y dy P(Y Z s) = P(X s) s = f X (x)dx Liefersicherheit Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 71

72 Beispiel 7 (Materialdisposition) Bedarf Y gleichverteilt auf [8, 12] Dauer Z gleichverteilt auf [3, 5] y 12 f Y (y) = 0 sonst f Z (z) = z 5 0 sonst Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 72

73 Beispiel 7 (Materialdisposition) Somit: f X (x) = f Y (y)f Z ( x y ) 1 y dy f X (x) 0 für y [8, 12] und x y [3, 5] x y [3, 5] 3 x y 5 x 5 y x 3 f X (x) = min{ x 3,12} max{ x 5,8} y dy = 1 x 8 [ln(y)]min{ 3,12} max{ x 5,8} Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 73

74 Beispiel 7 (Materialdisposition) x < 24 : x 3 < 8 = max{ x 5, 8} f X (x) = 0 24 x < > x 3 8 = max{ x 5, 8} f X (x) = 1 8 ln x ln 8 36 x 40 x 3 12, max{ x 5, 8} = 8 f X (x) = 1 8 ln ln 8 40 < x 60 x 3 12, max{ x 5, 8} = x 5 12 f X (x) = 1 8 ln ln x 5 x > 60 : x 5 > 12 f X (x) = 0 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 74

75 Beispiel 7 (Materialdisposition) Also: f X (x) = 0 x 24 ln 8) 24 x (ln x (ln 12 ln 8) 36 x (ln 12 ln x 5 ) 40 x x In der folgenden Abbildung ist die Dichtefunktion des Bedarfs X während der Lieferzeit dargestellt. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 75

76 Beispiel 7 (Materialdisposition) Dichtefunktion des Bedarfs während der Lieferzeit Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 76

77 Beispiel 7 (Materialdisposition) Als Verteilungsfunktion erhält man nach einiger Rechnung (Stammfunktion von ln x ist x ln(x) x) 0 s 24 s 8 (ln s 24 1) s 36 s F X (s) = 8 ln s 40 s 60 8 (ln s + 1) s s Wie aus folgender Abbildung ersichtlich, ist bei einer vorgegebenen Liefersicherheit von 0.95 also bei einem Lagerbestand von s 53 eine Bestellung auszulösen. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 77

78 Beispiel 7 (Materialdisposition) Liefersicherheit P(X s) in Abhängigkeit von s. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 78

79 Beispiel 7 (Materialdisposition) Jetzt: Y und Z anders verteilt Y gleichverteilt auf [7, 10] { y 10 f Y (y) = 0 sonst Z Dreieck - verteilt { (z 1) 1 z 3 f Z (z) = 0 sonst Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 79

80 Beispiel 7 (Materialdisposition) f X (x) = f Z (z)f Y ( x z ) 1 z dz mit f Z (z) 0 für 1 z 3 f Y ( x z ) 0 für 7 x z 10 oder x 10 z x 7 = f X (x) = = min{3, x 7 } (1 max{1, x 10 } 1 2 (z 1))1 3 1 z dz ( z z )dz = [( 12 ln z 16 z) ] min{3, x 7 } max{1, x 10 } Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 80

81 Beispiel 7 (Materialdisposition) f X (x) = 0 x < ln x 7 x x ln x 7 x ln x 10 + x 60 = 1 2 ln 10 7 x x ln ln x 10 + x x < x Verteilungsfunktion ausrechnen und F (s) = 0.95 setzen ergibt s. (Quantil) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 81

82 Transformationen Zur n-dimensionalen Zufallsvariablen X = (X 1,..., X n ) wird untenstehende Abbildung betrachtet g : R n R n Y = g(x ) ist also auch wieder eine n-dimensionale Zufallsvariable. Im Folgenden wird davon ausgegangen, dass es sich bei g um eine eindeutig umkehrbare Abbildung handelt. D.h. es existiert ein g 1 : R n R n mit g 1 (g(x)) = x bzw. y = g(g 1 (y)) für alle x R n bzw. y R n. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 82

83 Transformationen Bemerkung: Nimmt X nur Werte in einem Bereich D an, muss g auch nur für D definiert sein. g : D W g 1 : W D ; D, W R n Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 83

84 Transformationen Gesucht: Wahrscheinlichkeitsverteilung bzw. Dichtefunktion von Y. X diskret: Zu jedem Wert y von g(x 1,..., X n ) gibt es genau ein x mit g(x) = y und es gilt P(g(X 1,..., X n ) = y = g(x)) = P(X = x) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 84

85 Transformationen X stetig: Wiederholung: eindimensional (g : R R) f g(x ) (y) = f X (g 1 1 (y)) g (g 1 (y)) benutzt Ableitung von g. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 85

