Abschnitt 5 - Mathematisches Institut der Universität Bonn

5. Stochastische Modelle I: Diskrete
Zufallsvariablen
Dr. Antje Kiesel
Institut für Angewandte Mathematik
WS 2011/2012
Zufallsgrößen
Eine Zufallsgröße X ist eine Größe, deren Wert wir nicht exakt kennen
bzw. vorhersagen können (aufgrund unbekannter Einflüsse, mangelnder
Information oder echten Zufalls). Wir können den möglichen Werten nur
Wahrscheinlichkeiten zuordnen. Genau wie Merkmale können
Zufallsgrößen sowohl Werte mit quantitativer als auch mit qualitativer
Ausprägung annehmen (z.B. könnte der Wert einer Zufallsgröße X , die
das Geschlecht einer Versuchsperson beschreibt, mit Wahrscheinlichkeit
1/2 ”weiblich” und mit Wahrscheinlichkeit 1/2 ”männlich” sein).
◮ Für die mathematische Modellierung ist es zweckmäßig, zwischen
diskreten und kontinuierlichen Zufallsgrößen zu unterscheiden.
◮ Eine diskrete Zufallsgröße
X nimmt nur endlich viele Werte
a1 , . . . , am
oder abzählbar unendlich viele Werte
a1 , a2 , a3 , . . .
an.
◮ Eine kontinuierliche Zufallsgröße
X kann dagegen jede reelle Zahl
als Wert annehmen. Die Wahrscheinlichkeit, daß genau eine
bestimmte Zahl a als Wert auftritt, ist gleich 0.
◮ Im mathematischen Modell beschreibt man eine Zufallsgröße
X
durch eine Funktion X (ω ), die von einem ”Zufallsparameter” ω
abhängt. Eine solche Funktion heißt eine Zufallsvariable. Wir
gehen hier nicht auf die genaue Definition ein, sondern verwenden
den Begriff eher intuitiv.
5.1. Diskrete Wahrscheinlichkeitsverteilungen
Wir betrachten nun eine diskrete Zufallsvariable X mit Wertebereich
W = { a1 , . . . , am }
oder
W = { a1 , a2 , a3 , . . . } .
Definition
Eine Wahrscheinlichkeitsverteilung auf W ist festgelegt durch
Gewichte (Elementarwahrscheinlichkeiten) p (ai ) ≥ 0 mit
∑ p ( ai ) = 1
i
Wir sagen, daß die Zufallsvariable X die Verteilung oder
Massenfunktion pX hat, falls gilt:
P [X = ai ] = pX (ai )
Diskrete Wahrscheinlichkeitsverteilungen
Beispiel 1: Gleichverteilung
◮ Gibt es nur eine endliche Anzahl möglicher Werte
a1 , a2 , . . . , am ,
dann wird durch
1
1
p ( ai ) =
=
m
Anzahl der möglichen Werte
eine Wahrscheinlichkeitsverteilung festgelegt, unter der jeder
mögliche Wert dieselbe Wahrscheinlichkeit hat. Eine Zufallsvariable
mit einer solchen Verteilung heißt gleichverteilt.
◮
Beispiel: Augenzahl beim Würfeln (p (i ) = 1/6).
◮
Warnung: In der Umgangssprache wird der Begriff ”zufällig” oft
gleichbedeutend mit ”gleichverteilt” verwendet. In der
Wahrscheinlichkeitstheorie bezeichnen wir aber jeden Vorgang, der
vom Zufall beeinflusst ist, als zufällig - die Wahrscheinlichkeiten der
Ausgängen müssen nicht unbedingt alle gleich groß sein !
Diskrete Wahrscheinlichkeitsverteilungen
Beispiel 2: Empirische Verteilung
Sind x1 , x2 , . . . , xn die Ausprägungen eines Merkmals in einer
Grundgesamtheit oder einer Stichprobe, dann wird durch die relativen
Häufigkeiten
nk
p (ak ) = hk =
n
eine Wahrscheinlichkeitsverteilung auf der Menge {a1 , a2 , . . . , am } aller
möglichen Merkmalsausprägungen festgelegt.
Definition
Die Verteilung mit Massenfunktion p heißt empirische Verteilung der
Grundgesamtheit bzw. der Stichprobe.
nk
p (ak ) = hk =
n
◮ Die Gewichte
p (ak ) der empirischen Verteilung der
Grundgesamtheit geben an, mit welcher Wahrscheinlichkeit wir den
Wert ak erhalten, wenn wir eine einzelne (einelementige)
Zufallsstichprobe aus der Grundgesamtheit entnehmen. Eine
Zufallsvariable X mit Verteilung p ist also das mathematische
Modell für das Zufallsexperiment ”Entnehmen einer einelementigen
Zufallsstichprobe aus der Grundgesamtheit”.
◮ Wenn unsere ganze Information über ein Zufallsexperiment aus einer
statistischen Untersuchung stammt, dann kann es naheliegend sein,
in zukünftigen mathematischen Modellen anzunehmen, daß die
Wahrscheinlichkeiten der möglichen Merkmalsausprägungen gleich
den beobachteten relativen Häufigkeiten in der Stichprobe sind. Wir
können also die (unbekannte) empirische Verteilung der
Grundgesamtheit in unserem Modell näherungsweise durch die
empirische Verteilung der Stichprobe ersetzen.
