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| \documentclass[uebung]{lecture} | |||||
| \title{Wtheo 0: Übungsblatt 6} | |||||
| \author{Josua Kugler, Christian Merten} | |||||
| \begin{document} | |||||
| \punkte[21] | |||||
| \begin{aufgabe} | |||||
| \begin{enumerate}[(a)] | |||||
| \item Beh.: $\mathbb{P}(\cdot \mid B)$ ist Wahrscheinlichkeitsmaß auf $(\Omega, \mathcal{A})$. | |||||
| \begin{proof} | |||||
| \begin{enumerate}[(i)] | |||||
| \item Es ist für $A \in \mathcal{A}$: | |||||
| $\mathbb{P}(A | B) = \frac{\mathbb{P}(A|B)}{\mathbb{P}(B)} \ge 0$, | |||||
| da $\mathbb{P}$ W'maß. | |||||
| \item $\mathbb{P}(\Omega | B) = \frac{\mathbb{P}(\Omega \cap B)}{\mathbb{P}(B)} | |||||
| = \frac{\mathbb{P}(B)}{\mathbb{P}(B)} = 1$. | |||||
| \item Seien $A_i \in \mathcal{A}$ mit $A_i$ paarweise disjunkt. Dann folgt | |||||
| \begin{salign*} | |||||
| \mathbb{P}\left( \bigcupdot_{i \in \N} A_i \right) | |||||
| &= \frac{\mathbb{P}\left( \left( \bigcupdot_{i \in \N} A_i \right) \cap B \right) }{\mathbb{P}(B)} \\ | |||||
| &= \frac{\mathbb{P}\left( \bigcupdot_{i \in \N} (A_i \cap B) \right) }{\mathbb{P}(B)} \\ | |||||
| &= \sum_{i \in \N} \frac{\mathbb{P}(A_i \cap B)}{\mathbb{P}(B)} \\ | |||||
| &= \sum_{i \in \N} \mathbb{P}(A_i|B) | |||||
| ,\end{salign*} | |||||
| wobei im 3. Schritt die $\sigma$-Additivität von $\mathbb{P}$ ausgenutzt wurde. | |||||
| \end{enumerate} | |||||
| \end{proof} | |||||
| \item Es ist beispielsweise mit | |||||
| $A = \emptyset\colon \mathbb{P}(\emptyset | \Omega) = \frac{\mathbb{P}(\emptyset \cap \Omega)}{\mathbb{P}(\Omega)} = \frac{0}{1} = 0 \neq 1$. | |||||
| \end{enumerate} | |||||
| \end{aufgabe} | |||||
| \stepcounter{aufgabe} | |||||
| \begin{aufgabe} | |||||
| \begin{enumerate}[(a)] | |||||
| \item Sei $A \in \mathcal{A}$. Dann ist $\mathbb{P}(\Omega \cap A) = \mathbb{P}(A) = 1 \cdot \mathbb{P}(A) = \mathbb{P}(\Omega) \mathbb{P}(A)$. Außerdem | |||||
| gilt $\mathbb{P}(\emptyset \cap A) = \mathbb{P}(\emptyset) = 0 = 0 \cdot \mathbb{P}(A) = | |||||
| \mathbb{P}(\emptyset) \mathbb{P}(A)$. | |||||
| \item Seien $A, B, C$ gemeinsam stochastisch unabhängig. Dann ist | |||||
| $\mathbb{P}((A \cap B) \cap C) = \mathbb{P}(A \cap B \cap C) | |||||
| = \mathbb{P}(A) \mathbb{P}(B) \mathbb{P}(C) = \mathbb{P}(A \cap B) \mathbb{P}(C)$. | |||||
| Außerdem gilt | |||||
| $\mathbb{P}((A \cup B) \cap C) = \mathbb{P}((A \cap B) \cup (B \cap C)) | |||||
| = \mathbb{P}(A \cap C) + \mathbb{P}(B \cap C) - \mathbb{P}(A \cap C) \cap (B \cap C) | |||||
| = \mathbb{P}(A)\mathbb{P}(C) + \mathbb{P}(B) \mathbb{P}(C) - \mathbb{P}(A \cap B \cap C) | |||||
| = \mathbb{P}(C) (\mathbb{P}(A) + \mathbb{P}(B) - \mathbb{P}(A \cap B)) | |||||
| = \mathbb{P}(C) \mathbb{P}(A \cup B)$. | |||||
| \item Da der Würfel Laplace verteilt angenommen ist, folgt direkt | |||||
| $\mathbb{P}(A) = \frac{1}{2}$ und $\mathbb{P}(B) = \frac{1}{2}$. Da | |||||
| die Summe der Augenzahlen genau dann gerade ist, wenn einer der Würfe eine gerade | |||||
| und einer der Würfe eine ungerade Zahl ergibt, folgt $\mathbb{P}(C) = \frac{1}{2}$. | |||||
| Dabei gilt $\mathbb{P}(A \cap B \cap C) = 0$, da die Summe der Augenzahlen gerade ist, falls | |||||
| beide Würfe gerade Augenzahlen ergeben. | |||||
| Die Ereignisse $A, B, C$ sind paarweise unabhängig, denn | |||||
| \begin{salign*} | |||||
| \mathbb{P}(A \cap C) &= \mathbb{P}(\text{,,1. Wurf gerade, 2. ungerade''}) = \frac{1}{4} | |||||
| = \mathbb{P}(A) \mathbb{P}(C) \\ | |||||
| \mathbb{P}(A \cap B) &= \mathbb{P}(\text{,,1. und 2. Wurf gerade''}) | |||||
| = \frac{1}{4} = \mathbb{P}(A) \mathbb{P}(B) \\ | |||||
| \mathbb{P}(B \cap C) &= \mathbb{P}(\text{,,1. Wurf ungerade, 2. gerade''}) | |||||
| = \frac{1}{4} = \mathbb{P}(B) \mathbb{P}(C) | |||||
| .\end{salign*} | |||||
| Aber $\mathbb{P}(A \cap B \cap C) = 0 \neq \frac{1}{8} = \mathbb{P}(A) \mathbb{P}(B) \mathbb{P}(C)$ | |||||
| \end{enumerate} | |||||
| \end{aufgabe} | |||||
| \end{document} | |||||