86 Transformationen Einschub: Ableitung von g : R n R n g(x 1, x 2,..., x n ) = (g 1 (x 1,..., x n ),..., g n (x 1,..., x n )) R n Ableitung von Komponente g i (x 1..., x n ) nach Variable x j g i (x 1,..., x n ) x j partielle Ableitung i, j = 1,..., n Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 86

87 Transformationen Anordnung aller partiellen Ableitungen aller Komponenten in einer Matrix: g 1(x) x 1 g (x) =.. g n(x) x 1 g 1(x) x n.. g n(x) x n Jacobi - Matrix Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 87

88 Transformationen Zunächst: Verteilungsfunktion von g(x ) an der Stelle α = (α 1,..., α n ) F g(y ) (α 1,..., α n ) = = α n α 1... f g(x ) (y)dy 1... dy n f X (t 1,..., t n )dt 1... dt n t:g(t) α=(α 1,...,α n) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 88

89 Transformationen Nach Transformationsregel für Integrale: F g(x ) (α 1,..., α n ) = α n... α 1 f X (g 1 1 (y)) det(g (g 1 dy 1... dy n (y))) }{{} : Determinante der Jacobi-Matrix an der Stelle g 1 (y) Daraus Dichtefunktion von g(y ): f g(x ) (y) = f X (g 1 1 (y)) det(g (g 1 (y))), y W Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 89

90 Transformationen Zusammenfassung: Sei X = (X 1,..., X n ) eine stetige n-dimensionale Zufallsvariable mit Dichte f X. D, W R n mit P(X D) = 1 und g : D W umkehrbar mit Umkehrfunktion g 1 : W D g und g 1 auf D bzw. W differenzierbar. Dann ist: f g(x ) (y) = { fy (g 1 1 (y)) det(g (g 1 (y))) für y W 0 für y / W Dichtefunkton der transformierten Zufallsvariablen g(x ). Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 90

91 Beispiel 8 (Anwendung bei Funktionen) 1.) Dichte eines Produktes: X 1, X 2 stetige Zufallsvariable, gesucht ist Verteilung von X 1 X 2 Transformation: g(x 1, X 2 ) = (X 1 X 2, X 2 ) g ist invertierbar: x 1 x 2 = y 1 x 1 = y1 x 2 = y1 y 2 für y 2 0 g 1 (y 1, y 2 ) = g (x 1, x 2 ) = ( y1 ), y 2 y 2 ( x2 x ) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 91

92 Beispiel 8 (Anwendung bei Funktionen) Weiter: g (g 1 (y 1, y 2 )) = ( y2 y 1 y ) Jacobi-Matrix det(g (g 1 (y 1, y 2 ))) = y 2 Determinante der Jacobi-Matrix Dichte von g(x 1, X 2 ): f g(x1,x 2)(y 1, y 2 ) = f (X1,X 2)(g 1 (y 1, y 2 )) 1 y 2, y 2 0 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 92

93 Beispiel 8 (Anwendung bei Funktionen) Randdichte der 1. Komponente: (g(x 1, X 2 ) = (X 1 X 2, X 2 )) f X1 X 2 (z) = = = f g(x1,x 2)(z, y 2 )dy 2 f (X1,X 2)(g 1 (z, y 2 )) 1 y 2 dy 2 f (X1,X 2) (( )) z 1, y 2 y 2 y 2 dy 2 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 93

94 Beispiel 8 (Anwendung bei Funktionen) 2.) Dichte eines Quotienten: X 1, X 2 stetige Zufallsvariable, gesucht ist Verteilung von X2 X 1 Transformation: g(x 1, X 2 ) = ( X 2 X 1, X 2 ) Damit: y 1 = x2 x 1, y 2 = x 2, x 1 = x2 y 1 = y2 y 1, y 1 0 Setze g(x 1, x 2 ) = ( x2 x 1, x 2 ) für x 1 0, und dass (y 1, y 2 ) = ( x2 x 1, x 2 ) g(0, x 2 ) = (0, x 2 ), so = g invertierbar (y 1 0 bzw. x 2 0) für x 1 0 (s.o.) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 94

95 Beispiel 8 (Anwendung bei Funktionen) Es ergibt sich: g 1 (y 1, y 2 ) = ( y 2, y 2 ) für y 1 0 y 1 ( x 2 1 ) g (x 1, x 2 ) = x1 2 x ( ) g (g 1 y 2 1 y 1 (y 1, y 2 )) = y 2 y det(g (g 1 (y 1, y 2 ))) = y 2 1 y 2 und damit die Dichtefunktion von Y : f g(x1,x 2)(y 1, y 2 ) = f (X1,X 2)(g 1 (y 1, y 2 )) y 2 y 2 1 = f (X1,X 2)( y 2 y 1, y 2 ) y 2 y 2 1 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 95