Diskrete Wahrscheinlichkeitsverteilungen
Beispiel 3: Bernoulli-Verteilung
◮ Wir betrachten eine Zufallsgröße
X , die angibt, ob eine bestimmte
Merkmalsausprägung vorliegt / ein bestimmtes Ereignis eintritt
(X = 1) oder nicht (X = 0). Ist p die Erfolgswahrscheinlichkeit,
dann gilt
pX (1) = P [X = 1] = p,
pX (0) = P [X = 0] = 1 − p.
◮ Die entsprechende Wahrscheinlichkeitsverteilung auf dem
Wertebereich {0, 1} heißt Bernoulli-Verteilung mit
Erfolgswahrscheinlichkeit p.
◮
Beispiele:
◮
◮
Wählerbefragung: X = 1, falls sich ein zufällig ausgewählter
Wähler für den Kandidaten entscheidet; p beschreibt den
Stimmenanteil des Kandidaten unter allen Wählern.
Tieruntersuchung: X = 1, falls ein zufällig ausgewähltes Tier
krank ist; p = Anteil der kranken Tiere.
◮ Angenommen, wir untersuchen nun eine Zufallsstichprobe von
n
Tieren. Sei Xi = 1, falls das i-te untersuchte Tier krank ist, und
Xi = 0 sonst. Wir nehmen an, daß die n untersuchten Tiere
unabhängig voneinander aus der Gesamtheit ausgewählt wurden.
Dies ist normalerweise nicht exakt der Fall (da z.B. meistens ein
Tier, was schon einmal in der Stichprobe vorkommt, nicht noch ein
zweites Mal untersucht wird), gilt aber oft in guter Näherung. Ist p
der Anteil kranker Tiere in der Grundgesamtheit, dann sollte also
beispielsweise gelten:
P [”alle krank”] = P [X1 = 1 und X2 = 1 und . . . und Xn = 1]
= P [ X1 = 1 ] · P [ X2 = 1 ] · . . . · P [ Xn = 1 ]
= pn
◮ ... und entsprechend
P [”alle gesund”] = P [X1 = 0 und X2 = 0 und . . . und Xn = 0]
= P [ X1 = 0 ] · P [ X2 = 0 ] · . . . · P [ Xn = 0 ]
= (1 − p )n
Diskrete Wahrscheinlichkeitsverteilungen
Mehrdimensionale Bernoulliverteilung
◮ Allgemeiner können wir nach der Wahrscheinlichkeit fragen, daß wir
für das erste Tier einen gewissen Gesundheitszustand x1 (x1 = 1
für krank, x1 = 0 für gesund) beobachten, für das zweite Tier den
Gesundheitszustand x2 , usw.
◮ Wegen der Unabhängigkeit erhalten wir:
p (x1 , x2 , . . . , xn ) = P [X1 = x1 und X2 = x2 und ..... und Xn = xn ]
= P [ X 1 = x1 ] · P [ X 2 = x2 ] · · · · · P [ X n = xn ]
| {z } | {z }
| {z }
p
oder 1−p
p
= p k · (1 − p )n −k
oder 1−p
p
oder 1−p
wobei k die Anzahl der Einsen (für kranke Tiere) unter den
Beobachtungswerten ist.
◮ Also z.B.
p (0, 1, 0, 0, 0, 0) = p · (1 − p )5 ,
p (1, 1, 0, 0, 1) = p 3 · (1 − p )2 .
5.2. Verteilungen für Häufigkeiten
◮ Wir betrachten nun allgemein
n unabhängige Ereignisse, von denen
jedes mit Wahrscheinlichkeit p eintritt.
◮ Die Anzahl
N der Ereignisse, die davon eintreten, ist dann eine
Zufallsvariable mit Werten in
W = {0, 1, 2, . . . , n } .
Beispiel. (Zufallsstichproben, WICHTIG !)
Wir betrachten (wie im Beispiel oben) die Merkmalsausprägungen
X1 , X2 , . . . , Xn von n einzelnen unabhängigen Zufallsstichproben aus
einer Grundgesamtheit. Ist p die relative Häufigkeit einer bestimmten
Merkmalsausprägung a in der Grundgesamtheit, dann sind die
Ereignisse ”X1 = a”, ”X2 = a”,...,”Xn = a” unabhängig mit
Wahrscheinlichkeit p. Die Anzahl N der Ereignisse, die eintreten, ist
gerade die Häufigkeit der Merkmalsausprägung a in der gesamten
Zufallsstichprobe X1 , X2 , . . . , Xn .
◮ Beispielsweise können wir nach der Anzahl
N der Wähler fragen, die
in einer Zufallsstichprobe von 1000 Wahlberechtigten für Obama
gestimmt haben, wenn insgesamt 53% für Obama gestimmt haben.
◮ In diesem Fall gilt
p = 0,53 und n = 1000.
◮ Wir würden erwarten, daß von den befragten Wählern ca.
0,53 × 1000 = 530 für Obama votiert haben
(Gesetz der großen Zahl: rel. Häufigkeit ≈Wahrsch’keit ).
◮ Andererseits wissen wir aber, daß
N meistens nicht genau den Wert
530 annimmt (Zufällige Fluktuationen).
◮ Um Rückschlüsse von der Stichprobe auf die Grundgesamtheit
ziehen zu können, müssen wir wissen, wie weit N ”in der Regel”
von 530 abweicht, also mit welcher W’keit N einen bestimmten
Wert k annimmt.
Verteilungen für Häufigkeiten
Binomialverteilung
Theorem
Wir betrachten n unabhängige Ereignisse mit W’keit p. Dann gilt für die
Anzahl N der Ereignisse, die eintreten:
n
P [N = k ] =
· p k · (1 − p )n −k
k
(k = 0, 1, . . . , n ).
Hierbei ist der Binomialkoeffizient (kn ) (”n über k”) definiert durch
n
n · ( n − 1) · . . . · ( n − k + 1)
n!
=
,
=
k
k!(n − k )!
k · ( k − 1) · . . . · 1
wobei n! = n · (n − 1) · . . . · 1 (”n Fakultät”) das Produkt der Zahlen
von 1 bis n bezeichnet.
n
P [N = k ] =
· p k · (1 − p )n −k
k
(k = 0, 1, . . . , n ).
Herleitung der Formel:
◮ Wir greifen zunächst aus den Ereignissen k heraus, die eintreten.
Dafür gibt es (kn ) Möglichkeiten, nämlich:
◮
◮
◮
n für das erste Ereignis, das wir herausgreifen; n − 1 für das
zweite; .... ; n − k + 1 für das k-te; also insgesamt
n · (n − 1) · · · · · (n − k + 1) Möglichkeiten.
Da es aber auf die Reihenfolge, in der wir die k Ereignisse
herausgreifen, nicht ankommt, müssen wir noch durch die
Anzahl möglicher Anordnungen der k Ereignisse teilen, also
durch k · (k − 1) · · · · · 1.
Insgesamt gibt es also
n
n · (n − 1) · · · · · (n − k + 1)
=
Möglichkeiten.
k · (k − 1) · · · · · 1
k
◮ Nun berechnen wir die Wahrscheinlichkeit, daß die
k
herausgegriffenen Ereignisse eintreten, und die anderen nicht.
Wegen der Unabhängigkeit der Ereignisse beträgt diese
p k · (1 − p )n −k
(siehe oben).
◮ Insgesamt erhalten wir also:
P [N
= k]
= ∑ P [Ai1 , Ai2 , ... , Aik treten ein, und die anderen nicht]
=
k
n −k
p
·
(
1
−
p
)
,
∑
wobei über alle k-elementigen Teilmengen {i1 , . . . , ik } von
{1, . . . , n } summiert wird, also
n
P [N = k ] =
· p k · (1 − p )n −k .
k
Binomialverteilung
Definition
Die Wahrscheinlichkeitsverteilung mit Gewichten
n
p (k ) =
· p k · (1 − p )n −k
k
(k = 0, 1, . . . , n )
heißt Binomialverteilung mit Parametern n und p ( ”Bin(n,p)” ).
Stabdiagramme von Massenfunktionen von Binomialverteilungen:
Beispiel.
◮ Ein Huhn im Hühnerstall legt an einem bestimmten Tag mit
Wahrscheinlichkeit p = 70% genau ein Ei, und mit
Wahrscheinlichkeit 1 − p kein Ei. Insgesamt sind 10 Hühner im
Stall. Wie groß ist die Wahrscheinlichkeit, daß an einem Tag
weniger als 4 Eier gelegt werden ?
◮ Wir nehmen an, daß die Ereignisse ”Huhn
i legt Ei”, 1 ≤ i ≤ 10,
unabhängig sind. Dann ist die Anzahl N der gelegten Eier
binomialverteilt mit Parametern n = 10 und p = 0,7.
◮ Also erhalten wir:
P [N
< 4] = P [N = 0] + P [N = 1] + P [N = 2] + P [N = 3]
10
10
0
10
=
· 0,7 · 0,3 +
· 0,71 · 0,39
0
1
10
10
2
8
+
· 0,7 · 0,3 +
· 0,73 · 0,37
2
3
= 0,0106 = 1,06%.
Folgerungen, die man aus diesem Ergebnis ableiten könnte, wären etwa:
◮ An ca. einem von 100 Tagen werden weniger als vier Eier gelegt.
◮ Die Wahrscheinlichkeit, daß an zwei Tagen hintereinander weniger
1
als vier Eier gelegt werden, beträgt etwa 10000
, ist also
vernachlässigbar gering.
◮ Wenn wir trotzdem an zwei im Voraus festgelegten unmittelbar
aufeinanderfolgenden Tagen beobachten, daß an beiden Tagen
weniger als vier Eier gelegt werden, dann stimmt vermutlich etwas
an unseren Modellannahmen nicht. Zum Beispiel könnte die
zugrundeliegende Hypothese, daß jedes Huhn mit
Wahrscheinlichkeit 70 % ein Ei legt, falsch sein.