96 Beispiel 8 (Anwendung bei Funktionen) Dichte des Quotienten ist Randdichte der 1. Komponente: f Y 2 Y 1 (z) = = f g(x1,x 2)(z, y 2 )dy 2 ( y2 ) f Y z, y y2 2 z 2 dy 2 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 96

97 Beispiel 8 (Anwendung bei Funktionen) Substitution: y 2 = zx, x = y2 z, dy 2 = zdx f Y 2 Y 1 (z) = = f Y (x, zx) zx z 2 z dx f Y (x, zx) x dx Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 97

98 Beispiel 9 (Störanfällige Komponente) Lebensdauer T = Zeit vom Einschalten bis zum Eintritt einer Störung zufällig: Beschreibbar durch Zufallsvariable T exponentialverteilt mit Parameter λ kalte Reserve : Zweite Einheit steht bereit, um die erste zu ersetzen } T 1 Lebensdauer 1. Einheit T Lebensdauer 2. Einheit 1 + T 2 Gesamtlebensdauer. T 2 Frage: Welchen Anteil an der Gesamtdauer hat die 1. Einheit? Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 98

99 Beispiel 9 (Störanfällige Komponente) T 1 und T 2 sind Zufallsvariable T 1 T 1+T 2 = Anteil von T 1 an T 1 + T 2 Welche Wahrscheinlichkeitsverteilung ergibt sich für 1. Berechnungsmöglichkeit: i.) W-verteilung von T 1 + T 2 ii.) W-verteilung von 1 T 1+T 2 iii.) W-verteilung von T 1 1 T 1+T 2 T 1 T 1+T 2? Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 99

100 Beispiel 9 (Störanfällige Komponente) 2. Berechnungsmöglichkeit: ( ) X Transformation g(x 1, X 2 ) = 1 X 1+X 2, X 2 Daraus: i.) Dichte von g(t 1, T 2 ) ii.) Randdichte von Komponente 1 von g(t 1, T 2 ) Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 100

101 Beispiel 9 (Störanfällige Komponente) T 1, T 2 unabhängig und λ-exponentialverteilt Transformation: (Y 1, Y 2 ) = g(x 1, x 2 ) = (, x 2 ) x 1, x 2 > 0 x 1 + x 2 angewandt auf (T 1, T 2 ) Inverse Abbildung: (X 1, X 2 ) = g 1 (y 1, y 2 ) = ( y 1 y 2 1 y 1, y 2 ) 0 < y 1 < 1; 0 < y 2 x 1 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 101

102 Beispiel 9 (Störanfällige Komponente) Jacobi - Matrix: g (x 1, x 2 ) = ( x 2 (x 1+x 2) 2 x1 (x 1+x 2) ) Determinante der Jacobi - Matrix: det g (x 1, x 2 ) = x 2 (x 1 + x 2 ) 2 Aus (x 1, x 2 ) = g 1 (y 1, y 2 ) = ( y1y2 1 y 1, y 2 ) folgt: det g (g 1 (y 1, y 2 )) = y 2 1 y 1 + y 2 ) 2 = y 2 ( y1y2 ( y1y2+y2 y1y2 1 y 1 ) (1 y1)2 = 2 y 2 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 102

103 Beispiel 9 (Störanfällige Komponente) Gemeinsame Dichte von T 1, T 2 (T 1, T 2 unabhängig): f T1,T 2 (x 1, x 2 ) = λ 2 e λ(x1+x2) x 1, x 2 > 0 f g(t1,t 2)(y 1, y 2 ) = λ 2 e λ( y 1 y 2 1 y 1 +y 2) y 2 (1 y 1 ) 2 0 < y 1 < 1; 0 < y 2 = λ 2 e λ y 2 1 y 1 y 2 (1 y 1 ) 2 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 103

104 Beispiel 9 (Störanfällige Komponente) Randverteilung der 1. Komponente f T 1 T 1 +T 2 (y 1 ) = = = + 0 λ 2 e λ y 2 1 y 1 y 2 (1 y 1 ) 2 dy 2, 0 < y 1 < 1 λ (1 y 1 ) + λ e λ y 2 1 y 1 1 y } 1 {{} λ 1 y 1 E(Y ) = λ 1 y 1 y 2 dy 2 1 λ 1 y 1 = 1 : Dichte einer ZV Y, exponentialverteilt mit λ 1 y 1 Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 104

105 Beispiel 9 (Störanfällige Komponente) Also: f T 1 T 1 +T 2 (y 1 ) = 1 für 0 < y 1 < 1 Der Anteil ist gleichverteilt auf [0, 1]. Kapitel XIII - Funktion und Transformation mehrdimensionaler Zufallsvariablen 105