◮
Dies ist ein erstes Beispiel für einen Hypothesentest
(schließende Statistik): Wir untersuchen, ob eine dem Modell
zugrundeliegende Hypothese (p = 0,7) aufgrund der
Beobachtungsdaten plausibel ist.
Verteilungen für Häufigkeiten
Stichproben mit und ohne Zurücklegen
◮ Wenn wir aus einer Grundgesamtheit
n einzelne Zufallsstichproben
ω1 , ω2 , . . . , ωn entnehmen und jede einzelne Stichprobe jeweils
vor Ziehen der nächsten Stichprobe wieder in die Grundgesamtheit
zurücklegen (eine statistische Einheit kann dann also mehrmals
ausgewählt werden), dann ist die Häufigkeit N einer bestimmten
Merkmalsausprägung a unter den beobachteten Merkmalswerten
X1 , X2 , . . . , Xn eine binomialverteilte Zufallsgröße mit Parametern
n und p . Hierbei ist p die relative Häufigkeit des Merkmals a in der
Grundgesamtheit.
Verteilungen für Häufigkeiten
Stichproben mit und ohne Zurücklegen
◮ In vielen Fällen wählt man die einzelnen Zufallsstichproben
ω1 , ω2 , . . . , ωn aber so, daß keine statistische Einheit mehrmals
vorkommt (”Ziehen ohne Zurücklegen”).
◮ In diesem Fall sind die einzelnen Stichproben (und damit die
beobachteten Merkmalsausprägungen) nicht mehr unabhängig:
Wenn ω1 eine bestimmte Einheit ist, dann kann ω2 nicht dieselbe
Einheit sein - es gibt also einen Zusammenhang zwischen ω1 und
ω2 .
◮ Dementsprechend ist die Binomialverteilung NICHT mehr das
korrekte Modell für die Häufigkeit einer bestimmten
Merkmalsausprägung unter den Beobachtungswerten. Stattdessen
muß man die hypergeometrische Verteilung verwenden.
◮ Glücklicherweise unterscheiden sich beide Verteilungen nur sehr
wenig, wenn die Anzahl b
n der Einheiten in der Grundgesamtheit viel
größer ist als die Anzahl n der Einzelstichproben, da dann dieselbe
Einheit auch bei Zurücklegen nur sehr selten zweimal
herausgegriffen wird.
Verteilungen für Häufigkeiten
Hypergeometrische Verteilung
Theorem
Sei b
n die Anzahl der Einheiten, und kb die Häufigkeit des Merkmals a in
der Grundgesamtheit. Dann gilt für die Häufigkeit N des Merkmals a in
einer Zufallsstichprobe ohne Zurücklegen der Größe n:
pN ( k ) = P [ N = k ] =
b
k
b−kb
n
(k ) · (n −k )
,
n
b
(n )
k = 0, 1, . . . , n.
Die Wahrscheinlichkeitsverteilung mit den Gewichten pN (k ) heißt
b b
hypergeometrische Verteilung mit Parametern n, k,
n.
◮ Für
b
n ≫ n (Faustregel: b
n ≥ 20n) gilt
n
pN ( k ) ≈
· p k · (1 − p )n −k ,
k
wobei
kb
p=
b
n
die relative Häufigkeit des Merkmals a in der Grundgesamtheit ist.
◮ Daher kann man in der Praxis oft die Binomialverteilung statt der
hypergeometrischen Verteilung verwenden, obwohl eigentlich nicht
zurückgelegt wird.
Verteilungen für Häufigkeiten
Seltene Ereignisse
◮ Wir betrachten nun ein Ereignis, das nur sehr selten (mit einer sehr
kleinen Wahrscheinlichkeit p ) eintritt, z.B.
◮
◮
◮
◮
◮
Schadensfall bei Versicherung
radioaktiver Zerfall
Tippfehler in der Zeitung
positiver Test auf Vogelgrippe
Börsencrash, Erdbeben
◮ Wir wollen wissen, wie oft das Ereignis bei einer sehr großen Anzahl
n unabhängiger Wiederholungen eintritt.
◮ Dies können wir im Prinzip mit der Binomial(n,p)-Verteilung
ausrechnen. Wenn n sehr groß ist, ist es aber unpraktisch, die
Gewichte der Binomialverteilung zu berechnen und aufzusummieren.
Stattdessen werden wir die Binomialverteilung durch eine einfachere
Verteilung, die Poissonverteilung, approximieren.
Verteilungen für Häufigkeiten
Poissonapproximation der Binomialverteilung
Um die Approximation zu verstehen, betrachten wir verschiedene Werte
für n und p , für die jeweils im Mittel gerade 4 Ereignisse eintreten, d.h.
es gilt jeweils n · p = 4. Die Stabdiagramme der entsprechenden
Binomialverteilungen sehen wie folgt aus:
Verteilungen für Häufigkeiten
Poissonverteilung
Theorem
Sei pn := λ/n. Dann gilt für jede Zahl k ∈ N0 :
n
1 k −λ
k
n −k
lim
· pn · (1 − pn )
= λ ·e
n→∞ k
k!
Definition
Sei λ > 0. Die Wahrscheinlichkeitsverteilung mit den Gewichten
1 k −λ
p (k ) = λ · e ,
k!
k = 0, 1, 2, ...,
heißt Poissonverteilung zum Parameter λ.
Hierbei gibt λ die mittlere Anzahl von Ereignissen, die eintreten, an.
Poissonapproximation der Binomialverteilung:
Faustregel: Die Approximation der Bionomialverteilung mit
Parametern n und p durch die Poissonverteilung mit Parameter
λ = np ist hinreichend gut, falls n ≥ 1500p (”n groß”) und
np ≤ 10 (”np moderat”).
Verschiedene Poissonverteilungen:
Beispiel. (Hühner im Stall)
◮ Die Wahrscheinlichkeit
p , daß die Hühner im Hühnerstall an einem
1
. Wie groß ist die
Tag weniger als vier Eier legen, beträgt etwa 100
Wahrscheinlichkeit, daß die Hühner an mehr als 5 Tagen im Jahr
weniger als vier Eier legen ?
◮ Es gibt
n = 365 Tage im Jahr, also legen die Hühner im Schnitt an
n · p = 3,65 Tagen im Jahr weniger als vier Eier.
◮ Wenn wir annehmen, daß das Eierlegen an verschiedenen Tagen
unabhängig voneinander ist, dann ist die Anzahl N der Tage mit
weniger als vier Eiern näherungsweise Poissonverteilt mit Parameter
λ = 3,65.
◮ Wir erhalten also:
P [N > 5] = 1 − P [N ≤ 5]
= 1 − (P [N = 0] + P [N = 1] + . . . + P [N = 5])
1
5
0
3,65
3,65
3,65
+
+...+
· e −3,65
≈ 1−
0!
1!
5!
= 0,16
◮ In Wirklichkeit sind die Anzahlen der an verschiedenen Tagen
gelegten Eier natürlich nicht unabhängig voneinander. Bei direkt
aufeinanderfolgenden Tagen sollte zumindest ein Zusammenhang
bestehen. Trotzdem können wir das erhaltene Ergebnis als eine
erste Näherung für die gesuchte Wahrscheinlichkeit ansehen.
5.3. Erwartungswert und Varianz
Wir betrachten nun eine diskrete Zufallsvariable X , deren Werte
a1 , a2 , a3 , ... reelle Zahlen sind. Die Anzahl der möglichen Werte kann
endlich oder abzählbar unendlich sein. Sei
pX (ai ) = P [X = ai ]
die Massenfunktion/Verteilung von X .
Erwartungswert und Varianz
Definition
Der Erwartungswert (Mittelwert, Prognosewert) der Zufallsvariablen X
bzw. der Verteilung pX ist definiert als
E [X ] =
∑ ak · P [ X
k
= a k ] = ∑ a k · pX ( a k ) .
k
Die Varianz von X bzw. pX ist
h
Var (X ) = E (X − E [X ])
2
i
=E X
Die Standardabweichung ist
σ (X ) =
q
Var (X ).
2
− E [X ]2 .
E [X ] =
∑ ak · P [ X
k
= a k ] = ∑ a k · pX ( a k ) .
k
◮ Der Erwartungswert ist also das mit den Wahrscheinlichkeiten
pX (ak ) gewichtete Mittel der Werte ak .
◮ Allgemeiner können wir den Erwartungswert einer beliebigen
Funktion f (X ) der Zufallsvariablen X folgendermaßen berechnen:
E [f (X )] = ∑ bk · P [f (X ) = bk ] =
k
also
∑ f ( ak ) · P [ X
k
E [f (X )] = ∑ f (ak ) · pX (ak )
k
◮
Zum Beispiel:
E [X 2 ] =
2
a
∑ k · pX (ak )
k
= ak ] ,
Erwartungswert und Varianz
Beispiel 1: Empirische Verteilung
◮ Der Erwartungswert einer empirischen Verteilung mit relativen
Häufigkeiten h (ak ) ist das arithmetische Mittel der
Beobachtungswerte:
1
Erwartungswert = ∑ ak · h (ak ) =
n
k
∑ ak · n ( ak )
k
◮ Entsprechend ist die Varianz einer empirischen Verteilung die
empirische Varianz der Beobachtungswerte.
Erwartungswert und Varianz
Beispiel 2: Gleichverteilung
◮ Der Erwartungswert einer auf
Zufallsvariable X ist
n
{1, 2, ..., n } gleichverteilten
n
k
E [X ] = ∑ k · P [X = k ] = ∑
k =1 n
k =1
=
1 n
n · ( n + 1)
n+1
k=
=
∑
n k =1
2n
2
◮ Entsprechend ergibt sich
n
(2n + 1)(n + 1)
1
2
2
2
,
E [X ] = ∑ k · P [X = k ] = ∑ k =
n k =1
6
k =1
n
also
2−1
n
Var (X ) = E [X 2 ] − E [X ]2 = ... =
12
Erwartungswert und Varianz
Beispiel 3: Bernoulliverteilung
◮ Der Erwartungswert einer Bernoulli(p)-verteilten Zufallsvariable X
ist
E [X ] = 1 · P [X = 1] + 0 · P [X = 0] = p.
◮ Für die Varianz erhalten wir:
E [X 2 ] = 12 · P [X = 1] + 02 · P [X = 0] = p ,
Var (X ) = E [X 2 ] − E [X ]2 = p − p 2 = p · (1 − p )
also
Erwartungswert und Varianz
Lineare Transformationen
◮ Um Erwartungswert und Varianz in anderen Fällen effizient
berechnen zu können, bemerken wir zunächst, wie sich diese unter
linearen Tranformationen verhalten:
Theorem
Für beliebige Zufallsvariablen X , Y und reelle Konstanten a, b gilt
E [a · X + b · Y ] = a · E [X ] + b · E [Y ]
Var (a · X ) = a2 · Var (X ).
Sind X und Y unabhängig, dann gilt zudem
Var (X + Y ) = Var (X ) + Var (Y ).
und
◮ Dabei verwenden wir den folgenden Unabhängigkeitsbegriff für
diskrete Zufallsvariablen:
Definition
Zwei diskrete Zufallsvariablen X und Y heißen unabhängig, wenn für
alle möglichen Werte a von X und b von Y die Ereignisse ”X = a” und
”Y = b ” unabhängig sind, d.h. wenn
P [X = a und Y = b ] = P [X = a] · P [Y = b ]
für alle a und alle b gilt.
◮ Erwartungswerte von Zufallsvariablen, die sich durch lineare
Transformationen aus anderen Zufallsvariablen ergeben, können wir
also aus den Erwartungswerten dieser Zufallsvariablen berechnen.
◮ Entsprechendes gilt für die Varianzen, falls die zugrundeliegenden
Zufallsvariablen unabhängig sind.
Erwartungswert und Varianz
Beispiel 4: Binomialverteilung
◮ Eine mit Parametern
n und p binomialverteilte Zufallsvariable N
können wir als Anzahl der Ereignisse interpretieren, die von n
unabhängigen Ereignissen A1 , A2 , ..., An mit W’keit p eintreten.
◮ Also erhalten wir folgende Darstellung:
N = X1 + X2 + · · · + Xn ,
wobei die Zufallsvariable Xi den Wert 1 hat, falls das Ereignis Ai
eintritt, und den Wert 0 falls nicht.
◮ Die Zufallsvariablen X1 , X2 , ..., Xn sind unabhängig und
Bernoulli(p )-verteilt - es gilt also
E [ Xi ] = p
◮ ... und damit:
und
Var (Xi ) = p · (1 − p )
E [ N ] = E [ X1 ] + E [ X2 ] + · · · + E [ Xn ] = n · p ,
Var (N ) = Var (X1 ) + · · · + Var (Xn ) = n · p · (1 − p )
und
Erwartungswert und Varianz
Beispiel 5: Poissonverteilung
◮ Die Poissonverteilung mit Parameter
λ ergibt sich als Grenzwert für
n → ∞ der Binomialverteilung mit Parametern n und p = λ/n.
◮ Die Binomialverteilung mit diesen Parametern hat Erwartungswert
n · p = λ und Varianz
λ
σ = n · p · (1 − p ) = λ · (1 − ).
n
2
n → ∞ erhalten wir also als Erwartungswert und Varianz einer
Poissonverteilten Zufallsvariable N :
◮ Für
E [N ] = λ
und
λ
Var (N ) = lim λ · (1 − ) = λ.
n→∞
n
◮ Dasselbe Ergebnis kann man auch direkt durch Nachrechnen aus der
Definition von Erwartungswert und Varianz erhalten.
5.4. Normalapproximation der Binomialverteilung
◮ Ist
n groß, dann ist es sehr aufwändig, Wahrscheinlichkeiten für
binomialverteilte Zufallsvariablen exakt auszurechnen.
◮ Ist außerdem noch
p klein, also das zugrundeliegende Ereignis
selten, dann können wir die Poissonapproximation verwenden.
(Faustregel: n ≥ 1500p und np ≤ 10)
◮ Wir wollen uns nun überlegen, wie wir die Binomialverteilung
approximieren können, wenn das zugrundeliegende Ereignis nicht
selten und n hinreichend groß ist. Dazu ”standardisieren” wir eine
binomialverteilte Zufallsvariable zunächst auf Erwartungswert 0 und
Varianz bzw. Standardabweichung 1:
Normalapproximation der Binomialverteilung
Standardisierte Zufallvariablen
◮ Eine beliebige reellwertige Zufallsvariable
X können wir zentrieren,
d.h. in eine Zufallsvariable mit Erwartungswert 0 verwandeln, indem
wir den Erwartungswert subtrahieren:
e = X − E [X ]
X
h i
e = 0.
ist Zufallsvariable mit E X
◮ Wenn wir die zentrierte Zufallsvariable
e anschließend noch durch
X
die Standardabweichung σ(X ) teilen, erhalten wir eine
Zufallsvariable mit Erwartungswert 0 und Standardabweichung 1:
X − E [X ]
Y =
σ (X )
◮ Ist
ist ZV mit
E [Y ] = 0 und σ(Y ) = 1.
X binomialverteilt mit Parametern n und p , dann sieht die
standardisierte Zufallsvariable so aus:
Y = p
X − np
np · (1 − p )
.
Binomialverteilung und Standardisierung,
p=0,14; n=10, 50, 300
Normalapproximation der Binomialverteilung
◮ Man erkennt, daß sich die Massenfunktion einer standardisierten
binomialverteilten Zufallsvariable für große n sehr rasch einer
”Gaußschen Glockenkurve” annähert.
◮ Mithilfe von Grenzwertaussagen aus der Analysis (Stirlingsche
Formel) kann man dies auch beweisen:
Theorem
Ist X eine Binomial (n, p ) verteilte Zufallsvariable, und n hinreichend
groß, dann gilt für die standardisierte Zufallsvariable
näherungsweise
Y = p
P [a ≤ Y ≤ b ] ≈
Z b
a
X − np
np (1 − p )
2
1
√ e −x /2
2π
|
{z
}
dx
Gaußsche Glockenkurve
Standardisierte Binomialverteilung (n = 100 und p = 0,65) und
Gaußsche Glockenkurve (Standardnormalverteilung)
◮ Ist
X eine Binomial (n, p ) verteilte Zufallsvariable, und n
hinreichend groß, dann gilt für die standardisierte Zufallsvariable
Y = √X −np näherungsweise:
np (1−p )
P [a ≤ Y ≤ b ] ≈
Z b
a
1 −x 2 /2
√ e
2π
|
{z
}
dx
Gaußsche Glockenkurve
◮ Insbesondere erhalten wir
P [ Y ≤ x ] ≈ Φ (x ) =
Z x
−∞
1 −y 2 /2
√ e
dy ,
2π
wobei Φ(x ) die Stammfunktion der Gaußschen Glockenkurve ist.
◮
Φ(x ) ist im Allgemeinen nicht explizit berechenbar. Die Werte
können approximativ (mit dem Computer) berechnet oder aus einer
Tabelle abgelesen werden.
◮ Zum Beispiel gelten:
Φ(0) = 1/2,
Φ(1,23) ≈ 0,8907.
Tabelle der ormalverteilung
Tabelle des Integrals Φx) =
√1
2π
x
/2
et
dt. Beispiel: Φ123) = 08907.
∞
x
0.00
0.10
0.20
0.30
0.40
0
.5000
.5398
.5793
.6179
.6554
1
.5040
.5438
.5832
.6217
.6591
2
.5080
.5478
.5871
.6255
.6628
3
.5120
.5517
.5910
.6293
.6664
4
.5160
.5557
.5948
.6331
.6700
5
.5199
.5596
.5987
.6368
.6736
6
.5239
.5636
.6026
.6406
.6772
7
.5279
.5675
.6064
.6443
.6808
8
.5319
.5714
.6103
.6480
.6844
9
.5359
.5753
.6141
.6517
.6879
0.50
0.60
0.70
0.80
0.90
.6915
.7257
.7580
.7881
.8159
.6950
.7291
.7611
.7910
.8186
.6985
.7324
.7642
.7939
.8212
.7019
.7357
.7673
.7967
.8238
.7054
.7389
.7704
.7995
.8264
.7088
.7422
.7734
.8023
.8289
.7123
.7454
.7764
.8051
.8315
.7157
.7486
.7794
.8079
.8340
.7190
.7517
.7823
.8106
.8365
.7224
.7549
.7852
.8133
.8389
1.00
1.10
1.20
1.30
1.40
.8413
.8643
.8849
.9032
.9192
.8438
.8665
.8869
.9049
.9207
.8461
.8686
.8888
.9066
.9222
.8485
.8708
.8907
.9082
.9236
.8508
.8729
.8925
.9099
.9251
.8531
.8749
.8944
.9115
.9265
.8554
.8770
.8962
.9131
.9279
.8577
.8790
.8980
.9147
.9292
.8599
.8810
.8997
.9162
.9306
.8621
.8830
.9015
.9177
.9319
1.50
1.60
1.70
1.80
1.90
.9332
.9452
.9554
.9641
.9713
.9345
.9463
.9564
.9649
.9719
.9357
.9474
.9573
.9656
.9726
.9370
.9485
.9582
.9664
.9732
.9382
.9495
.9591
.9671
.9738
.9394
.9505
.9599
.9678
.9744
.9406
.9515
.9608
.9686
.9750
.9418
.9525
.9616
.9693
.9756
.9429
.9535
.9625
.9699
.9762
.9441
.9545
.9633
.9706
.9767
2.00
2.10
2.20
2.30
2.40
.9773
.9821
.9861
.9893
.9918
.9778
.9826
.9865
.9896
.9920
.9783
.9830
.9868
.9898
.9922
.9788
.9834
.9871
.9901
.9925
.9793
.9838
.9875
.9904
.9927
.9798
.9842
.9878
.9906
.9929
.9803
.9846
.9881
.9909
.9931
.9808
.9850
.9884
.9911
.9932
.9812
.9854
.9887
.9913
.9934
.9817
.9857
.9890
.9916
.9936
2.50
2.60
2.70
2.80
2.90
.9938
.9953
.9965
.9974
.9981
.9940
.9955
.9966
.9975
.9982
.9941
.9956
.9967
.9976
.9983
.9943
.9957
.9968
.9977
.9983
.9945
.9959
.9969
.9977
.9984
.9946
.9960
.9970
.9978
.9984
.9948
.9961
.9971
.9979
.9985
.9949
.9962
.9972
.9980
.9985
.9951
.9963
.9973
.9980
.9986
.9952
.9964
.9974
.9981
.9986
Normalapproximation der Binomialverteilung
Anwendbarkeit der Normalapproximation
◮
Faustregel: Die Näherung ist hinreichend genau, wenn
np (1 − p ) > 9.
◮ Ist
p sehr klein, dann ist das Ereignis selten, und man sollte besser
die Poisson-Approximation verwenden.
◮ Entsprechend ist für
p nahe bei 1 das Gegenereignis selten, und
man sollte eine Poissonapproximation für die Häufigkeit des
Gegenereignisses verwenden.
Beispiel.
◮ Wie im Beispiel von oben legt ein Huhn im Hühnerstall an einem
bestimmten Tag mit Wahrscheinlichkeit p = 70% genau ein Ei,
und mit Wahrscheinlichkeit 1 − p kein Ei. Insgesamt sind jetzt aber
100 Hühner im Stall. Wie groß ist die Wahrscheinlichkeit, daß an
einem Tag weniger als 60 Eier gelegt werden ?
◮ Wir nehmen wieder an, daß die Ereignisse ”Huhn
i legt Ei”,
1 ≤ i ≤ 100, unabhängig sind. Dann ist die Anzahl N der gelegten
Eier binomialverteilt mit Parametern n = 100 und p = 0,7.
◮ Die mittlere Anzahl der gelegten Eier beträgt
p
und die Standardabweichung σ(N ) =
◮ Also erhalten wir:
P [N
E [N ] = np
√ = 70
np (1 − p ) = 21.
< 60] = P [N − E [N ] < 60 − 70]
60 − 70
N − E [N ]
60 − 70
√
≈Φ
≈ 1,45%.
= P
< √
σ (N )
21
21
◮ Sind dagegen 1000 Hühner im Stall, und wir fragen nach der
Wahrscheinlichkeit, daß diese mindestens 600 Eier legen, dann
ergibt sich analog:
E [N ] = np = 700
◮ Also erhalten wir:
P [N
◮
und
σ (N ) =
q
np (1 − p ) =
√
210.
< 600] = P [N − E [N ] < 600 − 700]
600 − 700
N − E [N ]
600 − 700
√
< √
= P
≈Φ
σ (N )
210
210
≈ 0,0000000026%.
Die Wahrscheinlichkeit einer großen Abweichung vom
Erwartungswert nimmt also bei wachsender
Gesamtgröße sehr rasch ab !
◮ Dies ist die Grundlage statistischer Erhebungen - aber auch von
Versicherungen und Spielcasinos: Wenn das Casino im Schnitt
immer etwas gewinnt, und eine große Zahl von Spielern beteiligt ist,
dann ist es sehr unwahrscheinlich, daß das Casino insgesamt Verlust
macht.
Größenordnung der Fluktuationen um den Erwartungswert
Aus der Normalapproximation ergeben sich folgende Abschätzungen für
die Abweichung einer binomialverteilten Zufallsvariable X von ihrem
Erwartungswert E [X ]:
1. Typische Fluktuation: Eine Standardabweichung
P [|X − E [X ]| ≤ σ(X )]
Z 1
Z 1
2
X − E [X ] y
1 −
√ e 2 dy = 2 ·
= P . . . dy
≤1 ≈
σ (X )
0
−1
2π
= 2 · (Φ(1) − Φ(0)) = 2 · (0,841 − 0,5) = 68,2%
2. Gelegentliche Fluktuation: Zwei Standardabweichungen
X − E [X ] ≤2
P [|X − E [X ]| ≤ 2σ(X )] = P σ (X ) = 2 · (Φ(2) − Φ(0)) = 2 · (0,977 − 0,5) = 95,4%
3. Seltene Fluktuation: Drei Standardabweichungen
P [|X − E [X ]| ≤ 3σ(X )] = 2 · (Φ(3) − Φ(0)) = 99,7%
◮ Ist
n groß genug, dann liegt der Wert einer binomialvertelten
Zufallsvariable X also fast immer im Bereich E [X ] ± 3σ(X ), und
in etwa zwei Drittel der Fälle sogar im Bereich E [X ] ± σ(X ).
◮ Die Normalapproximation und diese Aussage gilt aber nicht nur für
binomialverteilte Zufallsvariablen, sondern für jede Zufallsvariable,
die sich als Summe von vielen kleinen unabhängigen Zufallsvariablen
auffassen läßt. Dies ist die Aussage des zentralen
Grenzwertsatzes, siehe nächster Abschnitt.